增值稅轉(zhuǎn)型促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升嗎

匡浩宇 汪沖

基金項目：國家自然科學(xué)基金面上項目“中央管控地方建設(shè)用地的全要素生產(chǎn)率影響、機(jī)制與優(yōu)化路徑”（71973090）、中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費項目“用地管控、財政收益與土地出讓”（2017110136）。

作者簡介：匡浩宇（1993—），湖北漢川人，上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院博士研究生，研究方向為稅收理論與政策、計量財稅;汪 沖（1979—），安徽宣城人，上海財經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向為稅收理論與政策。

摘 要：增值稅轉(zhuǎn)型改革實現(xiàn)了生產(chǎn)型增值稅向消費型增值稅的轉(zhuǎn)變，給企業(yè)帶來了政策優(yōu)惠紅利。厘清增值稅轉(zhuǎn)型對企業(yè)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制，對理解中國增值稅轉(zhuǎn)型政策的經(jīng)濟(jì)效果，以及未來進(jìn)一步對稅收政策進(jìn)行改革具有重要意義?；?998～2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，通過半?yún)?shù)ACF方法估計出修正后的企業(yè)成本加成，使用傾向匹配得分和雙重差分法的研究表明：增值稅轉(zhuǎn)型改革顯著提升了企業(yè)成本加成;在考慮樣本選擇偏誤以及更換成本加成測算方式、安慰劑檢驗結(jié)果都證實了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性;機(jī)制分析表明，增值稅轉(zhuǎn)型改革通過降低生產(chǎn)成本和提高工業(yè)增加值兩個路徑促進(jìn)了成本加成的提升。

關(guān)鍵詞：增值稅轉(zhuǎn)型;成本加成;半?yún)?shù)估計;PSM-DID

文章編號：2095-5960（2022）03-0016-11;中圖分類號：F810;文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

稅收制度改革事關(guān)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展，近年來，中國政府采取了諸如增值稅轉(zhuǎn)型改革、“營改增”“國地稅合并”等一系列稅收體制改革，其主要目的是促進(jìn)稅收制度的不斷優(yōu)化，充分釋放政策紅利，服務(wù)市場主體的發(fā)展，完善社會主義市場經(jīng)濟(jì)體系。2021年中共中央國務(wù)院出臺的《關(guān)于進(jìn)一步深化稅收征管改革的意見》中更是明確指出“確保稅費優(yōu)惠政策直達(dá)快享，促進(jìn)市場主體充分享受政策紅利”。在當(dāng)今競爭日趨激烈的國際市場環(huán)境中，推動稅制改革，完善稅收治理體系，對于釋放國內(nèi)市場活力，構(gòu)建雙循環(huán)的發(fā)展格局具有重要意義。

增值稅轉(zhuǎn)型改革是我國為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型優(yōu)化升級，主動釋放政策紅利的一次改革，具有深遠(yuǎn)意義。這次改革自2004年從東北三省試點一直到2009年全國范圍內(nèi)推開，促進(jìn)了我國增值稅由生產(chǎn)型向消費型的轉(zhuǎn)變。已有文獻(xiàn)關(guān)于增值稅轉(zhuǎn)型的探討主要集中在企業(yè)行為、勞動力資源配置、市場定價能力、出口產(chǎn)品質(zhì)量等方面。[1-6]企業(yè)成本加成是衡量企業(yè)市場競爭力的重要指標(biāo)，反映了企業(yè)的定價能力。成本加成指標(biāo)在國際貿(mào)易領(lǐng)域得到了廣泛的應(yīng)用及探討。[7，8]針對增值稅轉(zhuǎn)型的資源配置功能，學(xué)術(shù)界存在不同的看法：部分學(xué)者認(rèn)為增值稅轉(zhuǎn)型改革促進(jìn)了資源配置，提高了企業(yè)生產(chǎn)效率，蔣為認(rèn)為2004年增值稅改革促進(jìn)了資源配置效率的提升;[9]許偉和陳斌開發(fā)現(xiàn)增值稅轉(zhuǎn)型改革對私人部門投資具有積極促進(jìn)作用;[10]康茂楠等基于資源配置視角，研究發(fā)現(xiàn)增值稅轉(zhuǎn)型改革降低了成本加成率分布的離散程度[11]。但是也有學(xué)者認(rèn)為增值稅改革扭曲了市場資源，造成了錯配，聶輝華等研究發(fā)現(xiàn)增值稅轉(zhuǎn)型改革顯著減少了就業(yè)[1]，陳燁等認(rèn)為增值稅轉(zhuǎn)型政策可能造成更多的失業(yè)[4]，因此建議無差別減稅政策。鮮有文獻(xiàn)探討增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響，也少有文獻(xiàn)對其機(jī)制路徑進(jìn)行分析。本文核心內(nèi)容是評估增值稅轉(zhuǎn)型政策對企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益，即企業(yè)是否真正從轉(zhuǎn)型改革中獲得了更大的市場實力和競爭優(yōu)勢，能夠反映轉(zhuǎn)型改革對微觀主體的資源配置效果。

與既有文獻(xiàn)相比，本文在企業(yè)成本加成測算方面，在傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)法估計基礎(chǔ)上，引入ACF半?yún)?shù)方法進(jìn)行修正，進(jìn)一步提高了估計的精確度;以增值稅轉(zhuǎn)型為“準(zhǔn)自然”實驗，考察了轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響，并且進(jìn)一步揭示政策改革通過降低中間品投入成本和提高工業(yè)增加值對企業(yè)成本加成產(chǎn)生影響;利用1998～2007年跨期10年的中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)庫，利用大樣本的優(yōu)勢進(jìn)行政策評估，并且在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了PSM-DID估計，克服了內(nèi)生性問題，提高了估計的精確度。

二、制度背景與理論分析

增值稅是我國稅收收入中的主要稅種，在稅收征管和宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控中占有重要地位。1994年分稅制改革以來，增值稅逐步成為我國第一大稅種，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級和地區(qū)平衡發(fā)展方面發(fā)揮了積極作用。[10]但在增值稅轉(zhuǎn)型改革以前，我國增值稅是生產(chǎn)型增值稅，企業(yè)購進(jìn)的固定資產(chǎn)、先進(jìn)技術(shù)等不能夠作為進(jìn)項稅額抵扣，一定程度上加大了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本和“實際稅負(fù)”，不利于企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、提高生產(chǎn)效率。2003年10月，中共中央、國務(wù)院下發(fā)了《關(guān)于實施東北地區(qū)等老工業(yè)基地振興戰(zhàn)略的若干意見》（中發(fā)[2003]11號），文件中明確提出“東北優(yōu)先推行從生產(chǎn)型增值稅向消費型增值稅改革戰(zhàn)略”。為了貫徹中央這一文件精神，落實東北振興的重大戰(zhàn)略舉措，同時也為在全國范圍內(nèi)推開增值稅改革提供經(jīng)驗參考。2004年，財政部、國家稅務(wù)總局制定了《東北地區(qū)擴(kuò)大增值稅抵扣范圍若干問題的規(guī)定》（財稅[2004]156號），標(biāo)志著增值稅轉(zhuǎn)型政策試點正式從東北地區(qū)開始，規(guī)定中允許東北三?。ê邶埥　⒓质『瓦|寧?。氖卵b備制造業(yè)、石油化工業(yè)、冶金業(yè)、船舶制造業(yè)、汽車制造業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)產(chǎn)品等六大行業(yè)的增值稅一般納稅人在繳納增值稅時，能夠抵扣購買固定資產(chǎn)所繳納的進(jìn)項稅額。這一政策拉開了我國增值稅轉(zhuǎn)型政策的序幕，標(biāo)志著增值稅由生產(chǎn)型增值稅轉(zhuǎn)變?yōu)橄M型增值稅。隨后，2007年7月改革試點擴(kuò)展到中部六省（山西、河南、安徽、湖北、湖南、江西）的26個城市① ①這26個城市是：山西省的太原、大同、陽泉、長治;安徽省的合肥、馬鞍山、蚌埠、蕪湖、淮南;江西省的南昌、萍鄉(xiāng)、景德鎮(zhèn)、九江;河南省的鄭州、洛陽、焦作、平頂山、開封;湖北省的武漢、黃石、襄樊、十堰和湖南省的長沙、株洲、湘潭、衡陽。均為老工業(yè)基地。 ，涉及裝備制造、石油化工、冶金、汽車制造、農(nóng)產(chǎn)品加工、電力、采掘及高新技術(shù)等八個行業(yè)。2008年，該政策覆蓋到內(nèi)蒙古東部地區(qū)部分盟市及受到汶川地震影響受災(zāi)嚴(yán)重的地區(qū)，涉及絕大多數(shù)行業(yè)。2009年，增值稅轉(zhuǎn)型改革推廣到全國所有行業(yè)，標(biāo)志著在全國范圍內(nèi)轉(zhuǎn)型完成（具體改革流程見圖1）。本文以2004年東北地區(qū)增值稅轉(zhuǎn)型改革試點為準(zhǔn)自然實驗，利用雙重差分法考察其對企業(yè)成本加成的影響，以進(jìn)一步厘清增值稅改革對企業(yè)資源配置的可能性作用，為未來稅制改革和政策評估提供思路和借鑒。

借鑒David Autor 等關(guān)于勞動份額和成本加成的理論框架[12]，本文探討增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響及其作用機(jī)制。具體而言，增值稅轉(zhuǎn)型改革通過兩個渠道機(jī)制作用于成本加成：一是企業(yè)生產(chǎn)成本的降低以及抵扣鏈條的完善，使得企業(yè)能夠以更低的成本來生產(chǎn)產(chǎn)品;二是由于將固定資產(chǎn)納入抵扣范圍，加速企業(yè)更新設(shè)備的速度，有利于提高企業(yè)產(chǎn)品的附加值，從而獲得更大的市場定價能力。2004年的增值稅轉(zhuǎn)型政策允許將購進(jìn)固定資產(chǎn)作為進(jìn)項稅額抵扣，一定程度上加速了企業(yè)更新設(shè)備的速度，消除了重復(fù)征稅，就產(chǎn)品生產(chǎn)整個鏈條來講，上游企業(yè)的生產(chǎn)成本降低，也有利于下游企業(yè)中間品投入價格降低，從而擁有更大的利潤空間。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

（一）計量模型與變量

本文以2004年在東北三省六大行業(yè)實行的增值稅轉(zhuǎn)型改革為準(zhǔn)自然實驗，參考Liu， Lu & Zhang 等的做法 [2，13]，采用雙重差分法（Difference-in-Difference）來識別2004年增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響，構(gòu)建雙重差分模型如下：

其中，Markupit表示企業(yè)i在t年度的成本加成，Controlit為企業(yè)層面的控制變量，μi為個體固定效應(yīng)，vt為時間固定效應(yīng)，εit為殘差項。VATi表示企業(yè)i是否直接受到本次增值稅轉(zhuǎn)型改革的影響，如果受到影響取值為1，否則為0。Postt表示時間虛擬變量，在政策實施年份2004年之前取值為0，2004年及以后年份取值為1。雙重差分交乘項VATi×Postt的β是我們重點關(guān)注的系數(shù)。

1.企業(yè)成本加成的測算

企業(yè)成本加成度量的是產(chǎn)品價格與邊際成本的偏離，數(shù)值大小反映了企業(yè)的利潤率水平和市場勢力。 [8]進(jìn)一步來講，企業(yè)成本加成反映了企業(yè)收入和增加值、生產(chǎn)函數(shù)彈性和資本勞動要素等，是衡量企業(yè)參與市場競爭和資源配置的重要指標(biāo)。目前學(xué)術(shù)界對企業(yè)成本加成的計算主要有兩種方法，一是生產(chǎn)函數(shù)法（Production Function Method），具體包括雙索洛余值法、Edmond 等方法[14]和D&W方法[12]等，解決生產(chǎn)率變動和產(chǎn)品投入之間的聯(lián)系，考慮了周期性變動的影響;另外一種方法是會計核算法，通過工業(yè)總產(chǎn)值、中間品投入產(chǎn)值等企業(yè)財務(wù)指標(biāo)來測算成本加成，使得結(jié)果不容易受到經(jīng)濟(jì)周期和外部沖擊的影響。本文在參考H. Fan等生產(chǎn)函數(shù)法的基礎(chǔ)上[15]，進(jìn)一步借鑒Baqaee & Farhi分析框架[16]，測算出企業(yè)成本加成。

首先，設(shè)定總生產(chǎn)函數(shù)如下所示：

其中，Y表示企業(yè)總收入（產(chǎn)出），PL、PK、PM分別表示企業(yè)生產(chǎn)投入勞動、資本、中間品等要素價格，T表示時間項。在此基礎(chǔ)上構(gòu)建超越生產(chǎn)函數(shù)，如下：

進(jìn)一步，由Mit=L（Kit，Lit，tfpit，Zit），其中Zit表示除去資本勞動以外其他生產(chǎn)要素的投入。通過求逆，可以得到tfpit=θ（Kit，Lit，Mit，Zit），將兩者帶入超越生產(chǎn)函數(shù)中估計出無偏估計量lnYit，即為企業(yè)總產(chǎn)出的對數(shù)形式。隨后，利用廣義矩估計（GMM）方法對超越生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行估計，得到中間產(chǎn)品投入的產(chǎn)出彈性。最后將產(chǎn)出彈性和中間品投入要素占總銷售的比重代入H. Fan等構(gòu)建的函數(shù)表達(dá)式中[15]，具體形式為：

其中，θvit表示中間品投入要素的產(chǎn)出彈性，αvit表示中間品投入要素占總銷售額的比重。這種估計方法也是基于D&W方法的拓展。本文在此基礎(chǔ)上，對企業(yè)成本加成進(jìn)行了ACF修正[17]，本文基準(zhǔn)回歸中的成本加成測算采用半?yún)?shù)ACF法，后續(xù)穩(wěn)健性檢驗中分別用傳統(tǒng)生產(chǎn)函數(shù)法（OP法）和會計核算法替代半?yún)?shù)方法計算出成本加成，來驗證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.其他控制變量

影響企業(yè)成本加成的因素有很多，如果不納入控制變量中，會造成估計偏誤（biased estimate）。表1顯示了控制變量的選取情況及構(gòu)建方式。首先，企業(yè)規(guī)模直接影響了企業(yè)生產(chǎn)成本、定價機(jī)制等，與成本加成密切相關(guān)。[6，18]本文選取了企業(yè)規(guī)模（size）、職工人數(shù)（lnL）、企業(yè)年齡（age）、資本集中度（lnkl）四個變量來反映企業(yè)規(guī)模。其次，企業(yè)獲得的融資反映了企業(yè)可配置的資源，會直接反映在企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的成本和定價上。因此，通過納入資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、融資約束（finance）、政府補(bǔ)貼強(qiáng)度（sub）三個變量來控制企業(yè)融資方面對成本加成的影響。最后，企業(yè)的利潤及產(chǎn)出效率是影響加成的重要因素，為此本文將企業(yè)利潤率（profit）、資本產(chǎn)出比（kc）納入控制變量中。此外，人均工資會影響企業(yè)的生產(chǎn)成本，同時影響企業(yè)員工生產(chǎn)的積極性，進(jìn)而一定程度上影響了生產(chǎn)效率，參考樊海潮和張麗娜的做法將人均工資（lnwage）也納入進(jìn)控制變量中[19]。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文研究的數(shù)據(jù)主要來源于1998～2007年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包含了所有的國有企業(yè)及規(guī)模以上的非國有企業(yè)信息，樣本量大、跨度時間長、涵蓋范圍廣，是連續(xù)統(tǒng)計覆蓋面最廣的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫。從統(tǒng)計學(xué)和計量經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來講，大樣本微觀數(shù)據(jù)能夠盡可能提高估計精確度，減少估計偏差。[20]從現(xiàn)實來看，它也是現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)運行情況的真實反映，用來講好中國故事的寶貴素材。該數(shù)據(jù)庫從1998～2007年跨度10年，共有200多萬個樣本觀測值，涵蓋了包括企業(yè)總資產(chǎn)、企業(yè)總負(fù)債、工業(yè)總產(chǎn)值、銷售總產(chǎn)值、企業(yè)從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)合計等詳盡的工業(yè)企業(yè)信息。

本文參考Brandt 等的做法重新生成企業(yè)識別碼，并進(jìn)行跨期合并，隨后借鑒借鑒 Cai 等和 Feenstra 等的樣本篩選方法[21-23]，先后刪除員工數(shù)小于8人的樣本，刪除企業(yè)總資產(chǎn)、銷售額、工業(yè)總產(chǎn)值等經(jīng)營指標(biāo)中任一項為缺失值、負(fù)值或者零值的樣本，刪除流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、總固定資產(chǎn)大于總資產(chǎn)的樣本，同時借鑒康茂楠等的方法[11]，使用2004年經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)來填充2004年工業(yè)總產(chǎn)值的缺失樣本，利用“工業(yè)增加值=工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+增值稅”的方法推算出2004年度的工業(yè)增加值。在此基礎(chǔ)上，將中間品投入作為代理變量，利用Levinsohn-Petrin方法（簡稱LP方法）估算出工業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

考慮到2004年增值稅轉(zhuǎn)型政策是在東北地區(qū)的六大行業(yè)進(jìn)行試點，實驗組樣本共有55145個，控制組樣本共有2113375個，控制組樣本遠(yuǎn)大于實驗組。如果直接使用原始樣本進(jìn)行回歸分析，可能面臨因為數(shù)量中涵蓋了過多與實驗組性質(zhì)偏差甚遠(yuǎn)的企業(yè)樣本而影響估計的精確度。此外，因為部分性質(zhì)偏差太大的樣本夾雜在控制組中，可能使得樣本不滿足共同趨勢假設(shè)而無法使用雙重差分法。為此，本文使用傾向匹配得分法（Propensity Score Matching，PSM）來克服選擇性偏差問題，以受到增值稅轉(zhuǎn)型政策改革試點影響的企業(yè)作為實驗組，在剩下的樣本中匹配生成對照組。借鑒戴小勇和成力為的做法 [24]，使用PSM過程中選取企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)職工人數(shù)（lnL）、企業(yè)年齡（age）、資本集中度（lnkl）、資產(chǎn)負(fù)債率（lev）、是否國有企業(yè)（state）等幾乎全部控制變量作為協(xié)變量進(jìn)行匹配，在傾向匹配中盡可能多地引入變量，能夠降低估計偏誤，提高估計的精度 [25]。在處理過程中，首先將1998～2007年的面板數(shù)據(jù)按照年份分為10期的截面數(shù)據(jù)，通過Logit模型估計企業(yè)成本加成的傾向得分，隨后采用一比三最近鄰匹配方法為實驗組找出最為接近的對照組樣本。匹配完成后，共得到實驗組樣本53349個，對照組樣本1635726個。通過t檢驗表明匹配后的結(jié)果顯著降低了標(biāo)準(zhǔn)偏差，使得兩組樣本更為接近，能夠滿足進(jìn)一步研究的需要。① ①Logit回歸的傾向匹配得分值以及t檢驗情況限于篇幅未匯報，有興趣可以向作者索取。

雙重差分法的一個前提假設(shè)是實驗組（處理組）和控制組滿足共同趨勢的假設(shè)。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文畫出了1998～2007年期間實驗組和控制組的平行趨勢檢驗圖（詳見圖2）。可以看出，在政策實施之前，實驗組和控制組的差異并不明顯，成本加成都是在1.24上下波動，這說明兩者是可以進(jìn)行比較的，滿足共同趨勢的假設(shè)。進(jìn)一步，在增值稅轉(zhuǎn)型政策后，兩組樣本迅速拉開差距，實驗組樣本成本加成遠(yuǎn)高于控制組樣本，充分說明了受到改革的企業(yè)享受到了固定資產(chǎn)進(jìn)項抵扣等優(yōu)惠待遇，提高了產(chǎn)品市場競爭力和利潤空間，有利于企業(yè)轉(zhuǎn)型升級和持續(xù)發(fā)展。從影響強(qiáng)度上來看，政策實施后強(qiáng)度逐步增大，并于2006年達(dá)到頂峰，此時實驗組樣本的成本加成接近1.32，比控制組樣本高出0.08個單位。

四、實證結(jié)果分析

（一）基礎(chǔ)回歸實證結(jié)果

本文通過雙重差分模型（DID）來估計增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的影響，具體基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。第（1）（2）列是使用匹配前的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，第（3）（4）列使用匹配后的數(shù)據(jù)考察增值稅轉(zhuǎn)型政策的影響。第（2）（4）列分別在（1）（3）的基礎(chǔ)上加入了控制變量?？梢钥吹绞褂迷紭颖具M(jìn)行回歸結(jié)果不太穩(wěn)健，只有在加入控制變量以后才在交互項系數(shù)（VAT×post）10%的置信水平下顯著。相比之下，PSM樣本的DID估計系數(shù)都要大，并且在1%的置信水平下顯著。這進(jìn)一步證明了對實驗組樣本進(jìn)行傾向匹配找出相似的對照組的合理性。由表2可知，2004年的增值稅轉(zhuǎn)型政策對于中國工業(yè)企業(yè)成本加成均產(chǎn)生了顯著性影響，即顯著促進(jìn)了成本加成的提高。這在一定程度上也吻合了當(dāng)時中央出臺增值稅轉(zhuǎn)型政策的初衷，降低了企業(yè)生產(chǎn)成本，釋放了改革紅利，推動了老工業(yè)基地的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和優(yōu)化升級，對現(xiàn)階段稅收體制改革具有重要的借鑒和參考意義。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗

為了檢驗回歸結(jié)果的真實性，本文進(jìn)行了兩種方式的安慰劑檢驗。第一種方式是借鑒Topalova[26]的思路，將增值稅轉(zhuǎn)型的政策提前，分別假設(shè)增值稅轉(zhuǎn)型政策發(fā)生在2000～2003年，并對其實施效果進(jìn)行檢驗。具體的回歸結(jié)果見表3所示，可以看到在虛設(shè)的增值稅轉(zhuǎn)型年份，VAT×post的回歸系數(shù)均不顯著，說明成本加成的變化確實是由2004年增值稅轉(zhuǎn)型政策導(dǎo)致的。

第二種方法是從整體面板數(shù)據(jù)中選取2004年政策實施年份的全部企業(yè)，隨機(jī)抽取其中的5000家企業(yè)并與整體面板數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，抽取的5000家企業(yè)作為實驗組，其余的作為對照組，在此基礎(chǔ)上對其進(jìn)行雙重差分處理，重復(fù)這個過程500次。最終得到結(jié)果如圖3所示，圖中展示了500次隨機(jī)過程的結(jié)果，其中X軸表示“偽政策虛擬變量”估計系數(shù)的大小，Y軸表示密度值和p值大小，曲線是估計系數(shù)的核密度分布，圓點是估計系數(shù)對應(yīng)的p值，垂直虛線是DID模型真實估計值0.135，水平虛線是顯著性水平0.1?？梢钥闯?，估計系數(shù)絕大部分集中在零點附近，且絕大多數(shù)的p統(tǒng)計量均大于0.1。DID模型真實估計值屬于明顯的異常值，表明政策實施效果與安慰劑效果顯著不同，增值稅轉(zhuǎn)型改革是促成企業(yè)成本加成變化的原因。

2.更換成本加成的測算方式

衡量企業(yè)成本加成的方法眾多，雖然本文采用了非參數(shù)ACF法進(jìn)行估計，但是為了進(jìn)一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別用兩種方法更換成本加成的測算方式：一種是基于傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)法（OP法）得到成本加成;第二種方法是借鑒李思慧和徐保昌[27]提到的會計核算法估算成本加成，這種方法計算簡便、數(shù)據(jù)易得，其公式為：

其中，Markupit表示企業(yè)i在t年度的成本加成，Vadd表示企業(yè)工業(yè)增加值，W代表企業(yè)工資支出，mc表示中間品投入成本。通過OP方法和會計核算法計算出不同的成本加成后，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表3第（1）（2）列，同基準(zhǔn)結(jié)果相比，兩種方式測算的成本加成下的交互項回歸系數(shù)（VAT×post）仍然顯著為正，并且在5%的置信水平下顯著，說明更換成本加成的測量方式并不會影響基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。

3.刪除外資企業(yè)及僅保留持續(xù)存在的企業(yè)

外資企業(yè)由于享受更多的優(yōu)惠政策及部分擁有核心技術(shù)，往往有著較高的成本加成。表4的第3列展示了剔除掉外資企業(yè)樣本后的回歸結(jié)果，可以看到，增值稅轉(zhuǎn)型政策的交互項（VAT×post）仍然顯著為正，并且對比基準(zhǔn)的回歸結(jié)果相差甚小，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本中存在著頻繁的企業(yè)進(jìn)入和退出，這也可能是影響成本加成的因素，為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文剔除退出市場的企業(yè)，利用持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)樣本進(jìn)行回歸（結(jié)果見表4第4列），可見增值稅轉(zhuǎn)型政策的估計系數(shù)仍然顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，進(jìn)一步佐證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)規(guī)模

企業(yè)規(guī)模對企業(yè)定價及市場勢力構(gòu)成具有重要的影響，相比中小企業(yè)，大企業(yè)往往擁有更多的抵扣進(jìn)項稅額，總體稅負(fù)相對較低，在以前生產(chǎn)型增值稅背景下，能夠享受到更多的稅收優(yōu)惠。增值稅轉(zhuǎn)型改革對小企業(yè)更新設(shè)備和生產(chǎn)技術(shù)產(chǎn)生了更強(qiáng)大的動力，能夠促進(jìn)其降低生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)利潤率。本文以企業(yè)規(guī)模中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本劃分為大型企業(yè)和中小型企業(yè)，依次進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5第（1）（2）列所示，可以看到增值稅轉(zhuǎn)型改革對不同規(guī)模類型的企業(yè)均有顯著影響，其中對中小型企業(yè)的影響更大，改革完善了增值稅抵扣鏈條，減輕了企業(yè)的稅費負(fù)擔(dān)，更大程度提高了中小企業(yè)的成本加成。

2.企業(yè)性質(zhì)

增值稅轉(zhuǎn)型政策影響在不同所有制企業(yè)之間表現(xiàn)是否會有所不同，也是值得關(guān)注的問題。一般而言，國有企業(yè)與政府聯(lián)系更加密切，一定程度上擁有更多的資源，能夠享受到更多的稅收優(yōu)惠，其稅收負(fù)擔(dān)相對非公有制企業(yè)較小。在增值稅轉(zhuǎn)型改革前，所有購進(jìn)的固定資產(chǎn)均不能在稅前進(jìn)行扣除，很多非公有制企業(yè)無法及時享受到進(jìn)項扣除，使得生產(chǎn)成本較高，產(chǎn)品市場競爭力和利潤率均受到一定的影響。本文按照控股類型將企業(yè)劃分為國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5第（3）（4）列，可以看到不管是國有企業(yè)樣本還是非國有企業(yè)樣本，交互項的回歸系數(shù)均顯著為正。此外，相比國有企業(yè)，非國有企業(yè)回歸系數(shù)略微高一點，說明非國有企業(yè)受到改革紅利更大一點，充分享受到了抵扣進(jìn)項稅額的優(yōu)惠，有利于提高企業(yè)的成本加成，獲得更大的利潤份額。

3.企業(yè)資本密集程度

按照資本密集程度劃分，企業(yè)一般分為資本技術(shù)密集型和勞動密集型，不同要素密集型的企業(yè)對于增值稅轉(zhuǎn)型改革具有顯著性差異。2004年的增值稅轉(zhuǎn)型改革主要是在東北三省推開，一方面，東北三省是我國的老工業(yè)基地，資本密集型企業(yè)固定資產(chǎn)等可抵扣設(shè)備較多;另一方面，資本技術(shù)密集型企業(yè)更有動力去更新設(shè)備和技術(shù)，進(jìn)而轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)效率，提高成本加成。借鑒蔣為的方法[9]，按照行業(yè)集中度的資本勞動比將企業(yè)劃分為資本密集型和勞動密集型兩類樣本，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5第（5）（6）列所示。結(jié)果顯示，相比勞動密集型企業(yè)，資本密集型企業(yè)的成本加成受到增值稅轉(zhuǎn)型改革的影響更大，這也與本文的預(yù)期結(jié)果是一致的。

4.企業(yè)區(qū)位及所在城市類型

企業(yè)所在的區(qū)位及城市影響了企業(yè)獲得生產(chǎn)要素的價格、產(chǎn)品銷售渠道及市場價格，進(jìn)而影響企業(yè)的資源配置，與成本加成息息相關(guān)。一方面，位于沿海地區(qū)的企業(yè)由于擁有海運優(yōu)勢，便于產(chǎn)品加工和出口，其在生產(chǎn)要素獲得及產(chǎn)品定價方面優(yōu)于內(nèi)陸企業(yè);另一方面，由于生產(chǎn)設(shè)備廠商也主要位于沿海城市，所以沿海企業(yè)能夠更加方便地獲得新設(shè)備及技術(shù)，從而享受進(jìn)項抵扣的稅收優(yōu)惠，降低生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)品成本加成。借鑒謝申祥和范鵬飛的方法[6]，本文按照《HYT094-2006 沿海行政區(qū)域分類與代碼》（國家海洋局2006發(fā)布）的分類標(biāo)準(zhǔn)，將企業(yè)樣本分為沿海企業(yè)和內(nèi)陸企業(yè)，并且分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6第（1）（2）列所示，可以看到，不管是沿海還是內(nèi)陸企業(yè)，交互項的系數(shù)都為正，并且是在1%的置信水平下顯著，說明增值稅轉(zhuǎn)型政策對其成本加成都產(chǎn)生了正向影響。同時可以發(fā)現(xiàn)，沿海地區(qū)企業(yè)的回歸系數(shù)略高于內(nèi)陸企業(yè)，一定程度佐證了上述推斷。

不同地區(qū)的企業(yè)受到增值稅轉(zhuǎn)型政策的影響也不相同，為了區(qū)分不同地域的企業(yè)樣本受到政策沖擊而導(dǎo)致成本加成的異質(zhì)性，本文根據(jù)《關(guān)于副省級市若干問題的意見》的通知（中編發(fā)[1995]5號），將樣本企業(yè)劃分為省會（直轄市、首府）及副省級市① ①15個副省級城市分別為：沈陽、大連、長春、哈爾濱、濟(jì)南、青島、南京、寧波、杭州、廈門、武漢、廣州、深圳、西安、成都;其中，大連、青島、寧波、廈門、深圳為計劃單列市。 樣本和其他城市樣本，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6第（3）（4）兩列所示，可以看到其他城市樣本占了絕大多數(shù)。同樣，兩種樣本均顯著為正，進(jìn)一步證明了不論企業(yè)區(qū)域位置如何，企業(yè)的成本加成均受到了增值稅轉(zhuǎn)型政策的影響。此外，可以發(fā)現(xiàn)其他城市樣本企業(yè)的回歸系數(shù)比省會或計劃單列市要略大，一方面可能是因為受到改革的樣本大部分位于其他城市區(qū)間范圍，享受到增值稅抵扣政策的絕對數(shù)要遠(yuǎn)大于位于省會或者計劃單列市的樣本;另一方面也是印證了政策的初衷及出發(fā)點，讓稅收改革的政策紅利盡可能覆蓋更多企業(yè)，讓增值稅轉(zhuǎn)型政策在促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展中發(fā)揮建設(shè)性作用。

五、機(jī)制分析

企業(yè)成本加成變化本質(zhì)上取決于兩個因素，一是產(chǎn)品價格的變化，二是成本的變化，成本加成的變化可以看成是兩者共同發(fā)揮作用的結(jié)果。在競爭性市場中，由于產(chǎn)業(yè)政策變遷、補(bǔ)貼或者征稅等差異化的財政政策都會給企業(yè)競爭造成影響，這些都會影響企業(yè)的要素生產(chǎn)，最終反映在企業(yè)產(chǎn)品價格或者成本上，造成成本加成的變化。企業(yè)在實際生產(chǎn)過程中，需要投入一系列資本和勞動等生產(chǎn)要素，同時也需要投入大量的中間產(chǎn)品，這些要素和中間投入品的成本也就直接構(gòu)成了企業(yè)生產(chǎn)成本。 [28]為了識別既有的增值稅轉(zhuǎn)型政策對企業(yè)成本加成的作用機(jī)制，通過參考D&W和康茂楠等的方法[11，12]，在既有回歸的基礎(chǔ)上加入企業(yè)中間品投入，首先識別出增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)中間品投入的效應(yīng)，其次將企業(yè)中間品投入作為變量放入基準(zhǔn)回歸模型，識別對成本加成的影響，即為成本效應(yīng)。其表達(dá)式分別為：

與此同時，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中關(guān)于產(chǎn)品價格的變化反映在工業(yè)增加值上，在會計準(zhǔn)則中“工業(yè)增加值”表示為“工業(yè)總產(chǎn)值-工業(yè)中間投入+增值稅”，這表明企業(yè)經(jīng)濟(jì)增加值是總產(chǎn)值減去中間投入品成本后再加上增值稅金的數(shù)額，體現(xiàn)了資源配置的效應(yīng) [20];工業(yè)增加值實質(zhì)上反映出企業(yè)產(chǎn)品在市場上的定價能力，如果工業(yè)增加值較高，產(chǎn)品附加值也相對較高，企業(yè)能夠通過含有較高附加值的產(chǎn)品參與市場競爭，獲得更大的市場定價能力。本文將工業(yè)增加值取對數(shù)，首先識別出增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)工業(yè)增加值的效應(yīng)，其次將工業(yè)增加值對數(shù)作為變量放入基本回歸模型，識別對成本加成的影響，即為價格效應(yīng)。其表達(dá)式如下：

機(jī)制檢驗的結(jié)果見表7所示，第（1）（2）（3）列展示的成本效應(yīng)影響路徑的回歸，第（3）（4）（5）列展示的是價格效應(yīng)影響路徑的回歸，為了進(jìn)一步檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，分別采用了ACF法和OP法計算的成本加成;其中（2）（5）是用ACF計算的成本加成;（3）（6）是用OP法計算的成本加成?？梢钥吹?，在成本效應(yīng)中，增值稅轉(zhuǎn)型改革減少了中間品投入的成本，中間品投入的成本與成本加成存在負(fù)向關(guān)系，回歸的結(jié)果都是在1%的水平下顯著，意味著企業(yè)中間品投入成本降低，一定程度上促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提升。增值稅轉(zhuǎn)型改革涉及上游產(chǎn)品抵扣環(huán)節(jié)，將固定資產(chǎn)列入抵扣范圍，擴(kuò)大了企業(yè)抵扣范圍，減輕了企業(yè)成本負(fù)擔(dān)，使企業(yè)能夠以更低的成本參與市場競爭，從而獲得更大的市場份額。在價格效應(yīng)中，增值稅轉(zhuǎn)型促進(jìn)了企業(yè)工業(yè)增加值的提升，不論以ACF方法還是OP法計算的成本加成，工業(yè)增加值的提升都促進(jìn)了企業(yè)成本加成水平的上升。增值稅轉(zhuǎn)型改革在擴(kuò)大抵扣鏈條的同時，將上下游產(chǎn)業(yè)鏈打通并且聯(lián)系在一起，企業(yè)可以在更大的市場范圍內(nèi)參與競爭，受到轉(zhuǎn)型改革的企業(yè)紅利明顯，工業(yè)增加值得到提升，能夠獲得更大的市場定價能力。機(jī)制驗證的結(jié)果表明，增值稅轉(zhuǎn)型改革同時通過成本和價格兩條路徑影響了企業(yè)的成本加成，其中成本路徑表明企業(yè)中間品投入的下降促進(jìn)了成本加成的提升，價格路徑表明企業(yè)工業(yè)增加值的提升有助于成本加成的提高，兩條路徑作用下企業(yè)能夠獲得更大的市場份額和定價能力。

六、研究結(jié)論與政策展望

（一）研究結(jié)論

本文以2004年增值稅轉(zhuǎn)型改革為“準(zhǔn)自然”實驗，對企業(yè)成本加成進(jìn)行了分析，實證檢驗轉(zhuǎn)型政策促進(jìn)了企業(yè)成本加成的提高。研究發(fā)現(xiàn)，2004年的增值稅轉(zhuǎn)型改革對企業(yè)成本加成的提高具有顯著的促進(jìn)作用。此外，增值稅轉(zhuǎn)型政策在不同規(guī)模、不同所有制類型、不同密集程度、不同區(qū)域的企業(yè)中表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性。增值稅轉(zhuǎn)型對中小企業(yè)、非國有企業(yè)、資本密集型企業(yè)、沿海地區(qū)企業(yè)影響相對較明顯，而對于大企業(yè)、國有企業(yè)、勞動密集型企業(yè)、內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)影響相對較小。上述結(jié)論通過了平行趨勢檢驗，并且在更換成本加成測算方式以及安慰劑檢驗后仍然成立。進(jìn)一步的機(jī)制驗證中發(fā)現(xiàn)，增值稅轉(zhuǎn)型改革通過降低企業(yè)生產(chǎn)成本和提高工業(yè)增加值兩條路徑作用于成本加成，最終促進(jìn)了成本加成的提升，有利于企業(yè)獲得更大的市場份額。

（二）政策展望

一是“精準(zhǔn)施策”，以市場主體需求為導(dǎo)向，將增值稅改革推向深入。2004年增值稅轉(zhuǎn)型政策已經(jīng)過去了十多年，目前我國已經(jīng)實現(xiàn)全面的“營改增”，在此基礎(chǔ)上應(yīng)該進(jìn)一步推進(jìn)增值稅改革，一方面在充分調(diào)研市場主體需求的基礎(chǔ)上，完善增值稅抵扣鏈條，可以考慮將企業(yè)貸款利息納入抵扣范圍，做到“應(yīng)抵盡抵”，減少重復(fù)征稅;另一方面降低增值稅稅率，將三檔增值稅稅率（13%、9%、6%）簡并為兩檔稅率，加大留抵退稅的力度，全面降低制造業(yè)企業(yè)的負(fù)擔(dān)，優(yōu)化增值稅制度。

二是總結(jié)稅收改革經(jīng)驗并進(jìn)行推廣，促進(jìn)不同地區(qū)、不同產(chǎn)業(yè)、不同所有制市場主體均能享受到稅收優(yōu)惠的紅利。增值稅轉(zhuǎn)型改革最初就是從2004年東北地區(qū)試點拉開帷幕，應(yīng)當(dāng)及時總結(jié)歷次稅收制度改革的經(jīng)驗，充分發(fā)揮稅收政策在促進(jìn)企業(yè)激勵方面的作用，盡可能降低帶來的扭曲效應(yīng)。此外，在推行稅收制度改革中，應(yīng)當(dāng)充分考慮不同地區(qū)、不同行業(yè)以及不同所有制的市場主體，促進(jìn)資源在這些市場主體中的合理配置，兼顧效率和公平。

三是繼續(xù)完善“放管服”改革，釋放政策紅利，提高企業(yè)市場競爭力。企業(yè)的市場占有率最終體現(xiàn)在產(chǎn)品的優(yōu)勢上，政府應(yīng)該進(jìn)一步推進(jìn)“放管服”改革，簡化稅收申報流程和手續(xù)，充分發(fā)揮“有效市場和有為政府”的作用，更加注重發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用。在當(dāng)今國際貿(mào)易形勢面臨諸多不確定性因素的情況下，運用稅收杠桿支持企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)、加大設(shè)備更新?lián)Q代、激勵企業(yè)創(chuàng)新，鼓勵企業(yè)實施“走出去”戰(zhàn)略，提高我國企業(yè)在國際市場上的產(chǎn)品競爭力，充分利用好兩個市場和兩種資源。

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責(zé)任編輯：蕭敏娜