基于企業(yè)價值視角的“營改增”政策效應研究
——兼析治理環(huán)境的調節(jié)作用和控制權性質的影響

錢曉東

(南京大學 商學院，南京 210093)

一、引言

稅制變動對資本市場企業(yè)行為的影響是理論界和實務界共同關注的重大問題(Nie et al，2010)[1]。政府通過征稅方式的變化打破企業(yè)原有的契約關系和利益分配格局，進而促使企業(yè)基于自身價值最大化的目標調整各項財務行為，以實現(xiàn)要素資源的最優(yōu)配置。作為我國結構性減稅政策的重要內容，“營改增”的改革目標在于解決重復征稅問題，減輕企業(yè)稅收負擔，進而推動企業(yè)轉型升級并最大化企業(yè)價值。因此，深入研究“營改增”政策的實施對企業(yè)價值的影響，對于客觀評價稅改政策的有效性和實際成效具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

自“營改增”改革實施以來，學術界對其政策效應進行了持續(xù)的關注和評估。在宏觀研究層面，主要集中于整體經(jīng)濟效率(陳曉光，2013)、居民福利(高培勇，2014)、財政收入(周彬 等，2016)、經(jīng)濟增長以及收入分配(倪紅福 等，2016)等方面[2-5]；在微觀研究層面，大量文獻關注了“營改增”政策的減稅效應(童錦治 等，2015； 曹越 等，2017)[6-7]、專業(yè)化分工效應(陳釗 等，2016；范子英 等，2017)[8-9]及其對企業(yè)投資、研發(fā)創(chuàng)新、盈利能力等方面的影響(喬睿蕾 等，2017；錢曉東，2018)[10-11]。但目前國內尚無文獻定量研究“營改增”政策對企業(yè)價值的影響。

關于稅收政策對企業(yè)價值的影響，國內外學者進行了大量研究。Auerbach(1989)基于美國所得稅改革提出了現(xiàn)金流量假說，即稅制改革通過改變企業(yè)稅費支出影響企業(yè)的現(xiàn)金流量，進而影響企業(yè)價值[12]。Cutler(1988)則從投資成本視角提出了新增投資假說，認為若稅制改革可以降低企業(yè)新增投資成本，則可以有效提高新增資產(chǎn)的投資收益率，進而提升企業(yè)價值[13]。但是，由于稅制差異，國外相關研究很少涉及流轉稅改革。國內對流轉稅改革與企業(yè)價值關系的研究也不多。萬華林等(2012)分析了增值稅轉型和所得稅改革對企業(yè)投資價值的影響[14]，王素榮和蔣高樂(2010)研究了增值稅轉型對企業(yè)的投資水平和經(jīng)營績效的影響[15]。

值得引起重視的是，由于內部結構和外部環(huán)境等方面的差異，企業(yè)面臨著不同質量的治理環(huán)境，顯然上述實證研究中大多忽略了這一點。從企業(yè)內部治理看，金字塔式股權結構已經(jīng)成為我國企業(yè)集團架構中最普遍的方式，而不同的金字塔股權結構會對企業(yè)決策和行為產(chǎn)生不同的影響(La Porta et al，1999)[16]，進而影響企業(yè)執(zhí)行政策的力度和政策效應的實現(xiàn)。從外部發(fā)展環(huán)境看，我國的市場化改革在時空發(fā)展上仍然呈現(xiàn)非均衡狀態(tài)(樊綱 等，2011)[17]，不同區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平、政府干預程度、制度環(huán)境等的差異會深刻影響其稅改政策的有效性。因此，為了更充分考察“營改增”的政策效應，需要考慮企業(yè)內外部治理環(huán)境的影響。此外，由于國有企業(yè)與非國有企業(yè)控制權性質的不同，面對同樣的宏觀經(jīng)濟政策可能具有不同的反映，進而表現(xiàn)為政策效應的差異。有鑒于此，本文將內外部治理環(huán)境和企業(yè)控制權性質因素納入“營改增”政策效應的分析框架，深入分析“營改增”對企業(yè)價值的影響機制和實際效應，以拓展和深化相關領域的研究，并為進一步深化財稅制度改革提供政策啟示。

二、理論分析與研究假設

1.“營改增”對企業(yè)價值的影響

本文的企業(yè)價值主要是指內涵價值(又稱投資價值、公平價值等)，即企業(yè)預期未來自由現(xiàn)金流收益以適當?shù)恼郜F(xiàn)率折現(xiàn)的現(xiàn)值。一般來講，企業(yè)的自由現(xiàn)金流量受稅后凈利潤、折舊以及資本支出等因素的影響。首先，從稅后凈利潤來看，“營改增”之前企業(yè)根據(jù)銷售收入繳納營業(yè)稅，“營改增”之后企業(yè)繳納的稅種調整為增值稅。我國的增值稅設置了多檔稅率(6%，11%，17%)，并允許企業(yè)抵扣增值稅進項稅額。由于新設的增值稅稅率要高于改革前的營業(yè)稅稅率(5%)，企業(yè)應繳的流轉稅會增加；同時企業(yè)可以抵扣因固定資產(chǎn)投資、無形資產(chǎn)投資或是原材料購買而產(chǎn)生的增值稅進項稅額，又減少了應繳的流轉稅。因此，“營改增”對企業(yè)稅后凈利潤的影響具有不確定性，受到增值稅稅率和可抵扣項數(shù)量的共同作用。其次，從折舊及攤銷來看，改革之后，企業(yè)投資固定資產(chǎn)或無形資產(chǎn)形成的進項稅額不再計入資產(chǎn)原值，可供企業(yè)以后各期進行稅前抵扣的折舊及攤銷數(shù)量將會減少，進而不利于現(xiàn)金流的增加。最后，從資本支出來看，增值稅進項稅額可抵扣意味著企業(yè)的資本支出額會下降，進而有利于現(xiàn)金流的增加。綜上，“營改增”政策對企業(yè)價值影響的模型可推導如下：

以上二式分別為“營改增”政策實施前后的企業(yè)價值估算模型。模型中，企業(yè)T期不含稅銷售收入為S，除折舊攤銷外的其他成本為C；T期新增投資為I，使用年限為N，并采用年限平均法進行折舊；企業(yè)增值稅進項稅稅率為Ra，改革之后設定的銷項稅稅率為Rb,企業(yè)所得稅稅率為Rc，折現(xiàn)率為w。為簡化分析，假定各項稅率在樣本期間保持不變，則企業(yè)價值的變動為：

對上式求關于變量I的一階導數(shù)：

上式右側恒為正，意味著“營改增”后企業(yè)價值會隨著新增投資的增加而上升。同時，V差與Rb負相關，即銷項稅稅率越高則企業(yè)價值增量越小，甚至可能為負?？梢?，“營改增”對企業(yè)的自由現(xiàn)金流具有直接影響。此外，“營改增”通過擴大企業(yè)投資規(guī)模可以提升企業(yè)生產(chǎn)效率，也通過向外部投資者傳遞積極信號降低企業(yè)融資成本(陳麗霖 等，2013)[18]，進而對企業(yè)自由現(xiàn)金流產(chǎn)生間接影響，有助于企業(yè)價值的提升。由此提出假設H1：“營改增”通過投資抵扣效應顯著提升企業(yè)價值，且增值稅稅率越低，企業(yè)價值提升程度越大。

2.治理環(huán)境對“營改增”政策效應的調節(jié)

上文分析表明，“營改增”通過改善企業(yè)的自由現(xiàn)金流提升企業(yè)價值，而在不同的內外部治理環(huán)境中“營改增”對企業(yè)價值的影響具有差異性。作為企業(yè)內部基礎治理機制，金字塔股權結構對企業(yè)價值有著重要的影響。在金字塔控制層級較多、兩權分離程度較大的企業(yè)中，一方面，控股股東對企業(yè)的控制更復雜、與中小股東之間的信息不對稱程度更高，進而加大了控股股東利益攫取的隱蔽性，有助于滋生控股股東的利益侵占行為(Bebchuk et al，2000)[19]。具體來講，控股股東可以通過低風險、低成本的方式轉移或掏空下層企業(yè)資源，對“營改增”政策帶來的稅收優(yōu)惠進行利益攫取，侵占企業(yè)新增的自由現(xiàn)金流，損害企業(yè)價值。另一方面，由于第二類代理問題比較嚴重，企業(yè)往往不能依據(jù)外部政策變動做出及時的戰(zhàn)略調整，從而弱化政策效應，不利于企業(yè)價值的提升。由此提出假設H2a：相比于金字塔控制層級較多、兩權分離程度較大的企業(yè)，在金字塔控制層級較少、兩權分離程度較小的企業(yè)中“營改增”對企業(yè)價值的提升作用更顯著。

制度經(jīng)濟學認為，正式制度或非正式制度安排會對企業(yè)的微觀財務決策和資源配置效率產(chǎn)生重要影響。在我國，市場化改革是影響企業(yè)微觀行為的重要制度背景。在市場化水平較高的地區(qū)，政府干預企業(yè)程度較小，產(chǎn)權保護程度較高，公共服務廉潔高效，政府更多扮演“支持之手”的角色，對企業(yè)新增資源攫取的動機和程度較小(Fan et al，2011)[20]，進而有利于政策效應的充分發(fā)揮。同時，市場化水平較高的地區(qū)產(chǎn)品市場和要素市場的發(fā)育程度較高，交易的信息不對稱程度較低，可以有效緩解道德風險并降低交易成本，提高投資效率，進而提升企業(yè)增量價值。由此提出假設H2b：相比于低市場化水平地區(qū)的企業(yè)，在高市場化水平地區(qū)的企業(yè)中“營改增”對企業(yè)價值的提升作用更顯著。

3.不同控制權性質企業(yè)“營改增”政策效應的差異

宏觀經(jīng)濟政策的微觀效應在不同控制權性質的企業(yè)中存在異質性。國有企業(yè)存在預算“軟約束”且承擔了更多政策性任務和社會責任，會受到政府更多的“偏愛”，更易獲得信貸資源或財政補貼，因而稅收負擔對其生產(chǎn)經(jīng)營和績效目標的影響較小，導致其對“營改增”政策的敏感性較弱。同時，國有企業(yè)進行稅務籌劃所需的財務報告成本要顯著高于非國有企業(yè)，導致其應對外界政策變化的敏感性較弱。由此提出假設H3a：相比于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中“營改增”對企業(yè)價值的提升作用更顯著。

在不同控制權性質的企業(yè)中，治理環(huán)境對“營改增”政策效應的調節(jié)作用同樣存在異質性。由于國有企業(yè)的經(jīng)營決策權往往掌握在企業(yè)實際經(jīng)營者手中，金字塔股權結構的差異只會影響終極控制人的收益，并不影響其財務決策行為。而在非國有企業(yè)中終極控制人能夠有效影響企業(yè)的財務決策，金字塔股權結構對“營改增”政策效應的影響更明顯。由此提出假設H3b：相比于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中金字塔股權結構對“營改增”政策效應的調節(jié)作用更明顯。

在市場化水平較高的地區(qū)，地方政府對企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營干預較少。由于國有企業(yè)承擔更多的社會責任，市場化水平的提高對其受地方政府干預和侵占的弱化不如對非國有企業(yè)顯著。此外，在市場化水平較高的地區(qū)，較完善的金融市場體系和法律監(jiān)管體系有助于降低市場交易信息不對稱程度，緩解融資約束。由于我國國有企業(yè)在市場中長期處于優(yōu)勢地位，市場化水平的提高對其融資約束的弱化不如對非國有企業(yè)顯著。由此提出假設H3c：相比于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中市場化水平對“營改增”政策效應的調節(jié)作用更明顯。

三、研究設計

1.樣本與數(shù)據(jù)來源

“營改增”試點于2012年1月1日起在上海市的“1+6”行業(yè)展開，并在隨后幾年逐步進行地區(qū)擴圍和行業(yè)擴圍，最終于2016年5月1日將最后一批四類行業(yè)納入改革范圍[注]“1+6”行業(yè)包括交通運輸業(yè)以及研發(fā)、信息技術、文化創(chuàng)意、物流輔助、有形動產(chǎn)租賃、鑒證咨詢等6類現(xiàn)代服務業(yè)；最后一批實施“營改增”的4類行業(yè)包括建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和生活服務業(yè)。。本文使用評估公共政策效應常用的雙重差分法，將“1+6”行業(yè)企業(yè)作為實驗組，將最后一批實施“營改增”的非金融類企業(yè)作為對照組，以2009—2015年為研究期間，對“營改增”的政策效應進行實證檢驗。對原始樣本進行如下處理：(1)刪除金融業(yè)企業(yè)；(2)刪除樣本期間注冊地發(fā)生變更的企業(yè)，避免遷移等內生性反應；(3)刪除ST、PT類的企業(yè)；(4)刪除金字塔控股結構無法識別、控制權性質無法識別的企業(yè)；(5)刪除存在缺失數(shù)據(jù)的企業(yè)。最終得到1 504個樣本觀測值，并進行縮尾處理。本文所用財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，金字塔控制層級數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫中的“中國上市公司股東研究數(shù)據(jù)庫”提供的“控股股東關系鏈公告圖”，通過手工搜集、計算、整理得到；地區(qū)市場化水平用王小魯?shù)?2017)編制的市場化指數(shù)衡量[21]，其中缺少2015年的數(shù)據(jù)，假設各地區(qū)的市場化水平在一定時間內保持穩(wěn)定，即假定各地區(qū)2015年的市場化指數(shù)與2014年保持一致。

2.變量定義與測量

因變量：企業(yè)價值(Mvg)。國內外關于企業(yè)價值的評估主要有成本法、收益法和托賓Q值法。成本法以歷史成本為基礎將企業(yè)價值定義為企業(yè)凈資產(chǎn)的賬面價值，其缺點在于會計數(shù)據(jù)的滯后性(Collins et al，1999)[22]；托賓Q值法通過比較企業(yè)新增資本的市場價值與重置成本之間的關系來衡量企業(yè)價值，在實證研究中廣泛使用；收益法基于有效市場理論、MM定理以及CAPM模型等考察企業(yè)的內在價值，表現(xiàn)為企業(yè)預期自由現(xiàn)金流量折現(xiàn)的現(xiàn)值(通常以加權平均資本成本為貼現(xiàn)率)，綜合體現(xiàn)了企業(yè)的持續(xù)發(fā)展能力和價值創(chuàng)造能力，比較而言最符合經(jīng)濟學原理(Awasthi et al，2013)[23]。本文用企業(yè)的股票年度收益率(企業(yè)當期期末市值與上期期末市值之差除以上期期末市值)來衡量企業(yè)價值。

自變量：“營改增”政策實施前后啞變量(Time)，政策實施之前為0，實施之后為1；實驗組與對照組啞變量(Ref)，實驗組為1，對照組為0；企業(yè)投資水平(Inv)，用現(xiàn)金流量表中“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”衡量，并以期初總資產(chǎn)為分母進行標準化處理。

調節(jié)變量，即企業(yè)治理環(huán)境(Gov)，包括以下幾個變量：金字塔控制層級(Layer)，用最終控制人對企業(yè)的控制層級數(shù)衡量，若存在多條控制鏈，則根據(jù)最長的控制鏈計算層級數(shù)(Bebchuk et al，2000)[19]；兩權分離度(Sep)，用企業(yè)控制權與所有權之差衡量；市場化水平，用市場化指數(shù)(Index)和市場化指數(shù)排名(Rank)衡量(為保證符號一致性，市場化指數(shù)取相反數(shù))。

控制變量：企業(yè)規(guī)模(Size)，用期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；資產(chǎn)負債率(Lev)，用期末總負債與總資產(chǎn)的比值衡量；總資產(chǎn)收益率(Roa)，用當期凈利潤與期末總資產(chǎn)的比值衡量；前五大股東持股比(Cr)，用前五大股東持股比例之和衡量；此外，還加入了行業(yè)變量和年度變量。

3.實證模型設計

為了檢驗假設H1，借鑒萬華林等(2012)的研究構建如下模型[14]：

Mvg=β0+β1Inv+β2Time+β3Ref+β4Time×Ref+β5Time×Inv+β6Ref×Inv+β7Time×Ref×Inv+β8Controls+Industry+Year+ε

其中，政策效應變量是“TimeRefInv”，若其系數(shù)顯著為正，則“營改增”顯著提升了企業(yè)價值。進一步，將實驗組按照稅改后增值稅稅率的差異分為高稅率組和低稅率組，預期政策效應變量的系數(shù)僅在低稅率組顯著為正。

為了檢驗H2a和H2b，借鑒喬睿蕾和陳良華(2017)的研究，加入治理環(huán)境變量構建如下模型[10]：

Mvg=β0+β1Inv+β2Time+β3Ref+β4Time×Ref+β5Time×Inv+β6Ref×Inv+β7Time×Ref×Inv+β8Gov+β9Time×Ref×Gov+β10Controls+Industry+Year+ε

若“Time×Ref×Inv×Layer”和“Time×Ref×Inv×Sep”的系數(shù)顯著為負，則金字塔控制層級越少、兩權分離程度越小的企業(yè)“營改增”政策效應越顯著；若“Time×Ref×Inv×Index”和“Time×Ref×Inv×Rank”的系數(shù)顯著為正，則所處地區(qū)市場化水平越高的企業(yè)“營改增”政策效應越顯著。

為了檢驗H3a、H3b和H3c，按照國有企業(yè)與非國有企業(yè)分組后分別進行回歸。若模型中“Time×Ref×Inv”的系數(shù)僅在非國有企業(yè)組中顯著，則非國有企業(yè)的“營改增”政策效應比國有企業(yè)更顯著；若“Time×Ref×Inv×Gov”的系數(shù)僅在非國有企業(yè)組中顯著，則治理環(huán)境對“營改增”政策效應的影響在非國有企業(yè)中更顯著。

四、實證分析

1.單變量檢驗

表1列示了“營改增”對企業(yè)價值的單變量檢驗結果，并進一步按照各調節(jié)變量分組進行了組間差異檢驗。結果顯示，“營改增”之后，樣本企業(yè)的市場價值得到了顯著提升，企業(yè)價值平均增量達到37.5%。實驗組的價值增量達到了58.4%，而對照組的價值增量僅為15.3%，且低稅率實驗組的價值增量要遠高于高稅率實驗組，假設H1得到初步支持。金字塔控制層級較多的企業(yè)價值增幅小于金字塔控制層級較少的企業(yè)，兩權分離度較大的企業(yè)價值增幅小于兩權分離度較小的企業(yè)，位于市場化水平較低地區(qū)的企業(yè)價值增幅小于位于市場化水平較高地區(qū)的企業(yè)，假設H2a、H2b得到初步支持。

2.“營改增”對企業(yè)價值的影響

表2中的回歸結果顯示，“營改增”、實驗組和投資水平的交互項(以下簡稱三項交互項)回歸系數(shù)顯著為正，表明在“營改增”政策沖擊下企業(yè)價值有了顯著提升。三項交互項的系數(shù)在低增值稅稅率組中顯著為正，而在高增值稅稅率組中并不顯著，表明“營改增”顯著促進了稅改后低稅率企業(yè)的價值，而對高稅率企業(yè)無顯著影響。由此假設H1得到驗證。同時，三項交互項的系數(shù)在非國有企業(yè)組中顯著為正，而在國有企業(yè)組中并不顯著且小于非國有企業(yè)組的系數(shù)(0.706<2.728)，表明“營改增”對非國有企業(yè)的價值提升更顯著，假設H3a得到驗證。

3.治理環(huán)境對“營改增”影響企業(yè)價值的調節(jié)作用

表3中加入金字塔控制層級變量的全樣本回歸結果顯示，“營改增”、實驗組、投資水平和金字塔控制層級的交互項回歸系數(shù)顯著為負，表明金字塔控制層級對“營改增”的企業(yè)價值提升效應具有負向影響，控制層級越多“營改增”對企業(yè)價值的提升作用越弱；四項交互項的系數(shù)在國有企業(yè)組沒有通過顯著性檢驗，而在非國有企業(yè)組顯著為負，表明金字塔控制層級對“營改增”企業(yè)價值提升效應的負向影響僅在非國有企業(yè)中顯著。同樣，加入兩權分離度變量的檢驗結果表明，企業(yè)兩權分離程度對“營改增”的企業(yè)價值提升效應具有負向影響，且該調節(jié)作用僅在非國有企業(yè)中顯著。表4的檢驗結果則顯示，市場化水平對“營改增”的企業(yè)價值提升效應具有正向影響，市場化水平越高，“營改增”對企業(yè)價值的提升作用越強。綜上所述，假設H2a、H2b、H3b和H3c得到驗證。

表1 單變量檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著(雙尾)。

表2 “營改增”對企業(yè)價值的影響

注：“營改增”政策實施前后啞變量簡稱為“營改增”，括號內為t值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著(雙尾)，下表同。

表3 企業(yè)治理結構對“營改增”影響企業(yè)價值的調節(jié)作用

表4 市場化水平對“營改增”影響企業(yè)價值的調節(jié)作用

4.穩(wěn)健性檢驗

(1)變量替換。一是將模型中的企業(yè)價值替換為企業(yè)的托賓Q值，計算方法為：(每股股價×流通股股數(shù)+每股凈資產(chǎn)×非流通股股數(shù)+負債賬面價值)/總資產(chǎn)賬面價值。檢驗結果見表5，結論與上文分析基本一致。二是將企業(yè)規(guī)模替換為企業(yè)期末總市值的自然對數(shù)，將總資產(chǎn)收益率替換為凈資產(chǎn)收益率，將企業(yè)前五大股東持股比替換為第一大股東持股比，將市場化指數(shù)替換為企業(yè)經(jīng)營環(huán)境指數(shù)[24]，檢驗結論保持不變(限于篇幅，未列示結果，需要者可向作者索取)。

(2)逆向因果排除。本文研究結論嚴格成立需要拒絕下述假設：在“營改增”實施之前，實驗組與對照組的企業(yè)價值增長率存在顯著差異。參照錢曉東(2018)的做法[11]，選取“營改增”試點前的2009—2011年為窗口期，定義2011年為改革后年度，2009—2010年為改革前年度，重新檢驗模型。結果表明，“營改增”前一年、實驗組和投資水平的交互項系數(shù)不顯著，拒絕上述假設，排除了逆向因果關系，可以認為企業(yè)價值的變化主要是由“營改增”政策實施所致。

(3)傾向得分匹配法。為保證實驗組和對照組企業(yè)受政策影響是隨機的，需要保證兩組企業(yè)的各項特征不具有顯著差異。采用PSM-DID法，選取規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)收益率、大股東持股比、市盈率、成長性、年度等指標進行傾向得分匹配，將配對后的數(shù)據(jù)代入模型，三項交互項的系數(shù)顯著為正，結論穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、結論與啟示

通過財稅體制改革優(yōu)化市場資源配置、調整產(chǎn)業(yè)發(fā)展結構和轉變經(jīng)濟增長方式，是供給側結構性改革的重要內容。深入研究“營改增”稅制改革對企業(yè)財務行為和價值的差異化影響，不僅有助于政府更有針對性地制定后續(xù)政策進而提高改革效率，更有助于企業(yè)根據(jù)及時響應宏觀經(jīng)濟政策變化調整經(jīng)營策略和財務決策。本文從理論分析和實證檢驗兩方面探討了“營改增”對企業(yè)價值的影響，結果表明：首先，“營改增”通過促進企業(yè)新增有效投資增加投資凈現(xiàn)值，進而帶動企業(yè)價值提升，且稅改后增值稅稅率越低企業(yè)的價值提升越顯著；其次，治理環(huán)境會影響“營改增”的政策效應，金字塔控制層級越少、兩權分離度越小、所處地區(qū)市場化水平越高的企業(yè)價值提升越顯著；最后，非國有企業(yè)的稅收政策敏感性強于國有企業(yè)，“營改增”的企業(yè)價值提升效應和治理環(huán)境的調節(jié)作用僅在非國有企業(yè)中顯著。基于上述結論，提出以下建議：

首先，政府應不斷深化增值稅改革，進一步降低企業(yè)稅收負擔。要完善增值稅制度，擴大增值稅抵扣范圍，降低增值稅稅率，充分實現(xiàn)“營改增”的減稅效應和價值提升效應，釋放企業(yè)活力，提高資本市場的資源配置效率，促進經(jīng)濟持續(xù)增長。與此同時，政府應當盡快建立和完善相應的財政補貼機制，著力探索并調整適用于各行業(yè)的增值稅抵扣政策，以保證更好地實現(xiàn)政策目標。

其次，各地區(qū)要加快市場化改革進程，企業(yè)要完善自身內部治理結構。單獨的宏觀稅制改革無法發(fā)揮最大效用，“營改增”的政策效應與企業(yè)的內外部治理環(huán)境息息相關。一方面，政府作為公共服務的提供主體，要不斷完善公共治理環(huán)境，提高市場化水平，優(yōu)化法制體系、金融體系以及社會保障體系，為企業(yè)的發(fā)展營造良好的生態(tài)環(huán)境，進而充分實現(xiàn)稅收政策的改革紅利。另一方面，內部人控制將導致企業(yè)內部治理機制失效，企業(yè)應建立和完善有效的內部治理結構和監(jiān)督機制，防止實際控制人侵占或攫取企業(yè)利益，并完善財務決策機制以有效應對宏觀政策變化，不斷提升企業(yè)價值。

最后，要深化國有企業(yè)改革，釋放企業(yè)活力。目前，“營改增”的政策效應在不同類型企業(yè)之間存在較大差異，國有企業(yè)的效應弱化需要引起重視。國有企業(yè)應逐步去行政化，建立現(xiàn)代企業(yè)管理體系，提高對宏觀經(jīng)濟政策變化的敏感性，進而不斷提升核心競爭力和企業(yè)價值。