营改增对企业竞争力的提升效应研究

杜剑　刘窈　杨杨

【摘 要】 基于营改增背景，以A股上市公司2009—2019年的相关数据为样本，考虑到营改增分行业、分地区实施的特点，运用模糊断点回归分析的方法，研究了营改增全面实施后对企业竞争力的提升效应。研究发现：营改增显著提升了企业竞争力。进一步研究发现，营改增对企业竞争力的提升效应在非国有企业、法制环境优的地区以及经济发展水平高的地区更为显著;不同行业受营改增政策影响存在差异，营改增显著提升了创新型行业和制造业的竞争力，因此需要进一步完善税制、产业政策并优化法制环境。文章基于企业竞争力这一视角考察营改增的政策效果，丰富了营改增对微观层面政策效果的研究，为未来税制改革和政策调整等提供有力数据支撑。

【关键词】 营改增; 企业竞争力; 模糊断点回归

【中图分类号】 F812.42  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2022）01-0010-06

一、引言

营改增是中国财税体制的一次重大变革，目的是加快财税体制的改革，降低企业税负，推动服务业发展，促进产业转型升级，深化供给侧改革。已有文献主要从宏观和微观两个层面来评估营改增的政策效果。

宏观层面上，Michael et al.[1]使用143个国家25年的数据研究发现，实行增值税后长期内能够使税收占GDP的比重增加4.5个百分点，同时由于发达程度和对外开放程度有差别，导致不同国家政策改革的效果也有差别。田志伟等[2]采用CGE模型研究了营改增对财政经济的影響，研究发现营改增会降低税收收入。从短期来看，营改增可以提高经济增长速度，但从长期来看营改增对经济增长没有明显的提高。潘常刚[3]采用CGE模型研究了营改增对居民福利效应与公平效应，研究发现营改增一定程度缩小了福利差距，有利于公平。微观层面上主要研究了营改增对企业税负[4-7]、投资[7]、创新[8-11]及绩效[12]的影响。还有学者考察了营改增对信息披露质量[13]以及风险承担[14]的影响。

通过以上梳理发现，我国学者已经从不同角度考察了营改增的政策效应，并取得了丰硕的研究成果。但是，鲜有文献考察营改增对企业竞争力的影响。营改增可以促进各个行业之间的分工协作，提高企业生产水平，最终实现我国产业结构的转型与升级[15]。企业作为产业结构中的基本单元，其竞争力的提升直接影响着产业经济水平的增长。因此，研究营改增对企业竞争力的提升效应具有重大意义。本文选取2009—2019年A股上市公司为研究样本，考虑到营改增分行业、分地区实施的特点，利用模糊断点回归分析其对企业竞争力的影响。研究表明：营改增政策可以显著提升企业的竞争力，在非国有企业、法制环境优的地区以及经济发展水平高的地区营改增对企业竞争力的提升效应更显著;不同行业受营改增政策影响存在差异，营改增显著提升了创新型行业和制造业的企业竞争力。

本文可能的贡献在于：一是本文基于企业竞争力这一视角考察营改增的政策效果，丰富了营改增对微观层面政策效果的研究;二是本文数据比较丰富，本文样本为营改增实施后的全部行业（除金融业外）。以往研究都是基于部分行业、部分地区，本文的研究结论可以为未来税制改革以及政策的制定提供强有力的数据支撑。

二、理论分析与研究假设

营改增自2012年实施以来，在一定程度上解决了营业税无法抵扣进项税额而导致的重复征税问题[16]，大大激发了企业积极性。营改增对微观经济层面的财务效应的“加法”值得关注。一方面，我国企业普遍面临着融资约束困难的问题，融资约束会使企业资源得不到合理的配置，导致企业出现投资过度或投资不足现象。随着企业税负的降低，企业的生产成本降低，进而产生财富效应，企业将会增加固定资产的投资，扩大经营规模，加大资本和劳动要素的投入，进而提高企业的产出效率和投资效率。企业资本和劳动的产出效率会倒逼企业整体转变经营模式，缩短业务链，通过技术升级提高自身经营质量和效率，从而推动企业整体发展[17]。另一方面，创新是企业可持续发展的核心要素，是引领实体经济转型升级和培育企业竞争优势的重要引擎，企业只有进行创新，才能不断提升其竞争优势。税负下降改善了企业现金流，为企业创新提供了必要的资金支持，促进企业的创新行为[18]，使得企业竞争力得到提升。此外，营改增“环环征收，道道抵扣”的链条机制，为专业化分工创造了条件。大量制造业企业将研发、咨询、设计、物流辅助等服务型业务分离出来，不仅促进服务业的发展，还使得制造业企业的经营收入得到提高，结构不断优化，商业模式不断创新，使得企业专业性更强，竞争力更高。综合上述分析，本文提出研究假设1。

H1：营改增显著提升了企业竞争力。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

对于营改增企业的选取，本文借鉴刘建民等[19]的做法，根据财政部、国家税务总局等相关财税政策文件，首先选择营改增政策行业关键词，然后根据年报公布的企业经营范围，筛选出经营范围中包含营改增行业关键词的企业作为本文的研究样本。再考虑到营改增政策的实施具有一定的滞后性，借鉴孙吉乐[20]的做法，将后半年开始试点的企业定义为下一年开始实施营改增政策。

此外，本文剔除数据严重缺失的企业;剔除ST、？觹ST、PT企业;剔除金融行业;对所有连续性变量在1%和99%水平上进行了缩尾处理。最终得到了1 560家企业的16 066个观察值。本文数据均来源于国泰安（CSMAR）数据库。

（二）关键变量度量

1.企业竞争力

企业竞争力是一个综合性指标，现有文献的主流研究方法是参考金碚[21]提出的企业竞争力监测体系。本文主要是基于规模能力、增长性以及效率性三个方面来衡量企业竞争力。选取规模性指标（销售收入、净资产以及净利润）、增长性指标（近三年销售收入增长率、近三年净利润增长率）、效率性指标（净资产收益率、总资产收益率以及全员劳动效率）这些指标，运用SPSS进行主成分分析。

由表1可知，本文提取了三个公共因子，这三个公因子的累计方差贡献率达到了73.009%，说明本文提取的这三个公因子具有很强的代表性，它可以反映变量的绝大多数信息。然后将各项指标的数值代入表2，可以计算得出3个主成分因子的具体得分。

企业竞争力综合得分（F）的公式如下：

F=（32.887%F+26.697%F+13.425%F）/73.009%

2.控制变量

参考已有文献，本文选取可能影响企业竞争力的其他控制变量，如企业规模、资产负债率、产权性质、企业年龄、资产流动性、资本支出比例、董事会规模、两职合一以及董事会独立性。具体变量定义如表3。

（三）模型设定

本文借鉴Thistlethwaite et al.[22]、师博等[23]的做法，采用模糊断点回归来分析评价营改增对企业竞争力的政策效应。营改增分批次陆续扩大了试点行业和地区，在2012年之后并不是所有企业都纳入营改增试点，而是存在一定的概率。因此采用模糊断点回归（FRD）。对于模糊断点（FRD）而言，二阶段最小二乘法是进行参数估计的标准做法，因此构建如下回归模型：

P=α+αT+αF（X）+αTF（X）+∑ΦCVs+ε （1）

COMP=β+βP+βG（X）+βTG（X）+∑ΦCVs+μ    （2）

第一階段是解释变量对工具变量进行回归，得到解释变量的估计值，即模型1;第二阶段将解释变量的估计值代入模型2对被解释变量进行回归，得到回归结果。其中，COMP是企业竞争力，为被解释变量;解释变量为营改增的政策效应（P）;T为工具变量，若实施营改增，则T=1，否则为0;驱动变量X=（X-X），表示距政策开始时点的距离;F（X）和G（X）是关于X的多项式;CV为控制变量。

主要变量定义如表3所示。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表4为描述性统计。由表4可知，企业竞争力（COMP）最大值为2.002，最小值为-1.413，说明企业竞争力在样本企业中存在较大差异;企业资本支出比例（CAPEX）均值为0.049，说明大多数企业存在投资不足问题;产权性质（SOE）的均值为0.735，说明非国有企业占比74%。此外，方差膨胀因子（VIF）的均值为2.48，小于10，说明变量之间不存在多重共线性。

（二）基本回归分析

表5（1）列报告了营改增对企业竞争力的影响，营改增政策变量P的系数在1%水平上显著为正，说明营改增显著提升了企业的竞争力，H1成立。企业规模（SIZE）的系数为0.246，在1%水平上显著，表明企业规模与企业竞争力正相关;资产流动性（LIQU）的系数为0.306，在1%的水平上显著，表明资产流动性与企业竞争力正相关;企业年龄（AGE）的系数显著为正，表明企业年龄与企业竞争力正相关;独立董事比例（INDEP）的系数显著为正，表明董事会的独立性有利于企业竞争力的提升。

（三）稳健性检验

本文采用更换企业竞争力的测度指标来检验结果的可靠性。具体的，借鉴刘迎秋等[24]开发的“中国民营企业竞争力指数指标体系”（简称“ECI”）来衡量企业竞争力。其中：EIC=总资产利润率×40%+销售收入增长率×30%+净利润增长率×30%。回归结果如表5（2）列所示，与前面回归结果一致，本文的研究结论可靠。

五、进一步研究

（一）基于产权性质

相比于国有企业，非国有企业由于其缺乏抵押品、经营风险大难以从正规渠道获取资金，从而面临着较大的融资约束。再加上企业需要双重缴税，可用资金维持企业日常经营都已经岌岌可危。营改增可以有效降低企业税负，缓解企业融资约束。因此非国有企业利用营改增提升企业竞争力的意愿可能相对更强。基于产权性质（SOE）进行回归，回归结果见表6（1）列：营改增变量与产权性质的交互项显著为正，表明营改增对企业竞争力的提升效应在非国有企业更为显著。

（二）基于法制环境

法制环境是国家政策实施的重要因素，好的法律环境有助于提高政策的执行力度。由于不同地区之间法制环境的差异性，可能会导致营改增的政策效果不同。本文主要依据王小鲁[25]《中国分省企业经营环境指数2017年报告》的企业经营环境指数。当企业所在的环境指数大于中位数时，法制环境（LAW）取值为1，表示法制环境为优;否则取0。回归结果见表6（2）列：营改增变量（P）与法制环境（LAW）的交互项系数显著为正，表明在法制环境优的地区，营改增对企业竞争力的提升效果更显著。

（三）基于地区经济发展水平

营改增的政策效应可能与地区经济发展水平有关。经济发展水平越高的地区，进行试点的时间较早，改革实施时间较长，税收政策的效应可以得到充分释放，营改增对企业竞争力影响可能更加显著。当企业所在地为营改增率先实施的9个省市时，地区经济发展水平（AREAR）取值为1;否则为0。回归结果见表6（3）列：交互项（P×AREA）的系数显著为正，表明在经济发展水平较好地区，营改增对企业竞争力的提升效果更加显著。

（四）基于不同行业

营改增对企业竞争力政策效果在不同行业中是否存在差异？为回答此问题，借鉴刘建民等[20]根据2012年证监会行业分类，将行业划分为创新型行业、制造业、服务型行业、资源依赖性行业四大类，分别进行分组回归。

回归结果显示，创新型行业和制造业的营改增变量（P）的系数显著为正;服务型行业营改增变量（P）的系数为正，但是不显著;资源依赖性行业营改增变量（P）的系数为负，但是不显著，表明营改增对不同行业企业竞争力的影响效应存在差异。其原因可能是，对于创新型行业来说，相比于其他行业，拥有较为领先的创新技术和优秀的创新人才，营改增减税效应为其研发创新提供了充足的资金支持，因而营改增显著提升了创新型行业企业的竞争力;对于制造业企业来说，特别是资本密集型企业，对固定资产、不动产和无形资产投资有较大的需求，营改增扩大了企业投资进项的可抵扣范围，因此制造业企业会抓住改革契机加大投资力度，从而提升其竞争力，因而营改增显著提升了制造业企业的竞争力。对于服务型企业来说，大多都是劳动密集型企业，对固定资产、不动产和无形资产的投资需求没有那么强烈，还可能是因为本文选取了上市企业为研究样本，非上市企业的数据较难获取，从而使得营改增对服务型行业的竞争力的影响效应与现实可能存在偏差。对于资源依赖型行业来说，其中大部分为建筑业企业和房地产业企业，对资金的需求量大。金融业营改增规定企业为取得各项借款发生的费用其进项税额不得抵扣，而房地产业和建筑业企业每年需要支付高额的利息给借款机构，使得企业面临着较高的融资成本，这会削弱营改增的减税效应。因而，营改增对资源依赖型企业的竞争力的影响效应不显著。

六、研究结论与建议

营改增的政策效果引起社会和政府的高度关注。本文基于A股上市公司2009—2019年的相关数据，运用模糊断点回归分析的方法，研究了营改增对企业竞争力的影响效应。研究发现：营改增显著提升了企业竞争力。进一步研究发现：在非国有企业、法制环境优的地区及经济发展水平高的地区，营改增对企业竞争力的提升效应更加显著;并且营改增的政策效果在不同行业间存在一定的差异，营改增对企业竞争力的提升效应在创新型行业和制造业中更为显著。

本研究为评估营改增的政策效应提供了重要的经验证据，同时给予了政府和企业政策制定提供参考：首先，要进一步完善增值税抵扣链条，切实减轻企业负担。其次，优化相应的产业政策，以推动服务业专业化升级，促进产业转型升级，深化供给侧改革。最后，通过持续优化税收营商环境，利用大数据加大税收稽查力度，规范企业的诚信纳税行为。

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