数字金融背景下“营改增”对企业数字化转型的影响研究

窦一凡 李丽 曹欣

一、引言

随着我国新发展格局下经济发展方式的历史性转变，数字技术如人工智能、区块链、云计算、大数据等与之交汇，数字化转型已成为推动经济高质量发展的重要引擎。二十大报告中明确指出，要加快建设网络强国、数字中国。因此，随着数字技术不断涌现出新的产业、业态和模式，如何实现微观企业的数字化转型，协同推进产业数字化，已成为各界共同探讨的重要议题（Warner，2019；戚聿东，2020）。

根据埃森哲《2022年中国企业数字化转型指数研究》的数据报告显示，中国的大多数企业处于数字化转型初级阶段，仅有17%的企业转型成效显著，众多中小企业面临着“不会转”①转型能力不足，“不会转”。“不能转”②转型成本偏高，“不能转”。和“不敢转”③转型阵痛期比较长，“不敢转”。等问题。为了更有效地引导企业实现数字化转型，“营改增”在推动企业转型升级中扮演着至关重要的角色，通过发挥杠杆作用，减轻企业负担，优化企业外部环境（陈玥卓等，2021），从而为企业实现数字化转型提供有力支持。然而，由于“营改增”分步试点策略的实施，早期纳入增值税抵扣链条的行业数量受到限制，导致增值税抵扣链条在短期内出现了断点，从而成为“营改增”政策效应滞后的制度性因素（蔡昌，2009；Cai等，2014；Howell，2016；马双等2019；高利芳等，2019； Zhou 等，2020），使得企业短期内难以获得充分的可抵扣增值税进项税，制约了企业创新活动的开展。随着数字化浪潮的席卷，金融市场正面临着前所未有的挑战，而科技与金融服务的完美融合，为数字金融的兴起奠定了坚实的基础。数字金融具有可追溯性等技术属性，监管部门能够掌握货币流动节点、流通路线、周转速度等信息，这有利于政府部门从微观角度把握宏观经济动向和调控经济预期。因此，本文旨在探讨数字金融和“营改增”政策对企业数字化转型所产生的叠加效应以及其内在影响机理，为加速数字化转型新发展格局的形成提供切实可行的实现方案。

本文的贡献在于：第一，以往的研究主要关注企业数字化的影响因素和生产经营活动等方面，而鲜有文献探究“营改增”政策对企业数字化转型所带来的滞后性影响。因此，本文从政策滞后的角度出发，探讨了“营改增”政策对企业数字化转型的影响，为制定适应企业数字化转型的政策提供了实证支持。第二，考察了数字金融在宏观调控中的协同效应，并探究了数字金融与“营改增”对企业数字化转型的叠加效应。第三，从企业特征的角度出发，深入探讨数字金融和“营改增”对企业数字化转型所产生的异质性影响。

二、文献综述

（一）“营改增”对企业数字化转型的影响研究

企业数字化转型升级的成败，不仅取决于其是否具备前瞻性的战略规划和相应的资金投入，更取决于其数字化转型的能力和水平。国内学者从创新投入、最优资源配置等方面，研究得出“营改增”政策能够有效促进企业数字化转型的结论。

从创新投入的角度而言，税收优惠有助于推动企业扩大创新投入规模，促进企业数字化转型。在现有的研究中，税收优惠可以降低创新活动的成本和风险，缓解企业融资约束（罗斌元，2020）；同时，税收优惠可以降低企业创新成本，缓解企业内部融资压力，并利用信号效应来提高企业的外部融资能力，注入更多的资金支持，企业得以加大对创新的投入，为其数字化转型提供了优越的条件（彭晓洁，2023）。在享受税收优惠的背景下，企业的资本使用成本得到有效降低，企业现金流得到显著改善，因此在研发高科技含量机器设备和推出新产品的投资大幅增加，企业的创新水平得到显著提升，数字化转型步伐加快，企业全要素生产率也得到了显著提高（晏国菀，2023）。

从最优资源配置的角度而言，税收优惠可以提高企业资源配置效率，推动企业数字化转型。而如果企业面临着融资约束问题，那么当期现金流和预期资金回报率会受到相应影响，导致企业丧失最优投资机会，从而降低企业资源配置效率。因此，企业在税收优惠的背景下，生产经营成本降低，当期现金流提高，因而由于投资不足导致放弃较好投资机会的情况会减少(钱雪松，2018)。从未来投资预期方面来说，税收优惠使得未来预期收益增加、未来预期风险减小，企业的实际投资规模随之上升，更接近于企业最优投资规模，资源配置效率和企业全要素生产率将大大提高（冀云阳，2020）。

综上所述，“营改增”政策是一项成功的改革，其预期目标得到了实现，充分发挥出减轻企业税负、促进经济转型升级等多重积极效应。而现有文献研究缺乏对“营改增”政策滞后性的深入探讨，特别是探求能否借助金融手段来缓解政策滞后性。因此，本文将数字金融纳入分析框架，为改善“营改增”政策滞后性，推动企业数字化转型提供相关建议。

（二）数字金融对企业数字化转型的影响研究

数字金融对经济的影响研究主要聚焦于其正向效应，可从宏观和微观两个角度进行深入探究。在宏观层面上，数字金融的蓬勃发展不仅能够极大地提升创业的活力和水平，同时也能够带动地区创业的蓬勃发展（谢绚丽等，2018），回馈于地方经济，提升居民的消费能力，为地区高质量发展注入强劲动力（易行健和周利，2018）。因此，在数字金融背景下，通过创新商业模式来实现区域经济增长与产业升级是一个重要的政策导向。在微观层面上，依靠数字金融所带来的资金优势，企业不仅能够优化融资效率，得到稳定和可持续的现金流，又能有效地解决股权质押对企业融资的约束问题（叶勇等，2021）。

与此同时，国内学者对于数字金融如何影响企业数字化转型进行了深入研究。首先，数字金融处理信息成本低、风险低，有效地改善了信贷资源错配，增加了对数字化项目的直接投资（钱晶晶，2021）。同时，数字金融的兴起为企业提供了多元化的融资渠道，推动了更多的融资方式涌现，为企业数字化转型提供了充足的资金支撑（谭志东，2022）。随着融资效率的提高和融资约束的缓解，企业所面临的总杠杆率和短期杠杆率均得到了显著的降低（林爱杰等，2021），这也为企业提高生产效率奠定了坚实的资金基础，从而实现了全要素生产率的提升。

此外，数字化金融的推广不仅有助于缓解企业融资限制、优化营商环境、提高风险承担能力，还能促进企业向数字化转型的方向不断迈进（王宏鸣，2022）。数字金融能够缓解企业的融资约束，促使企业通过外源融资获得的资金增加，为数字化转型提供资金保障（潘艺，2023）。数字金融打破了由于逆向选择带来的投资成本变高的局面，优化了金融市场的配置效率，缓解了企业内部的金融错配（刘畅，2022）。

通过梳理上述文献，已有数字金融经济效应研究立足于地区创业水平和企业现金流进行充分探讨。数字金融提高了融资效率、缓解了金融错配、优化了创新绩效，对企业数字化转型具有显著的正向作用。

（三）述评

总之，现有文献从管理赋能和投资赋能的角度分别研究了“营改增”政策、数字金融对企业数字化转型的影响。但既有研究缺乏考虑“营改增”政策滞后性对企业数字化转型的影响，另外，数字金融在宏观调控中发挥的协同作用尚未得到实证检验。鉴于此，本文拟将数字金融和“营改增”政策纳入统一的分析框架，探究两者对企业数字化转型的叠加效应，深挖数字金融和“营改增”对企业数字化转型的共同作用机制，为缓解政策滞后性和促进企业数字化转型提供相关建议。

三、理论分析和研究假设

由于人们对制度或政策的认知和客观条件的限制，其实施和效果的产生往往受到适应和试错过程的制约，因此，新政策的落地和发挥作用通常存在一定的滞后。“营改增”在我国推行以来，取得了良好的经济绩效，但同时也带来一系列问题。“营改增”对企业税负的影响呈现出一种普遍规律，即政策效果的显现具有一定的滞后性，而“营改增”的逐步实施则会进一步加重这种滞后性。不少学者的研究进一步证实了“营改增”政策效应的滞后性，在研究设计方面，谭光荣和黄保聪（2019）指出由于 “营改增”政策的滞后效应，有待深入研究“营改增”更长远的效应；廖红伟和刘永飞（2021）考虑到“营改增”政策的滞后效应，将样本时间选为2010-2017年；董根泰（2016）为了防止结果受到“营改增”政策的滞后效应影响，实证过程使用样本2013年前后数据；岳树民等（2023）指出“营改增”的滞后效应很可能为增值税税率下调政策评估带来时滞偏误；陈钊和王旸（2016）指出由于除上海（2012年1月1日）外其他各地“1+6”行业改革的时间均在下半年，部分地区改革时间接近年底，这可能导致改革效果在改革发生当年无法显现，因此在后续实证中，除上海外其他各地改革时间规定为实际发生年份的后一年，上海改革时间仍为2012年。在具体的研究结果方面，孙正等（2020）研究发现“营改增”对全要素生产率的影响具有“滞后效应”，且这种滞后效应随着时间的延续逐渐减弱。在经济发展进入新常态、结构性减税成为政府工作重点的背景下,“营改增”的推进是大势所趋。随着改革的不断推进，“营改增”行业的覆盖范围逐渐扩大，商业关系网络内的企业可获得的增值税进项抵扣不断增加，从而逐步降低了相关税负，推动企业实现数字化转型。此外，沈小燕等（2021）指出“营改增”存在滞后效应，又因为分步式的改革方式，不能使产业互联的企业尽快建立起完善的增值税抵扣链条，导致在初期政策实施的效果并不明显。孙正（2020）指出“营改增”对制造业绩效的影响具有滞后效应，随着时间的延续这种滞后效应保持平稳，再者，吴亮（2022）认为“营改增”的减税效应、投资效应、创新效应以及业绩驱动效应都是影响企业数字化转型决策的重要因素，结合以上分析可以推断“营改增”对企业数字化转型具有滞后效应。因此，本文提出假设1：

H1：“营改增”的政策效应显现具有显著滞后性。

一方面，数字金融在整合企业的信息和现金流等方面发挥了重要作用，通过风险分析和风险定价，有效缓解了信贷市场失灵的问题。另一方面，数字金融还能够配合积极的财政政策进一步释放内需，形成经济增长效应，便捷的数字金融产品能够刺激消费，发挥消费对经济循环的牵引带动作用，进而有助于稳定经济。因此，本文提出假设2：

H2：数字金融能够协助“营改增”推动企业实现数字化转型。

实施“营改增”政策可有效提升企业内部资金的供给水平。通过对企业现金流进行分析，发现在企业面临融资困境时，企业的内部现金流会发生改变，从而导致融资溢价。通过改善企业内部现金流，可以向外部投资者传递积极的信号，同时降低企业风险水平也能够增强外部投资者的投资信心，从而推动外部资金供给的增加，缓解外部融资溢价，降低外部融资成本。一方面，随着数字金融的兴起，企业信用的透明度和信息化得到了实现，这对传统的信用定价模式带来了巨大的冲击，促使企业加速构建硬化软信息的算法和大数据库（谢平，2012），从而降低了金融部门与企业主体之间的信息不对称程度，缓解了企业的外源融资约束难题。另一方面，虽然大多数传统金融机构只为大企业提供充足的融资服务（廖婧琳等，2020），传统金融服务看似已能满足上市企业的大部分要求，但是数字金融对于上市企业仍然有足够的吸引力，并且数字金融与传统金融并非完全排斥，数字金融促进了传统银行业务的发展（夏兵玉和詹宇波，2024），例如，得益于数字技术的高效信息挖掘与动态风险管控优势，数字金融为传统金融机构拓宽了业务范围，优化了成本结构（喻平和豆俊霞，2020）。

“营改增”实现了上下游企业之间抵扣链条的无缝衔接，从而有效避免了重复征税的问题。企业通过增值税转型改革可实现税收筹划最大化。通过直接抵扣增值税销项税，企业外购原材料、投资资产或接受服务所获得的增值税进项税可实现税费支出的减少，同时也有助于加大研发投入的力度。在数字金融时代，金融行业的数字化程度不断提升，企业的经营管理方式和组织架构都发生着重大变化，企业内部控制体系面临新的挑战。此外，数字化金融所带来的信息效应将促使管理者更加聚焦于企业未来的发展方向，对科技前沿的敏感度也将随之提升，因此他们将更多的资金注入到长期的创新研发活动中（胡楠，2021）。因此，本文提出假设3：

H3：数字金融和“营改增”通过缓解企业融资约束、激励管理者增加研发投入以促进企业数字化转型。

非国有企业自负盈亏，为了更好地推动数字化转型，企业通常会更快地响应减税政策，并更好地利用优惠制度来降低外部融资约束，增加投资。由于我国市场经济体制下，企业间存在信息不对称现象，导致企业之间存在激烈竞争，因此在进行投资决策时，企业往往会更加倾向于采用低成本策略。在决策过程中，国有企业需要遵循一系列程序标准，因此对政策做出反应所需的时间相对较长。因此，本文提出假设4：

H4：与国有企业相比，非国有企业对“营改增”政策的减税获得感会更为强烈。

“营改增”政策最初针对“1+6”行业①“1+6”行业率先试点，其中“1”为陆路、水路、航空、管道运输在内的交通运输业，“6”包括研发、信息技术、文化创意、物流辅助、有形动产租赁、鉴证咨询等部分现代服务业。展开，随后逐步推广至所有行业，但由于实施时间的差异，可能会导致政策效果的差异；其次，由于不同行业所参照的税率标准和缴纳的税款存在差异，因此“营改增”政策对其上市企业数字化转型水平的影响效果也会因行业而异。因此，本文提出假设5：

H5：“营改增”政策对不同行业的上市企业数字化转型水平的影响存在差异。

四、实证研究设计

（一）样本数据

本文选取2011-2021年沪深A股上市企业的财务面板数据作为研究对象，并对数据进行如下处理：（1）因金融行业财务报表标准不一致，将金融业上市公司排除在外；（2）为了保证数据准确，将数据残缺或者异常情况上市公司排除在外；（3）剔除ST企业。本文所使用原始数据来源于国泰安CSMAR数据库。

（二）变量定义

1.数字化转型（DCG）

参照赵宸宇等（2021）衡量企业数字化转型水平的做法以及构建数字化转型词库，本文使用文本分析法和专家打分法构建企业的数字化转型指数。

2.“营改增”政策虚拟变量

本文设置了“营改增”政策虚拟变量did=Treat*Policy。本文将被列为试点区域的企业设置为对照组，即Trea1=1；反之，Treat=0。2012年（含）以后，该企业被纳入政策试点且其主营业务为“1+6”试点行业，则Policy=1；反之，Policy=0。

3.数字金融（df）

借鉴国内大多数学者的经验，本文运用北京大学数字金融研究中心与蚂蚁金服合作编制的数字金融指数，以评估数字金融的发展水平。

4.中介变量

融资约束：借鉴鞠晓生等（2013）的做法，利用企业总资产和企业年龄构建SA指数，并以此作为衡量企业融资约束程度的指标：

研发投入（RD）：本文采取企业研发投入率衡量企业研发投入水平，计算公式为：RD=研发费用/营业收入。

5.控制变量

考虑到其他因素对实证结果稳健性带来的潜在影响，本文选取了一系列控制变量（Controls），包括公司资产规模（Size：总资产的自然对数）、企业上市年龄（Age：ln（当年年份-上市年份+1））、资产负债率（Lev：总负债/总资产）、营业收入增长率（Growth：本年营业收入/上一年营业收入-1）、总资产净利润率（ROA：净利润/总资产平均余额）、第一大股东持股比例（Top1：第一大股东持股数量/总股数）、机构投资者持股比例（Sum：机构投资者持股总数/流通股本）、董事人数（Board：董事会人数的自然对数）、独立董事比例（Indep：独立董事/董事人数）、两职合一（Duality：董事长与总经理是同一个人为1，否则为0）。此外，为了控制企业因素、时间趋势可能带来的影响，本文在回归分析中控制了企业效应（Firm）和年度效应（Year）。

（三）模型构建

为了检验“营改增”政策对企业数字化转型的影响，本文构建了多时点双重差分模型用于基准回归检验：

其中，i表示企业，t表示年度，DCGit为企业i在第t年的数字化转型程度。didi,t-n表示政策效应，Controlsi,t表示控制变量的集合。βn是本文主要关注的回归系数，若回归系数βn（n≥1）显著为正，则表明“营改增”政策在实施后第n年有助于促进企业数字化转型程度提升。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表1对本研究所选样本企业的主要变量进行了描述统计。由表可知，全样本数据下，采用文本分析方法与专家打分法计算出上市企业数字化转型水平平均值0.086，最小值0，最大值1，标准差0.207。数据显示我国上市公司数字化转型水平总体偏低，企业数字化转型水平差异较为显著。

表1 变量的描述性统计

（二）基准回归检验

为了缓解内生性问题，本文采用倾向得分匹配与双重差分法结合的方法（PSM-DID），识别“营改增”政策与企业数字化转型之间的因果关系。表2中（1）-（3）的结果验证了假设1。无论是否增加控制变量，“营改增”政策虚拟变量（did）对企业数字化转型水平（DCG）均在滞后两期显著为正，表明“营改增”对促进企业数字化转型具有明显的滞后性，这与部分学者在“营改增”政策滞后性方面的观点不谋而合，如孙正等（2022）指出“营改增”试点，不但对当期生产性服务业与制造业协同融合产生直接影响，而且会产生滞后效应，持续影响到后续年份制造业中生产性服务业的中间投入；邓晓兰等（2021）指出“营改增”对地方财政可持续性的政策效应在实施当期表现为微弱的促进作用，而后逐渐增强，存在滞后性。具体到本文的研究，早期试点“营改增”的企业，在2012年和2013年政策实施后并没有及时受到正向的政策效应，直至2014年才享受到“营改增”的政策红利。

表2 基准回归检验

（三）叠加效应检验

数字金融的应用可以提高资金配置的效率，从而为实体经济的发展注入金融活力，促进经济的繁荣。数字金融可以通过提高资金的流动性来改善实体经济融资结构，实现资金在实体部门与虚拟资本之间合理配置，从而进一步推动我国产业结构调整升级。数字金融将促进企业数字化转型进程，优化信贷业务流程，降低信息搜索、人力、运营和风险成本，从而有助于提高经济产出和促进经济增长。为进一步探究数字金融配合积极的财政政策所形成的经济增长效应，借鉴赵瑞瑞等（2022）的做法，本文考察了数字金融与“营改增”政策虚拟变量的交互项（interact=df*did）对企业数字化转型的叠加效应。从表3中可知，数字金融和“营改增”两者的叠加效应越强，越能推动企业实现数字化转型。此外，由表3和表2的回归结果相比之下可以发现，“营改增”政策滞后性得到有效缓解。也就是说，在数字金融的协同作用下，“营改增”政策在2013年就能显著促进企业数字化转型。

表3 数字金融和“营改增”政策的叠加效应

（四）机制检验

前文的理论分析认为，数字金融和“营改增”政策可以促进企业管理和投资方面能力的提升。为此，本文旨在探讨数字金融和“营改增”政策对企业数字化转型的影响机制，重点关注融资约束和研发投入两个方面。目前的研究遵循Baron和Kenny（1986）以及中介效应检验三步法的思路，利用中介效应模型来考察数字金融和“营改增”政策的内在作用机制：

其中，Mediator为中介变量。

1.管理赋能

数字金融和“营改增”有助于增加企业内部资金供给，缓解企业融资约束。由表4可以得知，在第（2）列中解释变量interacti,t-1在1%水平下显著为负。这一结果表明，数字金融和“营改增”政策有机结合有效降低了企业的融资约束。第（3）列的回归结果表明，SA的系数估计值θ1在1%水平下显著为负，表明过高的融资约束阻碍了企业的数字化转型。与此同时，interacti,t-1的系数估计值θ2在1%水平下显著为正，且系数绝对值低于第（1）列，验证了融资约束的中介作用。由此可见，数字金融和“营改增”政策能够通过降低企业的融资约束来提高企业数字化转型水平。

表4 作用机制检验：融资约束

2.投资赋能

数字金融和“营改增”为企业减轻了沉重的税负，同时有效地降低了企业的成本开支。此外，数字金融采用全新的匹配路径和价格机制，以满足多样化产品的需求，提升产品质量，扩大市场范围，为企业提供创新空间，从而实现经济发展从效率驱动向创新驱动的转变（荆文君等，2019）。参考以往研究，主要采用企业研发投入强度（RD）作为企业科技创新的替代变量。

由表4 可以得知，在第（4）列中解释变量interacti,t-1在1%水平下显著为正。这一结果表明，数字金融和“营改增”政策有效推动了企业的研发投入。第（5）列的回归结果表明，RD的系数估计值θ1在1%水平下显著为正，表明研发投入的提高有效促进了企业的数字化转型。与此同时，interacti,t-1的系数估计值θ2在1%水平下显著为正，且系数绝对值低于第（1）列，验证了研发投入的中介作用，说明数字金融和“营改增”政策能够通过提高企业研发投入来提高企业数字化转型水平。

（五）稳健性检验1：平行趋势检验

为了满足双重差分模型的要求，实验组和对照组在除政策因素外的其他发展条件上应保持基本一致，因此在使用该模型进行实验时，必须进行平行趋势的验证。从图1中可以看出，“营改增”政策实施之前，pre_1①pre-n：政策实施前n年的系数是负值并趋近于0，且在95%置信区间内包含了0值，意味着“营改增”政策实施当年之前，进行试点政策的城市内企业数字化转型水平与其他地区企业并无显著差异，满足了DID模型的平行趋势检验。基于此，本文认为实验选取的样本满足平行趋势检验。

图1 平行趋势检验

图2 安慰剂检验

（六）稳健性检验2：安慰剂检验

为进一步提高研究结果的真实性并剔除可能受其他因素或者偶然原因影响的上市企业数字化转型水平，故本文采用安慰剂检验来验算数据。通过对实验组个体和政策冲击持续时间进行随机更改，对模型回归结果的稳健性进行了检验。进行1500次重复回归的安慰剂检验结果可知，随机生成的估计系数近似于均值为0的正态分布，且绝大部分系数的p值大于0.1，说明前面的实证结果稳健。

（七）稳健性检验3：分位数回归

为进一步分析“营改增”政策对企业数字化转型的不同分位数上的效果差异，本文选取p25、p50、p75、p85四个分位数回归，得到结果如表5所示。“营改增”政策变量系数呈现递增趋势，这表明随着“营改增”政策的不断完善，“营改增”政策对企业数字化转型的正向影响不断增强，进一步验证了研究结论的稳健性。

表5 分位数回归

五、进一步分析

（一）产权性质下“营改增”政策对上市企业数字化转型的影响

为了探究“营改增”政策对不同产权性质的上市企业数字化转型水平的影响差异，本文对样本进行了国有企业和非国有企业的分类，并进行了检验。

表6呈现了“营改增”政策对国有和非国有上市企业数字化转型水平影响的回归结果。根据回归结果，经过两年的“营改增”政策实施，国有上市企业和非国有上市企业数字化转型水平的影响系数均呈显著正相关，这表明“营改增”政策对国有上市企业和非国有上市企业的数字化转型水平产生了显著提升，但对非国有上市企业的数字化转型水平的促进效果更为强烈。从微观层面来看，非国有企业融资渠道相对狭窄，面临更加艰难的融资环境，因此对于“营改增”所带来的减税效应表现出更高的敏感性。减税措施改善了企业的融资和财务状况，更好地分担了数字化转型的风险，并增强了企业数字化转型的信息。此外，“营改增”政策也降低了企业的税负成本，减少了税收负担，从而进一步增加企业的投资支出，促使企业进行数字化转型升级。因此，通过实施“营改增”政策，非国有企业可以更有效地推进数字化转型。

表6 产权性质的异质性分析

（二）行业类型下“营改增”政策对上市企业数字化转型的影响

探究“营改增”政策对不同行业上市企业数字化转型水平的影响是否存在差异，本文将样本分为制造业和非制造业两类，并进行分类检验。

从表7中可见，“营改增”政策实施两年后，其对制造业和非制造业上市企业均具有正向影响，但是，对制造业上市企业的正向影响并不显著。造成此回归结果的原因可能是，随着“营改增”政策的实施，制造业企业所隐匿的销售收入逐渐浮出水面，从而导致应税收入的增加，进而提高了制造业企业的应纳税所得额及其相应的企业所得税（李普亮等，2019）。因此，“营改增”政策倾向于抬高制造业企业所得税，进而可能弱化制造业企业对“营改增”的减税获得感。

表7 行业类型的异质性分析

六、结论与启示

“营改增”打通了上下游企业之间的抵扣链条，降低了企业税负，赋能了微观企业的提质增效与转型升级。目前，尽管学者们大多数支持税制改革政策对推动企业数字化转型的积极作用，也仍然存在对财政政策滞后性的担忧。数字金融可追溯性的技术属性有助于政府部门把握宏观经济动向和调控经济预期，能够配合财政政策释放经济效应。因此，本文分析认为，数字金融能有效缓解财政政策滞后性，为“营改增”推动企业数字化转型“如虎添翼”。本文以2011-2021年沪深A股上市公司为研究样本，通过文本分析方法和专家打分方法度量数字化转型水平，探究了数字金融和“营改增”对企业数字化转型的影响，以及其中的作用机理与异质性影响。

研究结果表明：首先，“营改增”政策能显著推动企业实现数字化转型，但存在政策滞后性。在数字金融的协同作用下，“营改增”政策滞后性得到明显改善。这一发现诠释了数字金融在宏观调控中发挥的协同作用。其次，在机制研究上，“营改增”政策和数字金融通过降低企业融资约束、提高企业研发投入来促进企业数字化转型。此外，“营改增”更有效地推动非国有和非制造业企业数字化转型。

结合上述的研究结论，本文得出如下政策启示：

第一，加强政府对企业数字化转型的扶持力度，以推动企业实现高品质的发展。根据本文的研究结果，实施“营改增”政策有助于减轻企业的税收负担，促进企业向数字化转型的方向发展。近年来，越来越多的企业开始积极探索数字化转型之路，以适应不断变化的市场需求。然而，数字化转型所带来的多重挑战，再加上中国传统观念对稳定性的高度重视，导致许多企业在数字化转型的道路上步履维艰。同时，数字化转型也面临着人才短缺、技术能力不足以及缺乏资金等问题。因此，政府应当制定具有科学性和有效性的激励政策，从税收优惠、政府补助等多个方面提供必要的财政支持，适当引导国家资源和市场资源向数字化转型倾斜，调动企业研发创新热情，推动企业实现数字化转型。

第二，政府应着眼于降低财政政策滞后性，充分发挥数字金融在宏观调控中的协同作用。研究发现，数字金融能够有效缓解“营改增”政策滞后性，为“营改增”助推企业数字化转型锦上添花。因此，首先，政府应进一步加强顶层设计，尽快制定数字金融发展战略，构建和完善数字金融的生态体系。其次，国家相关部委应在财政、税收、产业等方面出台与数字金融高质量发展相适应的配套政策，强化政策的集成效应。此外，政府部门应加强与金融机构的合作，实现金融机构、政府部门和企业之间的信息共享和有效传递，为企业拓宽更多的外部融资渠道，助力企业解决融资约束难题。

第三，积极推动非国有企业转型升级，鼓励企业研发创新。本研究揭示了“营改增”对不同企业数字化转型影响的异质性。其中，“营改增”更有效地推动非国有企业数字化转型水平的提高。因此，对于非国有企业而言，政府应深入开展有针对性的政策宣传辅导，帮助企业准确掌握和及时享受各项优惠政策；有机结合财税金融各类普惠性政策和专项政策并优化政策传导机制，为非国有企业数字化转型提供更多资金资源支持，推动非国有企业创新发展。

第四，政府应全面考虑税收征管的强度，以确保税收制度的有效实施。中国“法定”税负和“实征”税负历来有很大差别，其重要原因之一就是最初税收制度设计中出现了“宽打窄用”①即以“宽打”的税制架构，确保“窄用”的税收收入规模的现象。基于本研究发现，“营改增”会削弱制造业企业减税获得感。为此，政府可以通过适当下调制造业企业所得税率来进一步提高制造业企业营改增减税获得感以促进制造业企业数字化转型，同时推进“营改增”改革。这样，在适当减轻法定税负和强化税收征管的前提下，不仅有助于提升制造业企业减税获得感和促进税收公平，而且考虑了财政承受能力。