“營改增”對現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性的影響
——基于分層線性模型（HLM）的檢驗

喬睿蕾，陳良華

（東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇南京 211189）

“營改增”對現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性的影響
——基于分層線性模型（HLM）的檢驗

喬睿蕾，陳良華

（東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇南京 211189）

“營改增”是我國近年來財稅體制改革的重要組成部分，其對微觀企業(yè)的政策效應(yīng)具有重要意義。由于企業(yè)的行為特征與其所處地區(qū)的市場環(huán)境密切相關(guān)，文章運用分層線性模型，將企業(yè)嵌入其所處地區(qū)的市場環(huán)境中，分析“營改增”對不同地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的政策效應(yīng)，以此發(fā)現(xiàn)“營改增”對我國差異性市場化環(huán)境下企業(yè)現(xiàn)金持有政策的引導(dǎo)作用。研究表明，“營改增”可以顯著降低企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，且處于不同市場化程度地區(qū)的企業(yè)受到“營改增”政策的影響程度不同，“營改增”對處于市場化程度較低地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性降低作用更顯著。此研究對于宏觀部門進一步?jīng)Q策具有一定的指導(dǎo)意義。

營改增；現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性；市場化程度；分層線性模型

一、引言

近年來，全球金融風(fēng)險加大，我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失調(diào)，這意味著我國經(jīng)濟將經(jīng)歷一個較長時間的下行過程，在此壓力下，越來越多的企業(yè)意識到現(xiàn)金管理的重要性?，F(xiàn)金是維持企業(yè)生存和發(fā)展的重要資產(chǎn)，現(xiàn)金持有決策作為企業(yè)重要的財務(wù)決策之一，也一直受到學(xué)術(shù)界和實務(wù)界的普遍關(guān)注。如何權(quán)衡確定留存來自經(jīng)營活動現(xiàn)金流的最佳程度，以確保將來更有價值的投資項目的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性問題變得至關(guān)重要［1］。企業(yè)的現(xiàn)金決策不僅受到企業(yè)自身因素的影響，還會受到其所處的宏觀環(huán)境的制約，政府政策就是宏觀環(huán)境中對企業(yè)產(chǎn)生重要影響的一個因素［2］。

本文基于我國各地區(qū)間市場化程度的固有差異，運用分層線性模型，考察“營改增”對處于不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的不同影響程度，旨在分析“營改增”對哪些地區(qū)的企業(yè)帶來的改革紅利最大，以此發(fā)現(xiàn)“營改增”對我國差異性市場化環(huán)境下企業(yè)現(xiàn)金持有政策的引導(dǎo)作用，為促進企業(yè)健康發(fā)展、引導(dǎo)企業(yè)合理配置資源從而提高整個市場的資源利用效率、推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級并為持續(xù)推進供給側(cè)改革提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的影響

我國推行“營改增”改革經(jīng)歷了三個階段：第一階段為部分地區(qū)、部分行業(yè)試點階段?！盃I改增”于2012年1月1日在上海開始實施，所涉及的行業(yè)包括交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，即簡稱“6+1”行業(yè)。2012年9月至12月，“營改增”在北京、天津、江蘇、浙江、安徽、福建、湖北、廣東、廈門和深圳開始實施。第二階段為上述部分服務(wù)行業(yè)（簡稱1+6）在全國推廣實施階段。2013年8月后交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)（簡稱1+6）開始在全國推行；2014年1月1日增加了郵政和鐵路等行業(yè)試點工作；2014年6月1日起，又增加了電信業(yè)的試點工作。第三階段為全面實施“營改增”實施工作階段。2016年5月1日起將最后實施營業(yè)稅行業(yè)（建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)、生活服務(wù)業(yè)等）納入增值稅試點范圍，自此之后，營業(yè)稅退出歷史舞臺，增值稅全面替代營業(yè)稅。由于“營改增”的實施關(guān)系到企業(yè)以及整個國民經(jīng)濟方方面面，此次國務(wù)院（2016財字［46］文件，《國家稅務(wù)總局關(guān)于進一步明確全面推開營改增試點金融業(yè)有關(guān)政策的通知》）下文直接給各地區(qū)政府，要求其管理和推行，而不是通過稅務(wù)系統(tǒng)來執(zhí)行，可見全面實施“營改增”對企業(yè)等影響的重要程度。

國內(nèi)關(guān)于“營改增”的研究始于1994年，并以2012年“營改增”試點實施為界，大致分為兩個階段。2012年試點以前，關(guān)于“營改增”的研究主要集中于營業(yè)稅是否改革增值稅、“營改增”之后對行業(yè)稅負的影響兩個方面，2012年以后，針對“營改增”的研究大多轉(zhuǎn)變?yōu)槠鋵嶋H實施效果，主要集中在宏觀影響方面。潘文軒（2013）、田志偉（2014）等學(xué)者研究了“營改增”對行業(yè)稅負的影響。潘文軒（2013）指出“營改增”使得部分試點行業(yè)的整體稅負不減反增，并分析了“營改增”政策對服務(wù)業(yè)稅負產(chǎn)生的雙重效應(yīng)［3］。田志偉（2013）運用CGE模型，測算了“營改增”行業(yè)和原增值稅納稅行業(yè)的營業(yè)稅、增值稅兩稅稅負變化，發(fā)現(xiàn)對于改革行業(yè)，稅負變化很大且行業(yè)差異顯著，其中“交通運輸業(yè)”是唯一兩稅稅負上升的行業(yè)；對于原征營業(yè)稅且未改革的行業(yè)，稅負沒有明顯變化［4］。高培勇（2014）、孫正（2015）等學(xué)者研究了“營改增”對經(jīng)濟效率和國民收入分配的影響。高培勇（2014）探討了“營改增”政策對國民收入分配的影響［5］。孫正（2015）構(gòu)建了關(guān)于國民收入分配格局的雙重差分模型研究“營改增”對國民收入分配的影響，檢驗了2012年“營改增”的政策效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)改革降低了政府在國民收入分配中的所得份額，提高了居民、企業(yè)在收入分配中的所得份額。安體富（2013）、周克清（2014）等學(xué)者研究了“營改增”對中央地方財政收入的影響。其中，安體富（2013）認為，“營改增”短期內(nèi)會減少政府的財政收入，但該項改革在長期內(nèi)可以擴大稅基，豐富稅源，緩解財政收入的減少。周克清（2014）分析了“營改增”對國民收入分配產(chǎn)生的調(diào)節(jié)效應(yīng)［6］。除此之外，也有部分學(xué)者運用上市公司的微觀數(shù)據(jù)探討了“營改增”對微觀企業(yè)的影響，如袁從帥（2015）、趙連偉（2015）研究了“營改增”對企業(yè)投資、研發(fā)投入、勞動雇傭及企業(yè)成長效應(yīng)的影響［7-8］，李成等（2015）研究了“營改增”對企業(yè)固定資產(chǎn)投資、人均銷售額、全要素生產(chǎn)率的影響［9］。

“營改增”的實施會影響到企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、對外投資和利潤分配等各個方面，也會對企業(yè)的現(xiàn)金政策產(chǎn)生影響，通過改善企業(yè)的現(xiàn)金持有狀況影響企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。一方面，“營改增”通過完善增值稅抵扣鏈條，減少了企業(yè)的稅收負擔(dān)，降低了企業(yè)成本，使企業(yè)的自有資金變得相對充裕，綜合來看會增加企業(yè)的當(dāng)期經(jīng)營現(xiàn)金流量，這會在一定程度上豐富企業(yè)的融資渠道，降低企業(yè)的融資成本，緩解企業(yè)的融資約束狀況，進而促使企業(yè)調(diào)整生產(chǎn)經(jīng)營活動中的現(xiàn)金持有行為，最終降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。另一方面，已有學(xué)者通過分析證明，“營改增”后由于購買固定資產(chǎn)可以抵扣進項稅額，且外購專利技術(shù)、商標權(quán)等無形資產(chǎn)時也可以抵扣進項稅額，抵扣優(yōu)惠相當(dāng)于給企業(yè)帶來了資本價格方面的優(yōu)惠，從而可以有效促進企業(yè)固定資產(chǎn)等方面的投資，而企業(yè)資金有限，投資除了需要從外部資本市場獲得一部分融資之外，還需要從企業(yè)內(nèi)部持有的現(xiàn)金中抽調(diào)一大部分，因而會導(dǎo)致企業(yè)積極減少現(xiàn)金持有量以供投資之需，從而使現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性降低。由此，本文提出假設(shè)1。

H1：“營改增”會顯著降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。

（二）市場化程度約束下“營改增”政策效應(yīng)的異質(zhì)性

市場化程度反映了我國由計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)變的程度，是一系列經(jīng)濟、社會、法律乃至政治體制的綜合量度，由于資源稟賦、地理位置、國家政策等方面的差異，我國市場化進程雖然已經(jīng)取得明顯的成就，但是各地區(qū)之間的市場化程度仍存在明顯差異，這直接導(dǎo)致處于不同地區(qū)的企業(yè)所處環(huán)境的差異，并表現(xiàn)出不同的特征。眾多學(xué)者曾基于我國地區(qū)間市場化程度的差異考察其對企業(yè)行為特征的影響。楊興全（2014）認為，市場化程度的提高與管理層權(quán)利對現(xiàn)金持有水平的影響呈反向關(guān)系，并可以弱化管理層權(quán)利導(dǎo)致的持有現(xiàn)金對企業(yè)價值的負面效應(yīng)，同時可以抑制過度投資。伴隨政府質(zhì)量的提升，市場化程度較低地區(qū)的企業(yè)受惠于制度環(huán)境的優(yōu)化，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性明顯降低，而市場化程度高的地區(qū)企業(yè)這一變化并不明顯［10］。陳志斌（2015）等學(xué)者認為，市場化程度會影響不同地區(qū)政府質(zhì)量提升對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的緩解作用，即伴隨著政府質(zhì)量的提升，市場化程度較低地區(qū)的企業(yè)受惠于制度環(huán)境的優(yōu)化，其現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性顯著降低，而市場化程度較高地區(qū)的這一變化并不明顯。

經(jīng)驗研究結(jié)果表明，在規(guī)避企業(yè)融資風(fēng)險、緩解企業(yè)融資約束等方面，市場化程度對企業(yè)融資活動具有積極的推進作用［11］。市場化程度越高，中介機構(gòu)發(fā)育和法律執(zhí)行效果越好，政府及社會對企業(yè)經(jīng)理監(jiān)督機制越健全，媒體的治理作用更加有效，完善的制度環(huán)境為企業(yè)的經(jīng)營、投資與籌資創(chuàng)造了良好的條件。市場化程度低的地區(qū)市場交易成本高，投資者監(jiān)管不到位，會導(dǎo)致處于這些地區(qū)的企業(yè)面臨較嚴重的融資約束，伴隨“營改增”等一系列改革政策的推行，政府希望通過財稅體制改革推進我國各地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，提升市場化程度低的地區(qū)的經(jīng)濟活力，使得該地區(qū)的外部融資環(huán)境等發(fā)生明顯好轉(zhuǎn)，從而使這些企業(yè)從經(jīng)營活動現(xiàn)金流量中留存現(xiàn)金的動機降低，即“營改增”可以更顯著地降低市場化程度低的地區(qū)企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。高市場化程度地區(qū)的企業(yè)本身處于較為良好市場環(huán)境中，面臨的融資環(huán)境較寬松，“營改增”對其現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的降低作用可能并不明顯。由此，本文提出假設(shè)2-3。

H2：企業(yè)所處地區(qū)的市場化程度會顯著影響“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的作用。

H3：處于市場化程度低的地區(qū)的企業(yè)，“營改增”對其現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的降低作用更顯著；處于市場化程度高的地區(qū)的企業(yè)，“營改增”對其現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的降低作用不明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

“營改增”于2012年1月1日在上海交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)開始實施，2012年9月至12月在北京、天津、江蘇、浙江、安徽、福建、湖北、廣東、廈門和深圳開始實施，2013年8月后開始在全國推行，這種政策實施具有分批分階段的特征，為了避免政策效應(yīng)估計的偏差，本文將2012年實施改革的試點地區(qū)上市公司剔除（包括上海及北京、天津、江蘇、浙江、安徽、福建、湖北、廣東、廈門和深圳），將2013年8月以后實施改革的上市公司作為研究對象，這樣可以保證研究樣本在改革時間上的一致性，僅需要考慮該年度改革與否的變量（post）即可。本文選取2011-2015年間“營改增”試點行業(yè)上市公司作為研究對象，為了保證數(shù)據(jù)的準確性，將樣本數(shù)據(jù)進行了以下處理：①剔除披露數(shù)據(jù)信息不全的企業(yè)；②剔除5年中財務(wù)數(shù)據(jù)有重大疏漏和暗中問題的企業(yè)；③剔除資產(chǎn)負債率大于1即資不抵債的企業(yè)。最終，獲得113個企業(yè)5年間共565個研究樣本，數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

OLS分析背后存在一個重要的假定，即個案之間都是完全獨立的，而這種假定與現(xiàn)實之間有很大的出入。因為個案通常隸屬于不同的組群，每個組群內(nèi)部的個案之間往往存在很多相似之處，即組內(nèi)同質(zhì)性，而各個組群之間往往又存在明顯的差異，即組間異質(zhì)性。由于這兩點原因，當(dāng)常規(guī)回歸分析應(yīng)用于以上這種類型的數(shù)據(jù)時，很可能導(dǎo)致估計結(jié)果的偏差［12］。本文認為應(yīng)基于我國各省份市場化程度的不同，將樣本企業(yè)嵌入其所隸屬的地區(qū)，地區(qū)市場化程度的不同會導(dǎo)致不同地區(qū)的企業(yè)“營改增”對現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性政策效應(yīng)有顯著差異，而同屬一個地區(qū)的企業(yè)之間“營改增”政策效應(yīng)可能存在一定的同質(zhì)性。因此，本文選擇使用多層模型（HLM）進行分析，把企業(yè)包含在其所屬地區(qū)層面中，可以使數(shù)據(jù)的分析結(jié)果更加精確。

HLM軟件是專門用于研究具有分層嵌套數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的因果關(guān)系的軟件。相對于傳統(tǒng)回歸分析方法，HLM可以考慮不同層次變量的信息和隨機誤差，使參數(shù)估計和假設(shè)檢驗結(jié)果更有效，并且可以通過計算不同水平的變異在總變異中的比率來確定各個水平對因變量的解釋比例。

（二）變量設(shè)置

（1）被解釋變量。本文將現(xiàn)金持有量的變動（△Cash）作為被解釋變量進行研究，計算方法參考Opler等學(xué)者的做法，使用現(xiàn)金與總資產(chǎn)的比值衡量。

（2）解釋變量。包括現(xiàn)金流量（CF）和“營改增”政策變量（post）?，F(xiàn)金流量變量（CF）采用Almeida基準模型中關(guān)于現(xiàn)金流量的計算方式，即公司經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額?！盃I改增”政策變量（post）為啞變量，由于已經(jīng)將2012年改革的地區(qū)企業(yè)剔除，因此樣本不存在改革時間上的差異，將改革前變量取值為0，改革后取值為1。

（3）控制變量。參考以往相關(guān)研究，本文將企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、企業(yè)成長性（Q）、固定資產(chǎn)投資（Inv）、現(xiàn)金股利（Div）、負債的變化額（△D）、權(quán)益的變化額（△E）等作為研究的控制變量，并對所有樣本進行了行業(yè)控制。

（4）分層變量。市場化程度指數(shù)（Mar）。根據(jù)研究需要，本文將進行分層數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析。本文認為應(yīng)基于我國各省份市場化程度的不同，將樣本企業(yè)嵌入其所隸屬的地區(qū)，地區(qū)市場化程度的不同會導(dǎo)致不同地區(qū)的企業(yè)“營改增”對現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性政策效應(yīng)有顯著差異，而同屬一個地區(qū)的企業(yè)之間“營改增”政策效應(yīng)可能存在一定的相似性。因此選擇市場化程度作為分層變量進行分析，把企業(yè)包含在其所屬地區(qū)層面中，可以使數(shù)據(jù)的分析結(jié)果更加精確。

市場化程度變量（Mar）參考樊綱等編制的《中國市場化指數(shù)》獲得，市場化綜合指數(shù)包括政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)品市場發(fā)育、要素市場發(fā)育以及中介組織發(fā)育和法律五個部分構(gòu)成，因數(shù)據(jù)截止到2009年，本文參照楊興全（2014）的做法，2010年的市場化指數(shù)等于2009年的市場化指數(shù)加上2007年、2008年、2009年這三年的市場化指數(shù)相對于前一年市場化指數(shù)增加值的平均數(shù)。同時，通過做直方圖的方式將市場化指數(shù)分為較低、適中、較高三部分，具體分類結(jié)果見表1所列。

表1 地區(qū)市場化指數(shù)分類

隸屬于不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額之間具有顯著的差異。根據(jù)表1中對企業(yè)隸屬地區(qū)市場化程度的劃分，計算出隸屬于地區(qū)市場化程度指數(shù)較低、適中、較高的三類企業(yè)的平均市場化指數(shù)值以及三類地區(qū)的企業(yè)所對應(yīng)的平均現(xiàn)金持有量凈變動額。從表2中可以看出，企業(yè)隸屬的各地區(qū)市場化程度指數(shù)值之間差異較大，每類地區(qū)企業(yè)所對應(yīng)的現(xiàn)金持有量凈變動額之間也存在很大的差異，且隨著企業(yè)所隸屬地區(qū)的市場化程度指數(shù)增加，現(xiàn)金持有量凈變動額呈現(xiàn)逐漸減小的趨勢。表中的F值代表根據(jù)地區(qū)市場化程度指數(shù)值的分類對現(xiàn)金持有量凈變動額進行方差分析的估計結(jié)果，F(xiàn)值很大且達到了5%的顯著性水平，說明隸屬于不同市場化程度地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額之間差異很大，同時證明了根據(jù)企業(yè)隸屬地區(qū)的市場化程度指數(shù)分層是可行的。

表2 隸屬于不同效益市場化程度地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額比較

（三）分層模型列示

1.構(gòu)建空模型

根據(jù)本文數(shù)據(jù)特點和研究目的，采用兩層線性模型對樣本數(shù)據(jù)進行分析，層1反映涉及“營改增”企業(yè)的特征，層2反映各企業(yè)所在地區(qū)市場化程度特征。進行HLM分析的第一個步驟是構(gòu)建空模型?？漳Ｐ褪侵父鲗臃匠讨卸疾辉O(shè)自變量的模型，其結(jié)果可以說明總結(jié)果測量變異中由組內(nèi)變異和組間變異分別引起多大程度的改變，并以此確定樣本數(shù)據(jù)是否適合采用分層分析的方法［13］。本文構(gòu)建的空模型如下：

層2（反映地區(qū)層面的市場化程度特征）：

式（1）中，i表示第i個企業(yè)，j表示地區(qū)市場化程度類型，△Cashij表示從屬于第j個地區(qū)市場化程度類型中的第i個企業(yè)的現(xiàn)金持有量凈變動額；β0j表示第j個地區(qū)市場化程度類型企業(yè)的平均現(xiàn)金持有量凈變動額；γ00表示全部企業(yè)平均現(xiàn)金持有量凈變動額；rij表示企業(yè)層面的隨機誤差項，并且滿足rij～N（0,σ2）；u0j表示地區(qū)市場化程度層面的隨機誤差項，并且滿足u0j～N（0,σμ02），Cov（rij，u0j）=0。

當(dāng)空模型的運行結(jié)果顯示u0j的方差統(tǒng)計量顯著時，說明樣本數(shù)據(jù)適合應(yīng)用分層模型進行分析，若不顯著，則只需運用傳統(tǒng)的OLS模型。根據(jù)計算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)（Intra-class Correlation）的經(jīng)典定義（Shrout& Fleiss，1979）：ICC=σμ02/（σμ02+σ2），可以得出地區(qū)市場化程度層面的變異占企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額總變異的比例，該值越大，說明地區(qū)市場化程度層面的變異對企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額的作用越大。

2.將兩層變量納入空模型

如果模型1顯示u0j的方差統(tǒng)計量顯著，即隸屬于不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額存在顯著差異，則可將企業(yè)層面和地區(qū)市場化程度層面的變量納入空模型中，研究兩個層面對企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額的影響。第一層的方程中設(shè)置了企業(yè)層面上“營改增”政策變量post、現(xiàn)金流量CF以及其他控制變量對企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額的影響，為了使輸出結(jié)果更便于理解，本文將“營改增”政策變量、現(xiàn)金流量CF和其他控制變量均按照組內(nèi)平均值進行了中心化處理。由于樣本規(guī)模有限，將第二層中的所有斜率模型都設(shè)定為固定效應(yīng)模型，目的是盡量保持必要的統(tǒng)計顯著性水平［14］。本文構(gòu)建的納入兩層變量的完全模型如下：

層1（反映企業(yè)特征）：

層2（反映效益特征）：

混合模型：

模型2中，post表示“營改增”政策變量，改革前取值為0，改革后取值為1，CF表示企業(yè)的現(xiàn)金流量，Controls表示其余的控制變量。β1j、β2j和β3j表示解釋變量和控制變量對被解釋變量的效應(yīng)，體現(xiàn)了由于解釋變量和控制變量特征不同而導(dǎo)致的每個個體企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額對所有企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額平均水平的系統(tǒng)性偏離。Mar為反映地區(qū)市場化程度特征的變量，各式中的γ系數(shù)反映各地區(qū)層級變量的效應(yīng)。

四、實證研究結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計結(jié)果

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3所列。從表中可以看出，大多數(shù)企業(yè)會持有一定數(shù)量的現(xiàn)金，現(xiàn)金持有的變化量有正有負，說明樣本企業(yè)中有些企業(yè)當(dāng)年持有的現(xiàn)金比上年減少，有些比上年增加，均值為0.013，中位數(shù)為0.006，說明有一部分企業(yè)持有了較多數(shù)量的現(xiàn)金導(dǎo)致均值明顯偏高。各企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流的產(chǎn)生能力較強，投資額較大。股利支付率普遍偏小，各企業(yè)股利支付率之間差異不大但極端化嚴重。大多數(shù)企業(yè)的財務(wù)杠桿維持在一個比較適中的水平上。企業(yè)規(guī)模之間的差異較大。市場化程度指數(shù)均值為9.805，中位數(shù)為10.056，說明有一些地區(qū)的市場化程度嚴重偏低，但大多數(shù)地區(qū)市場化程度指數(shù)適中，標準差較大，說明地區(qū)之間市場化程度差異較大。

表3 描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的估計結(jié)果

表5第（1）列為“營改增”對全樣本企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的分析結(jié)果。對于全樣本企業(yè)，在不考慮地區(qū)市場化程度指數(shù)差異的情況下，“營改增”之前，企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.302（3.453），且在1%的水平上達到顯著，說明在改革之前，企業(yè)普遍持有較多數(shù)量的現(xiàn)金，現(xiàn)金持有量凈變動額隨經(jīng)營現(xiàn)金流量的增加而顯著增加，表現(xiàn)出顯著的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。“營改增”之后，企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)變?yōu)?0.124（-0.577），但并沒有達到顯著水平，說明“營改增”可以在一定程度上降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，減少企業(yè)的現(xiàn)金持有量，但這種降低作用不明顯，假設(shè)1得到證明。此外，投資與現(xiàn)金持有量之間存在非常顯著的負相關(guān)關(guān)系，說明投資會消耗大量現(xiàn)金，當(dāng)企業(yè)面臨投資機會時會顯著減少現(xiàn)金持有量，將更多的資金用于投資，這也與“營改增”促進投資的研究結(jié)論相符，“營改增”通過促進投資使企業(yè)積極調(diào)整現(xiàn)金持有策略，減少現(xiàn)金持有量，降低現(xiàn)金的持有成本，為獲得更多的投資收益做貢獻。企業(yè)的財務(wù)杠桿與現(xiàn)金持有量呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明較高財務(wù)杠桿的企業(yè)由于存在一定的債務(wù)壓力和財務(wù)風(fēng)險，傾向于持有更多現(xiàn)金。

（三）市場化程度對“營改增”政策效應(yīng)影響的分層模型估計結(jié)果

由于以上對“營改增”政策效應(yīng)的分析表明，“營改增”可以在一定程度上降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，但這種降低作用比較并不明顯，原因可能是其對某些不敏感企業(yè)的政策效應(yīng)掩蓋了其對整體企業(yè)的政策效應(yīng)，導(dǎo)致對全樣本企業(yè)的估計結(jié)果不顯著，或是由于存在其他重要影響因素會改變“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的政策效應(yīng)。本文認為，企業(yè)所屬地區(qū)的市場化程度對“營改增”政策效應(yīng)和企業(yè)本身現(xiàn)金持有量可能存在顯著的影響，因此，將市場化程度考慮進來，以此作為分層依據(jù)，把企業(yè)嵌入到其所隸屬的地區(qū)中，更加詳細地分析“營改增”的政策效應(yīng)。以下為市場化程度對“營改增”政策效應(yīng)影響的分層模型估計。

表4為僅包含被解釋變量的空模型估計結(jié)果。從表中顯示的結(jié)果可以計算出，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)=層2方差分量/（層1方差分量+層2方差分量）=12.83%，說明企業(yè)的現(xiàn)金持有量凈變動額有12.83%的變異來自地區(qū)市場化程度層面，即企業(yè)隸屬于市場化程度不同的地區(qū)會導(dǎo)致其現(xiàn)金持有量凈變動額有較大差異，因此，在分析“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的時候，應(yīng)該將地區(qū)市場化程度差異作為一個重要的影響因素。另外，模型估計結(jié)果顯示u0j的p值達到了0.05的顯著性水平，說明隸屬于不同市場化程度地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額有顯著差異，也說明樣本數(shù)據(jù)適合采用分層分析方法。

表4 模型估計結(jié)果

根據(jù)以上關(guān)于空模型的分析結(jié)果，接下來在完全模型中納入層1、層2變量，研究所有變量在分層模型中對企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額的影響，得到的隨機截距模型部分的估計結(jié)果見表4，固定效應(yīng)估計結(jié)果見表5。根據(jù)公式：R2各層的方差解釋比例=［（原模型方差分量-現(xiàn)模型方差分量）/原模型方差分量］，可以計算出，第二層（即地區(qū)市場化程度層面）解釋企業(yè)現(xiàn)金持有量凈變動額在第二層的變異程度為RB=（0.034 0-0.010 2）/0.034 0=70%，相應(yīng)地，第一層（即個體企業(yè)層面）解釋現(xiàn)金持有量凈變動額在企業(yè)層面的變異程度為SB=（0.098 4-0.090 8）/0.098 4= 7.72%。這也說明，地區(qū)市場化程度差異因素可以比個體企業(yè)因素更好地解釋企業(yè)間現(xiàn)金持有量凈變動額的差異，再一次證明在考察“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的時候應(yīng)該充分考慮企業(yè)所隸屬的地區(qū)市場化程度對“營改增”政策效應(yīng)的影響。同時，完全模型中第二層的變異值σμ02已經(jīng)不再顯著，這表明本模型沒有遺漏重要的層2因素。

表5第（2）列為以市場化程度指數(shù)分層之后，“營改增”對全樣本企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的分層分析結(jié)果。對于全樣本企業(yè)，在將其嵌入所屬地區(qū)的情況下，“營改增”之前，企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.304（3.443），且在1%的水平上達到顯著，說明在改革之前，企業(yè)普遍持有較多數(shù)量的現(xiàn)金，現(xiàn)金持有量凈變動額隨經(jīng)營現(xiàn)金流量的增加而顯著增加，表現(xiàn)出顯著的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性?！盃I改增”之后，企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)變?yōu)?0.271（-1.765），且在5%的水平上達到顯著，這個結(jié)果比不考慮市場化指數(shù)的情況絕對值大且結(jié)果更顯著，這說明在根據(jù)市場化程度分層的情況下，“營改增”能夠顯著降低企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，減少企業(yè)的現(xiàn)金持有量，即市場化程度不同的地區(qū)，“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的影響是有差異的，假設(shè)2得到證明。此外，其他變量的估計結(jié)果與第（1）列差別不大。投資與現(xiàn)金持有量之間存在非常顯著的負相關(guān)關(guān)系，債務(wù)增量、權(quán)益增量、財務(wù)杠桿與企業(yè)現(xiàn)金持有量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表5 “營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的影響估計結(jié)果

（四）市場化程度的分類估計結(jié)果

表5的（3）、（4）、（5）列是根據(jù)市場化程度高低分類之后，“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的估計結(jié)果，（3）表示市場化程度指數(shù)最大的一組，（4）表示市場化程度指數(shù)處于中間位置的一組，（5）表示市場化程度指數(shù)最小的一組。在“營改增”之前，市場化程度高的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金持有量普遍比較低，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.256（1.774），且在10%的水平上達到顯著。市場化程度處于中間位置的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金持有量比較適中，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.344（1.887），且在10%的水平上達到顯著。市場化程度低的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金持有量普遍比較高，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)為0.572（2.488），且在5%的水平上達到顯著。“營改增”之后，市場化程度低的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性降低最為顯著，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)變?yōu)?0.336（1.546），且在5%的水平上達到顯著。市場化程度高的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性降低最不顯著，現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性系數(shù)變?yōu)?0.008（-0.521）。這個估計結(jié)果說明，市場化程度高的地區(qū)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性受到“營改增”政策的影響較小，“營改增”政策并不能有效降低市場化程度高的地區(qū)企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性，而市場化程度低的地區(qū)對“營改增”政策的反應(yīng)程度很強，“營改增”可以大幅度降低市場化程度低的地區(qū)企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。假設(shè)3得證。

此外，投資與現(xiàn)金持有量的負相關(guān)關(guān)系也在市場化程度低的地區(qū)表現(xiàn)最顯著，這可能是由于市場化程度低的地區(qū)金融市場發(fā)育狀況欠佳，企業(yè)獲得外部融資較難，因此投資資金很大程度上依賴企業(yè)自有現(xiàn)金，因此，投資一個單位減少的現(xiàn)金持有量比市場化程度高的地區(qū)更多。權(quán)益增量、財務(wù)杠桿與現(xiàn)金持有量的正相關(guān)關(guān)系也在市場化程度較低的地區(qū)表現(xiàn)最顯著，同樣也是由于市場化程度低的地區(qū)外部融資較困難，獲得的權(quán)益資金更傾向于以現(xiàn)金持有的形式儲存起來。

五、研究結(jié)論與建議

本文以2011-2015年A股上市公司中涉及“營改增”的企業(yè)為研究對象，分析了“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的影響，并運用分層線性模型，進一步考察了“營改增”政策對隸屬于市場化程度不同地區(qū)的企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性影響的差異。通過以上研究，可以發(fā)現(xiàn)“營改增”政策在微觀企業(yè)中的效果，以及地區(qū)市場化程度的差異如何影響一項政策的實施效果，分析出“營改增”對哪些地區(qū)的企業(yè)具有更顯著的積極作用，以此為政府后續(xù)宏觀政策及時調(diào)整和補充提供有效實證數(shù)據(jù)和結(jié)論。研究發(fā)現(xiàn)：①“營改增”可以通過抵扣優(yōu)惠促進企業(yè)投資，顯著增加企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流，從而降低企業(yè)的現(xiàn)金持有量，最終降低企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性。②“營改增”對企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性的政策效應(yīng)受到企業(yè)所屬地區(qū)市場化程度的影響。通過將地區(qū)市場化程度指數(shù)作為分層依據(jù)，運用分層線性模型，發(fā)現(xiàn)處于不同市場化程度的地區(qū)企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性受到“營改增”政策影響的效應(yīng)有顯著差異，即地區(qū)市場化程度可以顯著改變“營改增”的政策效應(yīng)。③市場化程度顯著改變“營改增”政策效應(yīng)的具體結(jié)論為：“營改增”對市場化程度低的地區(qū)的企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性緩解作用更強，市場化程度低的地區(qū)企業(yè)對“營改增”政策反應(yīng)更強烈。

本文的研究結(jié)果對政府和企業(yè)都有廣泛的借鑒意義。在大力推進供給側(cè)改革的過程中，我國政府不斷推出新的改革政策，“營改增”作為其中最重要的財稅改革之一，極大地促進了企業(yè)發(fā)展和國民經(jīng)濟的增長。但是，在市場化程度不同的地區(qū)，政府的這項改革政策卻呈現(xiàn)出顯著的效力差異。在市場化程度低的地區(qū)，“營改增”對企業(yè)的現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性緩解作用更有力，這將極大地促進這類企業(yè)積極進行現(xiàn)金政策的內(nèi)部調(diào)控，提高現(xiàn)金使用效率，因此“營改增”會為其帶來更強的政策紅利，極大地推動這些相對落后地區(qū)的企業(yè)進步和經(jīng)濟增長，引導(dǎo)企業(yè)合理配置資源，從而提高整個市場的資源利用效率，逐步縮小其與發(fā)達地區(qū)的差距，使市場化程度低的地區(qū)得到更好更快的發(fā)展，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級并為持續(xù)推進供給側(cè)改革助力。

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［責(zé)任編輯：程靖］

Impact of“Replacement of Business Tax by VAT”on Cash-cash Flow Sensitivities—The Test Based on Hierarchical Linear Model

QIAO Rui-lei，CHEN Liang-hua
（School of Economics and Management，Southeast University，Nanjing 211189，China）

“Replacement of business tax by VAT”is an important component of Chinese fiscal and taxation reform in recent years and is significant to micro enterprises.Because the behavior characteristics of enterprises are related to their market circumstances，the paper applies HLM to embed enterprises into the market circumstances in which they locate，and analyzes the policy role of“replacement of business tax by VAT”in cash-cash flow sensitivity of enterprises in different regions，in order to find the guiding effect of“replacement of business tax by VAT”on corporate cash holding strategy in the context of China’s differential market.The results show that“replacement of business tax by VAT”can reduce cash-cash flow sensitivities significantly and the policy role differs in different market circumstances.The reducing effect is more obvious in regions with lower degree of marketization.This study has a certain guiding significance for the macro departments to make further decisions.

replacement of business tax by VAT；cash-cash flow sensitivities；degree of marketization；hierarchical linear model

F812.42；F275

A

1007-5097（2016）12-0163-07

10.3969/j.issn.1007-5097.2016.12.025

2016-07-22

國家自然科學(xué)基金項目（71272111）；國家高校博士點專項基金項目（20120092110060）

喬睿蕾（1991-），女，山西晉中人，博士研究生，研究方向：稅務(wù)會計，財務(wù)管理；

陳良華（1963-），男，浙江紹興人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：財務(wù)管理。