“營(yíng)改增”政策對(duì)上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響

內(nèi)容提要：制度環(huán)境是影響企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要因素?；谖覈?guó)營(yíng)改增改革實(shí)踐，利用雙重差分法研究營(yíng)改增政策對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響效應(yīng)及作用路徑，并進(jìn)一步考察企業(yè)特征對(duì)上述影響效應(yīng)的異質(zhì)性。研究表明：營(yíng)改增政策有助于緩解企業(yè)融資約束、降低企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，同時(shí)滋生企業(yè)高管攫取超額薪酬，進(jìn)而降低企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，在非國(guó)有企業(yè)、年輕企業(yè)以及高成長(zhǎng)性企業(yè)中，營(yíng)改增降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的政策效應(yīng)更加顯著。本文的研究結(jié)論對(duì)“十三五”規(guī)劃提出的進(jìn)一步深化財(cái)稅體制改革，提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行信息的及時(shí)性和準(zhǔn)確性具有借鑒意義。

關(guān)鍵詞：營(yíng)改增;會(huì)計(jì)穩(wěn)健性;融資約束;稅收負(fù)擔(dān);超額薪酬

中圖分類號(hào)：F274文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-148X（2020）03-0094-10

收稿日期：2019-10-22

作者簡(jiǎn)介：丁汀（1993-），女，南京人，南京大學(xué)管理學(xué)院博士研究生，研究方向：公司稅務(wù)和公司治理。

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：71672082，71602085;江蘇省社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)：15EYC005。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為衡量企業(yè)信息質(zhì)量的重要指標(biāo)，要求企業(yè)對(duì)交易或者事項(xiàng)進(jìn)行會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告時(shí)保持謹(jǐn)慎性原則，及時(shí)確認(rèn)費(fèi)用和損失，延遲確認(rèn)收入，最大化負(fù)債價(jià)值，最小化資產(chǎn)價(jià)值[1]，最終表現(xiàn)為企業(yè)對(duì)收益和損失的確認(rèn)具有非對(duì)稱性[2]。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有重要的企業(yè)治理功能，不僅有助于降低信息不對(duì)稱，減少代理成本，還有利于發(fā)揮會(huì)計(jì)信息在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的指導(dǎo)作用。

作為“十三五”期間深化財(cái)稅體制改革的重要內(nèi)容，營(yíng)改增稅收制度改革的直接目的在于消除企業(yè)重復(fù)征稅，進(jìn)而減輕企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，深層次目的則是實(shí)現(xiàn)上下游企業(yè)之間的分工與調(diào)整，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。營(yíng)改增政策通過(guò)改變企業(yè)的外部契約環(huán)境和內(nèi)部財(cái)務(wù)績(jī)效，會(huì)對(duì)企業(yè)的融資約束、稅收負(fù)擔(dān)和高管行為等方面產(chǎn)生重要影響，而上述三方面又是影響企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的重要因素[3]。

本文基于營(yíng)改增改革的制度背景，采用雙重差分法檢驗(yàn)營(yíng)改增政策對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響效應(yīng)及作用路徑，并進(jìn)一步考察企業(yè)控制權(quán)性質(zhì)、年齡以及成長(zhǎng)性等特征對(duì)營(yíng)改增政策效應(yīng)的異質(zhì)性影響。本文可能的研究貢獻(xiàn)主要在于從會(huì)計(jì)政策決策視角拓展了營(yíng)改增政策影響微觀企業(yè)行為的研究框架，又從稅收政策視角豐富了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響因素的研究，并深化了企業(yè)不同特征對(duì)營(yíng)改增政策效應(yīng)的交互影響研究。

一、營(yíng)改增政策影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性效應(yīng)理論分析與研究假設(shè)

1.?基于緩解融資約束視角的影響路徑分析。穩(wěn)健的會(huì)計(jì)信息可以降低企業(yè)與債權(quán)人之間的信息不對(duì)稱，進(jìn)而減少債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，優(yōu)化債務(wù)契約效率[4]。因此，基于債務(wù)契約視角，企業(yè)為了獲得更大的債務(wù)融資規(guī)模，實(shí)現(xiàn)更低的債務(wù)融資成本，會(huì)努力提升企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。營(yíng)改增政策可以從內(nèi)外兩方面緩解企業(yè)的融資約束，降低企業(yè)的舉債動(dòng)機(jī)，進(jìn)而影響企業(yè)提升會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的積極性。

一方面，營(yíng)改增政策有助于增強(qiáng)企業(yè)的內(nèi)部資金供給，打通了上下游企業(yè)之間的抵扣鏈條，避免了重復(fù)征稅。企業(yè)外購(gòu)材料、投資資產(chǎn)或者接受服務(wù)而獲得的增值稅進(jìn)項(xiàng)稅可以直接抵扣增值稅銷項(xiàng)稅，進(jìn)而減少了稅費(fèi)支出，增加了經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量。盡管政策的抵扣效應(yīng)會(huì)引起固定資產(chǎn)或無(wú)形資產(chǎn)投資原值的下降，進(jìn)而減少可供稅前扣除的折舊或攤銷基數(shù)，在稅盾效應(yīng)下減少經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量。但進(jìn)項(xiàng)稅直接抵扣的稅收優(yōu)惠要大于折舊或攤銷的抵稅力度，因此，營(yíng)改增政策對(duì)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金凈流量的影響總體為正，有利于增加企業(yè)可支配收入[5]。

另一方面，營(yíng)改增政策有助于提升企業(yè)的外部融資能力。基于信號(hào)傳遞理論，政策效應(yīng)下企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的改善和風(fēng)險(xiǎn)水平的下降不僅有利于降低市場(chǎng)必要報(bào)酬率，還有助于強(qiáng)化外部投資者的投資信心，緩解因信息不對(duì)稱導(dǎo)致的外部融資溢價(jià)，降低外部融資成本。

綜上，營(yíng)改增政策通過(guò)增強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部資金供給，提升企業(yè)外部融資能力，有助于緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)而弱化企業(yè)對(duì)外提供高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的動(dòng)機(jī)。邏輯關(guān)系為：營(yíng)改增試點(diǎn)企業(yè)——融資約束緩解——會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低。

2.?基于降低稅收負(fù)擔(dān)視角的影響路徑分析。穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策具有及時(shí)確認(rèn)損失和謹(jǐn)慎確認(rèn)收入的特征，有助于減少當(dāng)期報(bào)告利潤(rùn)。因此，當(dāng)企業(yè)面臨較重的稅收負(fù)擔(dān)時(shí)，為了降低稅務(wù)成本，保留更多盈余，企業(yè)有動(dòng)機(jī)采取穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策來(lái)調(diào)低報(bào)告利潤(rùn)，增加自身收益，進(jìn)而影響企業(yè)提升會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的積極性。

營(yíng)改增政策的進(jìn)項(xiàng)抵扣效應(yīng)有助于降低企業(yè)的投資成本，進(jìn)而激發(fā)企業(yè)投資積極性，促使企業(yè)擴(kuò)大投資規(guī)模。因此，企業(yè)會(huì)新增大量的固定資產(chǎn)折舊和無(wú)形資產(chǎn)攤銷等稅前扣除項(xiàng)，“非債務(wù)稅盾”的增加有利于所得稅負(fù)的下降[6];與此同時(shí)，通過(guò)改變流轉(zhuǎn)稅計(jì)征機(jī)制并設(shè)置新的稅率，會(huì)帶來(lái)企業(yè)銷售端、采購(gòu)端和投資端的價(jià)稅分離，引起附加稅費(fèi)計(jì)稅基礎(chǔ)的變化，進(jìn)而產(chǎn)生會(huì)計(jì)核算差異。

綜上，營(yíng)改增政策通過(guò)改變企業(yè)在采購(gòu)、銷售和投資環(huán)節(jié)的計(jì)稅方式，會(huì)引起會(huì)計(jì)核算結(jié)果的差異，同時(shí)通過(guò)促進(jìn)企業(yè)的資產(chǎn)投資熱情，新增可用于稅前扣除的“非債務(wù)稅盾”，進(jìn)而在總體上有助于降低企業(yè)的所得稅負(fù)，弱化企業(yè)對(duì)外提供高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的動(dòng)機(jī)。邏輯關(guān)系為：營(yíng)改增試點(diǎn)企業(yè)——所得稅負(fù)降低——會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低。

3.?基于高管攫取超額薪酬視角的影響路徑分析。最優(yōu)薪酬契約理論認(rèn)為，為了協(xié)調(diào)股東與管理層之間的利益沖突，應(yīng)當(dāng)制定最優(yōu)薪酬激勵(lì)契約，通過(guò)基于業(yè)績(jī)的薪酬制度把股東和管理層的利益進(jìn)行綁定，最小化代理成本。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)于穩(wěn)定和維護(hù)股東與管理層之間的薪酬契約具有重要作用，原因在于穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策可以低估收入和盈余、高估成本和損失，進(jìn)而減少可供高管攫取的資源，抑制高管尋租以獲取超額薪酬的動(dòng)機(jī)，緩解代理問(wèn)題[3]。

而營(yíng)改增政策通過(guò)減少稅收負(fù)擔(dān)，降低投資成本，有助于增加企業(yè)的自由現(xiàn)金流[7]。根據(jù)委托代理理論，自由現(xiàn)金流的增加提供了管理層尋租的空間，會(huì)滋生高管攫取超額薪酬的機(jī)會(huì)主義行為[8]。管理層超額薪酬的增加勢(shì)必會(huì)要求高管對(duì)薪酬分配結(jié)果進(jìn)行合理解釋，即要求高管提供合理的薪酬辯護(hù)，此時(shí)，管理層通過(guò)提高薪酬—業(yè)績(jī)敏感性，可以為其獲取超額薪酬進(jìn)行正當(dāng)合理的辯護(hù)[9]。進(jìn)一步的，為了提高薪酬—業(yè)績(jī)敏感性，實(shí)現(xiàn)自身利益最大化，管理層傾向于采取激進(jìn)的會(huì)計(jì)政策來(lái)提升會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)，從而使得會(huì)計(jì)穩(wěn)健性大大降低。

綜上，營(yíng)改增政策通過(guò)增加企業(yè)自由現(xiàn)金流，會(huì)滋生高管攫取超額薪酬的行為，為了實(shí)現(xiàn)超額薪酬辯護(hù)，高管傾向于通過(guò)“改善”企業(yè)會(huì)計(jì)業(yè)績(jī)來(lái)增強(qiáng)薪酬—業(yè)績(jī)敏感性，進(jìn)而弱化企業(yè)對(duì)外提供高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的動(dòng)機(jī)。邏輯關(guān)系為：營(yíng)改增試點(diǎn)企業(yè)——高管攫取超額薪酬——會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：在其他條件不變的情況下，營(yíng)改增政策顯著降低了試點(diǎn)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究方法、樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

使用雙重差分法評(píng)估政策效應(yīng)的前提是政策符合外生性要求，且不存在內(nèi)生性反應(yīng)。外生性要求方面，要求受政策影響的樣本是隨機(jī)選擇的，本文的研究對(duì)象均為上市公司，企業(yè)在上市選址時(shí)并不會(huì)預(yù)知哪些地區(qū)會(huì)實(shí)施營(yíng)改增改革，因此政策效應(yīng)滿足外生性要求。內(nèi)生性反應(yīng)方面，本文剔除了樣本期內(nèi)注冊(cè)地發(fā)生遷移的企業(yè)，避免遷移的內(nèi)生性影響。因此，使用雙重差分法評(píng)估營(yíng)改增政策效應(yīng)具有合理性。

本文以2009-2015年滬深兩市A股上市公司為初始樣本，并按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行進(jìn)一步篩選：（1）剔除金融行業(yè)以及制造行業(yè)的樣本;（2）剔除當(dāng)年新上市以及樣本期間注冊(cè)地發(fā)生遷移的樣本;（3）剔除ST、*ST處理或退市的樣本;（4）剔除資產(chǎn)負(fù)債率小于0或大于1的樣本;（5）剔除實(shí)際稅率小于0或大于1的樣本;（6）剔除終極控制人為事業(yè)單位、集體企業(yè)以及無(wú)法識(shí)別的樣本;（7）剔除研究變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。上述篩選之后，最終得到1340個(gè)觀測(cè)樣本。為排除極端值的干擾，對(duì)所有連續(xù)變量在上下1%進(jìn)行Winsorize縮尾處理。本文的研究數(shù)據(jù)來(lái)源于Csmar數(shù)據(jù)庫(kù)以及Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義

1.?被解釋變量：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（C-score）。Basu（1997）[2]通過(guò)盈余—股票報(bào)酬反向回歸方法首次量化了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，但是Basu模型并不能計(jì)算出公司—年度的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，且模型對(duì)股票回報(bào)率小于0的樣本依賴較大，導(dǎo)致樣本量受到限制。Khan and Watts（2009）[10]對(duì)Basu模型進(jìn)行了發(fā)展和修正，構(gòu)建了衡量公司—年度信息確認(rèn)及時(shí)性不對(duì)稱模型（K-W模型），通過(guò)計(jì)算C-score指數(shù)來(lái)衡量企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。C-score指數(shù)法可以避免產(chǎn)生過(guò)多的交互項(xiàng)，更利于解釋回歸結(jié)果，且更能適應(yīng)中國(guó)的制度背景。因此，本文借鑒Khan and Watts（2009）的方法，構(gòu)建K-W模型來(lái)計(jì)算C-score指數(shù)。具體過(guò)程如下：

ESPi，t/Pi，t-1=β0+β1*Di，t+β2*Ri，t+β3*Di，t*Ri，t+εi，t（1）

G-score=β2=μ0+μ1*Size+μ2*MTB+μ3*Lev （2）

C-score=β3=γ0+γ1*Size+γ2*MTB+γ3*Lev（3）

模型（1）為經(jīng)典的Basu模型。模型（1）中，ESPi，t表示企業(yè)i在t年扣除非經(jīng)常性損益后的基本每股收益。Pi，t-1表示企業(yè)i在（t-1）年末的股價(jià)（即企業(yè)在t年4月最后一個(gè)交易日的收盤價(jià)）。Ri，t表示企業(yè)i從t年5月至（t+1）年4月經(jīng)市場(chǎng)調(diào)整后的股票年度收益率。Di，t為虛擬變量，若Ri，t為負(fù)，則Di，t取值為1，否則取值為0。模型（1）中，β2衡量了企業(yè)會(huì)計(jì)盈余對(duì)“好消息”的反應(yīng)及時(shí)性，（β2+β3）衡量了企業(yè)會(huì)計(jì)盈余對(duì)“壞消息”的反應(yīng)及時(shí)性。因此，β3衡量了企業(yè)會(huì)計(jì)盈余對(duì)“壞消息”相較于對(duì)“好消息”的反應(yīng)及時(shí)性增量。若β3為正，表明企業(yè)對(duì)“壞消息”的反應(yīng)更為迅速，企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更強(qiáng)。

模型（2）與模型（3）中，Size表示企業(yè)規(guī)模，用年末資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量;MTB表示企業(yè)市賬比，用股權(quán)市值與股權(quán)賬面價(jià)值的比值來(lái)衡量;Lev表示企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，用年末負(fù)債總額與年末資產(chǎn)總額的比值來(lái)衡量。模型（2）的G-score即代表每個(gè)公司—年度層面會(huì)計(jì)盈余對(duì)“好消息”的反應(yīng)及時(shí)性。模型（3）的C-score即代表每個(gè)公司—年度層面的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性程度。

進(jìn)一步，將模型（2）和模型（3）代入模型（1），整理得到如下模型（4）。對(duì)模型（4）進(jìn)行分年度回歸得出系數(shù)γ0、γ1、γ2和γ3，代入模型（3）即可得到每個(gè)公司—年度層面的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性C-score。C-score的數(shù)值越大，表明企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高。

ESPi/Pi=β0+β1*Di+Ri*（μ0+μ1*Sizei+μ2*MTBi+μ3*Levi）+Di*Ri*（γ0+γ1*Sizei+γ2*MTBi+γ3*Levi）+（δ1*Sizei+δ2*MTBi+δ3*Levi+δ4*Di*Sizei+δ5*Di*MTBi+δ6*Di*Levi）+εi（4）

2.解釋變量：Time和Reform。政策時(shí)間變量設(shè)置虛擬變量Time來(lái)區(qū)分，樣本年度位于營(yíng)改增政策實(shí)施之前，Time取值為0，政策實(shí)施之后，Time取值為1。實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組設(shè)置虛擬變量Reform來(lái)區(qū)分， 將首批實(shí)施營(yíng)改增政策試點(diǎn)的行業(yè)（下文簡(jiǎn)稱“1+6”行業(yè)）定義為實(shí)驗(yàn)組，Reform取值為1;將最后一批實(shí)施營(yíng)改增政策試點(diǎn)的行業(yè)定義為對(duì)照組，Reform取值為0①。交互項(xiàng)Time*Reform的系數(shù)衡量了營(yíng)改增政策對(duì)實(shí)驗(yàn)組會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響效應(yīng)，是本文重點(diǎn)關(guān)注的變量。

3.控制變量。本文控制以下變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、盈利能力（Roa）、股權(quán)集中度（Cr）、市賬比（MTB）。此外，為了降低行業(yè)和宏觀因素的影響，進(jìn)一步控制了行業(yè)（Industry）和時(shí)間（Year）效應(yīng)的影響。具體變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)假設(shè)，檢驗(yàn)營(yíng)改增政策與企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的關(guān)系，構(gòu)建如下模型（5）：

C-score=α0+α1Time+α2Reform+α3Time*Reform+αnControls+Industry+Year+ε（5）

其中，Time*Reform的系數(shù)衡量了營(yíng)改增政策對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響效應(yīng)，若假設(shè)成立，營(yíng)改增政策顯著降低了企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，則Time*Reform的系數(shù)α3預(yù)期顯著為負(fù)。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與單變量檢驗(yàn)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中，衡量企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的C-score指數(shù)均值和中位數(shù)分別為0.035和0.037，說(shuō)明我國(guó)上市企業(yè)整體上采取了較為穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策;最小值和最大值分別為-0.506和0.669，說(shuō)明我國(guó)上市企業(yè)之間的穩(wěn)健性程度仍存在較大差異。進(jìn)一步分析Time和Reform的分布可知，營(yíng)改增政策實(shí)施之前的樣本數(shù)為955，政策實(shí)施之后的樣本數(shù)為385;實(shí)驗(yàn)組樣本數(shù)為665，對(duì)照組樣本數(shù)為675。其余變量的分布特征與現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果基本保持一致，不再贅述。

表3列示了營(yíng)改增政策與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的單變量檢驗(yàn)結(jié)果。單變量檢驗(yàn)首先分析了全樣本企業(yè)在營(yíng)改增政策實(shí)施前后會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的變化結(jié)果，并進(jìn)一步對(duì)比了實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在政策前后的變化差異。觀察均值的T檢驗(yàn)結(jié)果可知，全樣本企業(yè)的C-score指數(shù)均值在營(yíng)改增政策實(shí)施之后從0.026上升至0.057，說(shuō)明政策效應(yīng)下樣本企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性整體呈現(xiàn)提高趨勢(shì)。進(jìn)一步對(duì)比可知，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的C-score指數(shù)均值在政策實(shí)施之后從0.028下降至0.014，說(shuō)明政策效應(yīng)下實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性出現(xiàn)一定程度的下降。相反，對(duì)照組企業(yè)的C-score指數(shù)均值在政策實(shí)施之后從0.023上升至0.109，表明在時(shí)間趨勢(shì)的影響下，對(duì)照組企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性有了顯著提升。綜上可知，營(yíng)改增政策對(duì)實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性具有顯著的負(fù)向影響，初步證明了假設(shè)。中位數(shù)的Wilcoxon Z統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)結(jié)果同樣支持上述推論。

（二）營(yíng)改增政策效應(yīng)檢驗(yàn)——基本檢驗(yàn)

表4的列（1）和列（2）檢驗(yàn)了營(yíng)改增政策對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響。結(jié)果顯示，在不考慮控制變量的影響下，列（1）中營(yíng)改增政策效應(yīng)變量Time*Reform的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)。加入控制變量的影響后，模型（5）的擬合優(yōu)度提升至0.553，交互項(xiàng)Time*Reform的系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負(fù)。上述結(jié)果說(shuō)明，在控制其他因素的影響下，營(yíng)改增政策顯著降低了企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。此外，列（1）和列（2）中Reform的系數(shù)均不顯著，這意味著在營(yíng)改增政策實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組樣本和對(duì)照組樣本的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性并不存在顯著差異，一定程度上緩解了“樣本選擇偏差問(wèn)題”。

為了控制不可觀測(cè)但不隨時(shí)間變化的組間差異，保證實(shí)驗(yàn)組樣本和對(duì)照組樣本滿足平行性假設(shè)，參照Heckman et al.（1997）提出的基于得分傾向匹配的雙重差分模型（PSM-DID模型），重新檢驗(yàn)營(yíng)改增政策對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響效應(yīng)。首先選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)收益率、第一大股東持股比以及市賬比等企業(yè)個(gè)體變量作為特征變量，然后依據(jù)特征變量使用Logistic模型對(duì)每一樣本成為實(shí)驗(yàn)組的概率進(jìn)行估計(jì)，并采用核匹配法根據(jù)傾向得分值的相近程度一一匹配實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，最后將匹配后的樣本代入模型（5）進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。表4列（3）列示了PSM-DID模型的檢驗(yàn)結(jié)果，Time*Reform的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，結(jié)論保持不變。

（三）營(yíng)改增政策效應(yīng)檢驗(yàn)——基于企業(yè)特征的異質(zhì)性檢驗(yàn)

上文理論分析中提到，營(yíng)改增政策能夠通過(guò)緩解融資約束、降低稅收負(fù)擔(dān)以及誘發(fā)高管攫取超額薪酬這三條路徑來(lái)影響企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性?？紤]到不同特征企業(yè)在上述路徑中受到的影響各異，因此本文基于控制權(quán)性質(zhì)、企業(yè)年齡和企業(yè)成長(zhǎng)性這三個(gè)不同視角，進(jìn)一步研究營(yíng)改增政策對(duì)不同企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生的異質(zhì)性影響。

第一，控制權(quán)性質(zhì)。首先，非國(guó)有企業(yè)長(zhǎng)期以來(lái)面臨嚴(yán)重的信貸歧視現(xiàn)象，為了獲得信貸資源需要支付更高的融資成本。而國(guó)有企業(yè)往往更容易獲得信貸政策的支持和傾斜，信貸資源豐富。因此，相比于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)受融資約束的影響較小。其次，國(guó)有企業(yè)承擔(dān)著解決地方稅收、就業(yè)、環(huán)保等問(wèn)題的政策性目標(biāo)，與此同時(shí)，政府有動(dòng)機(jī)對(duì)國(guó)有企業(yè)因承擔(dān)社會(huì)目標(biāo)而造成的經(jīng)濟(jì)效率損失進(jìn)行補(bǔ)貼。因此，相比于非國(guó)有企業(yè)，稅負(fù)壓力并不會(huì)直接影響國(guó)有企業(yè)的業(yè)績(jī)和考核，使得國(guó)有企業(yè)的稅收敏感性較弱，并不會(huì)隨著稅收政策變化及時(shí)調(diào)整經(jīng)濟(jì)行為。最后，國(guó)有企業(yè)存在嚴(yán)格的高管薪酬管制政策，不僅減弱了高管攫取超額薪酬的動(dòng)機(jī)，還降低了高管對(duì)薪酬所得進(jìn)行辯護(hù)的需求。因此，相比于非國(guó)有企業(yè)，超額薪酬因素對(duì)國(guó)有企業(yè)的影響并不顯著。綜上所述，本文認(rèn)為營(yíng)改增政策對(duì)非國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響更明顯。表5的列（1）列示了企業(yè)控制權(quán)性質(zhì)對(duì)營(yíng)改增政策效應(yīng)的影響，Soe代表企業(yè)的控制權(quán)性質(zhì)，企業(yè)為國(guó)有企業(yè)時(shí)取值為1，否則取值為0。列（1）中，Time*Reform*Soe的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明營(yíng)改增政策降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的效應(yīng)主要體現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)中，證明了上述推論。

第二，企業(yè)年齡。一方面，年輕企業(yè)信息披露質(zhì)量較差，進(jìn)而導(dǎo)致信息不對(duì)稱程度較高，再加上抵押品較少，信用級(jí)別較低，往往面臨著較大的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和融資約束。另一方面，年輕企業(yè)基于高速擴(kuò)張的特點(diǎn)，對(duì)資金的需求量較大，進(jìn)而對(duì)稅負(fù)壓力的敏感性更強(qiáng)。綜上所述，本文認(rèn)為營(yíng)改增政策緩解融資約束，降低稅收負(fù)擔(dān)的政策效應(yīng)主要作用于年輕企業(yè)，成熟企業(yè)受政策的影響相對(duì)較小，因此對(duì)年輕企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響更明顯。表5的列（2）列示了企業(yè)年齡對(duì)營(yíng)改增政策效應(yīng)的影響，Age代表企業(yè)的上市年限，用（當(dāng)年年度-上市年度+1）來(lái)衡量。列（2）中，Time*Reform*Age的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明營(yíng)改增政策降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的效應(yīng)主要體現(xiàn)在年輕企業(yè)中，證明了上述推論。

第三，企業(yè)成長(zhǎng)性。相比于低成長(zhǎng)性企業(yè)，高成長(zhǎng)性企業(yè)存在更多的未來(lái)增長(zhǎng)機(jī)會(huì)，需要企業(yè)不斷擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，加大投入產(chǎn)品研發(fā)，盡快搶占市場(chǎng)份額，進(jìn)而產(chǎn)生更大的融資需求。但更多的成長(zhǎng)空間也意味著更大的不確定性，這種不確定性不僅會(huì)加劇內(nèi)外部信息不對(duì)稱，甚至?xí)鹪V訟風(fēng)險(xiǎn)，造成現(xiàn)金流危機(jī)。因此，高成長(zhǎng)性企業(yè)往往受到融資約束困擾，且現(xiàn)金流敏感性更強(qiáng)。此時(shí)，高成長(zhǎng)性企業(yè)傾向于采取更穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策，來(lái)緩解代理成本，降低融資約束，減少稅費(fèi)支出。綜上所述，本文認(rèn)為高成長(zhǎng)性企業(yè)受益于營(yíng)改增政策的程度更大，政策對(duì)高成長(zhǎng)性企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響更明顯。表5的列（3）列示了企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)營(yíng)改增政策效應(yīng)的影響，TQ代表企業(yè)的成長(zhǎng)性，用（每股股價(jià)*流通股股數(shù)+每股凈資產(chǎn)*非流通股股數(shù)+負(fù)債賬面價(jià)值）除以總資產(chǎn)賬面價(jià)值來(lái)衡量。列（3）中，Time*Reform*TQ的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明營(yíng)改增政策降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的效應(yīng)主要體現(xiàn)在高成長(zhǎng)性企業(yè)中，證明了上述推論。

（四）營(yíng)改增政策效應(yīng)檢驗(yàn)——基于作用路徑的檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證融資約束的緩解、稅收負(fù)擔(dān)的降低以及高管超額薪酬的攫取是營(yíng)改增政策影響企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的作用路徑，參照Gu et al.（2008）的研究，在模型（5）的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型（6）-（8）進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)：

Mech=γTime*Reform+βnControls+Industry+Year+ε（6）

C-score=ηMech+βnControls+Industry+Year+ε（7）

C-score=α′Time*Reform+η′Mech+βnControls+Industry+Year+ε（8）

其中，變量Mech代表本文的三個(gè)中介變量：融資約束（KZ）、稅收負(fù)擔(dān)（Rate）和超額薪酬（Overpay）。上文模型（5）檢驗(yàn)營(yíng)改增政策對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響效應(yīng);模型（6）檢驗(yàn)營(yíng)改增政策對(duì)中介變量的影響效應(yīng);模型（7）檢驗(yàn)中介變量對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響效應(yīng)。若模型（5）中系數(shù)α3、模型（6）中系數(shù)γ、模型（7）中系數(shù)η均顯著，則將營(yíng)改增政策效應(yīng)變量Time*Reform和中介變量Mech同時(shí)對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性C-score進(jìn)行回歸，即對(duì)模型（8）進(jìn)行回歸。此時(shí)，若模型（6）中系數(shù)γ和模型（8）中系數(shù)η′均顯著異于0，說(shuō)明中介效應(yīng)成立，即營(yíng)改增政策通過(guò)該中介變量降低了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。進(jìn)一步，若模型（8）中系數(shù)α′不顯著，說(shuō)明存在完全中介效應(yīng)，即僅此中介變量發(fā)揮作用;若模型（8）中系數(shù)α′顯著但絕對(duì)值小于α3，說(shuō)明存在不完全中介效應(yīng)，即除了該中介變量發(fā)揮作用之外，另有其他合理的作用路徑。需要注意的是，若模型（6）中系數(shù)γ和模型（8）中系數(shù)η′有任意一個(gè)不顯著，那么就需要進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)來(lái)判斷該中介變量是否存在中介效應(yīng)。

1.?融資約束影響路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。參照Kaplan and Zingales（1997）的研究，構(gòu)建“KZ指數(shù)”來(lái)衡量企業(yè)的融資約束程度（KZ），建立如下模型（9）：

KZ=-1.002CashFlow+0.283TQ+3.139Lev-39.368Dividends-1.315CashHoldings （9）

模型（9）中，CashFlow為企業(yè)的現(xiàn)金流水平，定義為企業(yè)現(xiàn)金流量與滯后一期固定資產(chǎn)的比值;TQ為企業(yè)托賓Q值，Lev為企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，定義同上文;Dividends為企業(yè)的現(xiàn)金股利水平，定義為企業(yè)現(xiàn)金股利與滯后一期固定資產(chǎn)的比值;CashHolding為企業(yè)的現(xiàn)金持有水平，定義為企業(yè)現(xiàn)金與現(xiàn)金等價(jià)物持有量與滯后一期固定資產(chǎn)的比值。KZ指數(shù)的值越大，說(shuō)明企業(yè)的融資約束程度越高。

表6列示了融資約束路徑的回歸結(jié)果。表6列（2）中Time*Reform的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明營(yíng)改增政策緩解了企業(yè)的融資約束;列（3）中KZ的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明企業(yè)的融資約束與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著正相關(guān);列（4）中KZ的系數(shù)顯著異于0，且Time*Reform的系數(shù)絕對(duì)值為0.136，小于列（1）中的0.138，t值絕對(duì)值也有所下降。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了營(yíng)改增政策效應(yīng)的融資約束路徑，且該路徑并不唯一。

2.?稅收負(fù)擔(dān)影響路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。采用所得稅費(fèi)用與息稅前利潤(rùn)的比值來(lái)衡量企業(yè)的實(shí)際稅率水平（Rate），表7列示了稅收負(fù)擔(dān)路徑的回歸結(jié)果。表7列（2）中Time*Reform的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明營(yíng)改增政策降低了企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān);列（3）中Rate的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著正相關(guān);列（4）中Rate的系數(shù)顯著異于0，且Time*Reform的系數(shù)絕對(duì)值下降至0.135，t值絕對(duì)值下降至6.125。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了營(yíng)改增政策效應(yīng)的稅收負(fù)擔(dān)路徑，且該路徑并不唯一。

3.?超額薪酬影響路徑的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。參照Core et al.（2008）的研究，通過(guò)計(jì)算高管實(shí)際薪酬與預(yù)期薪酬之間的差額來(lái)衡量高管的超額薪酬水平（Overpay）。首先，建立如下高管薪酬決定模型（10）：

Exepi，t=β0+β1Sizei，t+β2Levi，t+β3Roai，t+β4Roai，t-1+β5TQi，t+β6Zonei，t+Industry+Year+εi，t （10）

模型（10）中，Exepi，t表示企業(yè)高管的實(shí)際薪酬水平，用企業(yè)前三名高管薪酬總額的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量;Zonei，t為衡量企業(yè)區(qū)域差異的變量，具體劃分為東部、中部、西部與東北部;模型（10）中其他變量的定義同上文。其次，將樣本數(shù)據(jù)代入模型（10）進(jìn)行回歸得到具體的回歸系數(shù)。然后，根據(jù)回歸得出的系數(shù)結(jié)合各變量實(shí)際數(shù)值計(jì)算得出高管的預(yù)期薪酬水平ExpectedExepi，t。最后，根據(jù)如下模型（11），計(jì)算出高管實(shí)際薪酬水平與高管預(yù)期薪酬水平之間的差額，即高管的超額薪酬水平（Overpay）。Overpay的值越大，說(shuō)明高管的超額薪酬水平越高。

Overpayi，t=Exepi，t-ExpectedExepi，t（11）

表8列示了超額薪酬路徑的回歸結(jié)果。表8列（2）中Time*Reform的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說(shuō)明營(yíng)改增政策提升了高管的超額薪酬水平;列（3）中Overpay的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明高管超額薪酬水平與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著負(fù)相關(guān);列（4）中Overpay的系數(shù)顯著異于0，且Time*Reform的系數(shù)絕對(duì)值下降至0.134，t值絕對(duì)值下降至5.982。檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)了營(yíng)改增政策效應(yīng)的超額薪酬路徑，且該路徑并不唯一。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.?替換主模型被解釋變量。借鑒Givoly and Hayn（2000）的方法，重新構(gòu)建衡量企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的代理指標(biāo)NAccp。NAccp用企業(yè)最近三年非經(jīng)營(yíng)性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目之和與期末資產(chǎn)總額比值的相反數(shù)來(lái)衡量，企業(yè)的非經(jīng)營(yíng)性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目用企業(yè)總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目與經(jīng)營(yíng)性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目之差來(lái)衡量。企業(yè)總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目定義為（凈利潤(rùn)+累計(jì)折舊和攤銷-經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量）;企業(yè)經(jīng)營(yíng)性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目定義為（應(yīng)收類項(xiàng)目變動(dòng)+存貨項(xiàng)目變動(dòng)+預(yù)付類項(xiàng)目變動(dòng)-應(yīng)付類項(xiàng)目變動(dòng)-預(yù)收類項(xiàng)目變動(dòng)）。NAccp的數(shù)值越大，表明企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高。表9列（1）列示了替換被解釋變量的檢驗(yàn)結(jié)果，Time*Reform的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，結(jié)論保持不變。

2.替換主檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀asu模型和K-W模型都是基于資本市場(chǎng)的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)的合理性和準(zhǔn)確性比較依賴于資本市場(chǎng)的有效性。應(yīng)計(jì)—現(xiàn)金流模型放松了對(duì)資本市場(chǎng)有效性的依賴，因此本文參照Ball and Shivakumar（2005）的方法，使用應(yīng)計(jì)—現(xiàn)金流模型來(lái)衡量企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，具體模型如下：

Acci，t=β0+β1DCFOi，t+β2CFOi，t+β3DCFOi，t*CFOi，t+β4Time*Reform+β5DCFOi，t*CFOi，t*Time*Reform+βnControls+Industry+Year+εi，t（12）

其中，Acci，t表示企業(yè)i在t年的總應(yīng)計(jì)項(xiàng)目之和，定義為（凈利潤(rùn)+累計(jì)折舊和攤銷-經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量）與資產(chǎn)總額的比值;CFOi，t表示企業(yè)i在t年的經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量水平，定義為經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金凈流量與資產(chǎn)總額的比值;DCFOi，t為啞變量，若CFOi，t為負(fù)，則取值為1，否則取值為0。營(yíng)改增政策效應(yīng)變量Time*Reform的定義同上文。β3越大，表明企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)。表9列（2）列示了替換檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臋z驗(yàn)結(jié)果，DCFO*CFO*Time*Reform的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明營(yíng)改增政策顯著降低了企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，結(jié)論保持不變。

3.?反事實(shí)分析的安慰劑檢驗(yàn)。本文的核心結(jié)論是營(yíng)改增政策顯著降低了企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，那么在營(yíng)改增政策實(shí)施之前的年度，試點(diǎn)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性呈現(xiàn)怎樣的變化趨勢(shì)呢？為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，即企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的下降確實(shí)可歸因于營(yíng)改增政策，必須證實(shí)以下推論：實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在營(yíng)改增政策實(shí)施之前并沒(méi)有出現(xiàn)顯著下降的變化趨勢(shì)。我們將樣本區(qū)間限定為2009-2011年度，并假設(shè)營(yíng)改增政策在2011年實(shí)施，構(gòu)建新的交互項(xiàng)T2011*Reform，檢驗(yàn)實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否2011年就發(fā)生顯著下降。表9列（3）列示了反事實(shí)分析的檢驗(yàn)結(jié)果，T2011*Reform的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明在營(yíng)改增實(shí)施之前的2011年度，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性并沒(méi)有發(fā)生顯著下降。安慰劑檢驗(yàn)表明營(yíng)改增政策的實(shí)施確實(shí)對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的下降具有重要影響。

4.?本文還進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）考慮不同的時(shí)間窗口，將研究樣本期間定義為2010-2015;（2）將對(duì)照組僅定義為建筑類上市企業(yè);（3）使用Basu模型和盈余反轉(zhuǎn)模型來(lái)衡量企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性;（4）參照Hadlock and Pierce（2010）的做法，構(gòu)建SA指數(shù)來(lái)衡量企業(yè)的融資約束程度;（5）參考Stickney and McGee（1982）的做法，將企業(yè)實(shí)際稅率定義為所得稅費(fèi)用/（稅前利潤(rùn)-遞延所得稅費(fèi)用/法定稅率）;（6）在模型中進(jìn)一步控制企業(yè)的其他特征變量。上述檢驗(yàn)結(jié)果與本文主要研究結(jié)論保持一致，保證了結(jié)論的穩(wěn)健性（限于篇幅，數(shù)據(jù)結(jié)果未列示）。

四、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策有利于促進(jìn)資源的高效配置、保障投資者的合法利益、維護(hù)資本市場(chǎng)的有序運(yùn)行。本文基于會(huì)計(jì)政策決策的視角研究了營(yíng)改增政策對(duì)微觀企業(yè)行為的影響效應(yīng)和作用路徑。研究發(fā)現(xiàn)：（1）營(yíng)改增政策顯著降低了試點(diǎn)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。（2）基于企業(yè)特征的異質(zhì)性檢驗(yàn)表明，企業(yè)控制權(quán)性質(zhì)、企業(yè)年齡以及企業(yè)成長(zhǎng)性會(huì)對(duì)營(yíng)改增政策效應(yīng)產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的負(fù)向影響主要體現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)、年輕企業(yè)以及高成長(zhǎng)性企業(yè)中。（3）基于作用路徑的檢驗(yàn)表明，營(yíng)改增政策會(huì)通過(guò)緩解融資約束、降低稅收負(fù)擔(dān)以及滋生高管攫取超額薪酬這三條路徑來(lái)降低企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。上述結(jié)論在控制內(nèi)生性問(wèn)題及替換主要變量的穩(wěn)健性測(cè)試后依然成立。

（二）政策性建議

第一，強(qiáng)化營(yíng)改增政策對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)政策行為的影響效應(yīng)評(píng)估。以往研究主要基于微觀視角探究企業(yè)特征對(duì)會(huì)計(jì)政策行為的影響，本文提供了宏觀稅制改革影響企業(yè)會(huì)計(jì)政策行為的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。因此，要全面評(píng)估營(yíng)改增改革的微觀經(jīng)濟(jì)后果，除了關(guān)注改革對(duì)企業(yè)投融資行為以及企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效等方面的影響，也應(yīng)當(dāng)重視改革對(duì)企業(yè)會(huì)計(jì)政策行為的影響?！笆濉币?guī)劃提出：“要提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行信息的及時(shí)性和準(zhǔn)確性”。因此，對(duì)于政策制定者，在進(jìn)一步深化增值稅改革的同時(shí)，需要出臺(tái)相關(guān)配套措施，保證企業(yè)信息披露的及時(shí)性和準(zhǔn)確性，全面提升信息披露質(zhì)量;對(duì)于企業(yè)自身，在享受營(yíng)改增政策紅利的同時(shí)，需要全面評(píng)估政策對(duì)企業(yè)產(chǎn)生的間接影響，防止政策對(duì)會(huì)計(jì)政策選擇造成的不利影響。

第二，防止?fàn)I改增政策誘發(fā)企業(yè)管理層的機(jī)會(huì)主義行為。政策的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)會(huì)給企業(yè)帶來(lái)政策紅利，此時(shí)難免會(huì)誘發(fā)企業(yè)管理層的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)，滋生管理層的掏空行為。因此，企業(yè)應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督，對(duì)外減少信息不對(duì)稱程度，對(duì)內(nèi)強(qiáng)化內(nèi)控體系建設(shè)，盡可能降低代理問(wèn)題，保障企業(yè)最大程度享受政策紅利。

第三，由營(yíng)改增政策效應(yīng)的異質(zhì)性可以看出：對(duì)于國(guó)有企業(yè)來(lái)說(shuō)，應(yīng)當(dāng)大力推進(jìn)國(guó)企市場(chǎng)化改革，解決所有者缺位問(wèn)題，建立合理的薪酬激勵(lì)機(jī)制，進(jìn)而完善內(nèi)部治理，優(yōu)化決策效率，提高對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的敏感性。對(duì)于年輕企業(yè)和高成長(zhǎng)性企業(yè)來(lái)說(shuō)，一方面，政府應(yīng)當(dāng)不斷優(yōu)化金融供給機(jī)制，解決融資難的問(wèn)題，不斷完善社會(huì)信用體系建設(shè)，緩解融資貴的問(wèn)題;另一方面，政府應(yīng)當(dāng)完善和健全稅收優(yōu)惠支持和財(cái)政補(bǔ)貼機(jī)制，加大減稅降費(fèi)的力度，努力提升企業(yè)的發(fā)展動(dòng)力和競(jìng)爭(zhēng)能力。

注釋：

①?之所以將對(duì)照組定義為最后一批實(shí)施營(yíng)改增政策試點(diǎn)的企業(yè)而非制造業(yè)企業(yè)，原因如下：制造業(yè)企業(yè)盡管不受營(yíng)改增政策的直接影響，但通過(guò)與上游已實(shí)現(xiàn)營(yíng)改增的服務(wù)業(yè)企業(yè)進(jìn)行交易，仍可以獲得進(jìn)項(xiàng)抵扣收益，受“營(yíng)改增”政策的間接影響。因此，將制造業(yè)企業(yè)作為對(duì)照組噪音較大，會(huì)低估政策效應(yīng)。最后一批實(shí)施營(yíng)改增政策試點(diǎn)的建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)以及生活服務(wù)業(yè)在本文研究樣本期間尚未納入“營(yíng)改增”改革，其與上下游企業(yè)（無(wú)論是制造業(yè)還是已實(shí)現(xiàn)營(yíng)改增的服務(wù)業(yè)）交易時(shí)均無(wú)法獲得抵扣收益，完全不受營(yíng)改增政策影響。因此，將最后一批實(shí)施營(yíng)改增政策試點(diǎn)的企業(yè)作為對(duì)照組最具合理性。

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The Influence of the Policy of Replacing Business Tax with Value-Added Tax on the

Accounting Conservatism of Listed Companies：An Empirical Study of A-share

Listed Companies in Shanghai and Shenzhen

DING Ting

（School of Management，Nanjing University，Nanjing 210000，China）

Abstract：Institutional environment is an important factor that affects the quality of accounting information.Based on the practice of China′s state-run reform of replacing business tax with value-added tax， this paper uses the double difference method to study the effect of the policy of replacing business tax with value added tax on the accounting conservatism of enterprises，and further studies the heterogeneity of corporate characteristics on the above effects.The research shows that the policy of replacing business tax with value-added tax is helpful to ease the financing constraints of enterprises， reduce the tax burden of enterprises， and at the same time， it can breed the executives to grab the excess salary， thus reducing the accounting conservatism of enterprises.The heterogeneity test shows that in non-state-owned enterprises， young enterprises and high growth enterprises， the policy effect of replacing business tax with value added tax to reduce accounting conservatism is more significant.The conclusion of this paper can be used for reference to further deepen the reform of financial and tax system and improve the timeliness and accuracy of economic operation information proposed in the “13th Five-year Plan”.

Key words：replacing business tax with value-added tax; accounting conservatism; financing constraints; tax burden; excess compensation

（責(zé)任編輯：李江）