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摘 要：“营改增”改革的目标在于减轻企业税收负担进而最大化企业价值。基于微观企业数据的双重差分检验表明，“营改增”显著提升了企业价值，且税改后增值税税率越低则企业价值提升越显著;治理环境会影响“营改增”的政策效应，金字塔控制层级越少、两权分离度越小、所处地区市场化水平越高的企业价值提升越显著;非国有企业的税收政策敏感性强于国有企业，“营改增”的企业价值提升效应及治理环境的调节作用仅在非国有企业中显著，而在国有企业中不显著。为强化税收政策的企业价值提升效应，政府应深化增值税改革和国有企业改革以进一步降低企业税收负担，各地区要加快市场化改革进程以优化宏观治理环境，企业也要不断完善自身内部治理结构。
关键词：“营改增”;企业价值;治理结构;市场化水平;控制权性质;金字塔结构;政策敏感性;国有企业改革
中图分类号：F812.42;F224.9文献标志码：A文章编号：1674-8131（2018）06-0111-11
一、引言
税制变动对资本市场企业行为的影响是理论界和实务界共同关注的重大问题（Nie et al，2010）[1]。政府通过征税方式的变化打破企业原有的契约关系和利益分配格局，进而促使企业基于自身价值最大化的目标调整各项财务行为，以实现要素资源的最优配置。作为我国结构性减税政策的重要内容，“营改增”的改革目标在于解决重复征税问题，减轻企业税收负担，进而推动企业转型升级并最大化企业价值。因此，深入研究“营改增”政策的实施对企业价值的影响，对于客观评价税改政策的有效性和实际成效具有重要的理论价值和现实意义。
自“营改增”改革实施以来，学术界对其政策效应进行了持续的关注和评估。在宏观研究层面，主要集中于整体经济效率（陈晓光，2013）、居民福利（高培勇，2014）、财政收入（周彬 等，2016）、经济增长以及收入分配（倪红福 等，2016）等方面[2-5];在微观研究层面，大量文献关注了“营改增”政策的减税效应（童锦治 等，2015; 曹越 等，2017）[6-7]、专业化分工效应（陈钊 等，2016;范子英 等，2017）[8-9]及其对企业投资、研发创新、盈利能力等方面的影响（乔睿蕾 等，2017;钱晓东，2018）[10-11]。但目前国内尚无文献定量研究“营改增”政策对企业价值的影响。
关于税收政策对企业价值的影响，国内外学者进行了大量研究。Auerbach（1989）基于美国所得税改革提出了现金流量假说，即税制改革通过改变企业税费支出影响企业的现金流量，进而影响企业价值[12]。Cutler（1988）则从投资成本视角提出了新增投资假说，认为若税制改革可以降低企业新增投资成本，则可以有效提高新增资产的投资收益率，进而提升企业价值[13]。但是，由于税制差异，国外相关研究很少涉及流转税改革。国内对流转税改革与企业价值关系的研究也不多。万华林等（2012）分析了增值税转型和所得税改革对企业投资价值的影响[14]，王素荣和蒋高乐（2010）研究了增值税转型对企业的投资水平和经营绩效的影响[15]。
值得引起重視的是，由于内部结构和外部环境等方面的差异，企业面临着不同质量的治理环境，显然上述实证研究中大多忽略了这一点。从企业内部治理看，金字塔式股权结构已经成为我国企业集团架构中最普遍的方式，而不同的金字塔股权结构会对企业决策和行为产生不同的影响（La Porta et al，1999）[16]，进而影响企业执行政策的力度和政策效应的实现。从外部发展环境看，我国的市场化改革在时空发展上仍然呈现非均衡状态（樊纲 等，2011）[17]，不同区域经济发展水平、政府干预程度、制度环境等的差异会深刻影响其税改政策的有效性。因此，为了更充分考察“营改增”的政策效应，需要考虑企业内外部治理环境的影响。此外，由于国有企业与非国有企业控制权性质的不同，面对同样的宏观经济政策可能具有不同的反映，进而表现为政策效应的差异。有鉴于此，本文将内外部治理环境和企业控制权性质因素纳入“营改增”政策效应的分析框架，深入分析“营改增”对企业价值的影响机制和实际效应，以拓展和深化相关领域的研究，并为进一步深化财税制度改革提供政策启示。
二、理论分析与研究假设
1.“营改增”对企业价值的影响
本文的企业价值主要是指内涵价值（又称投资价值、公平价值等），即企业预期未来自由现金流收益以适当的折现率折现的现值。一般来讲，企业的自由现金流量受税后净利润、折旧以及资本支出等因素的影响。首先，从税后净利润来看，“营改增”之前企业根据销售收入缴纳营业税，“营改增”之后企业缴纳的税种调整为增值税。我国的增值税设置了多档税率（6%，11%，17%），并允许企业抵扣增值税进项税额。由于新设的增值税税率要高于改革前的营业税税率（5%），企业应缴的流转税会增加;同时企业可以抵扣因固定资产投资、无形资产投资或是原材料购买而产生的增值税进项税额，又减少了应缴的流转税。因此，“营改增”对企业税后净利润的影响具有不确定性，受到增值税税率和可抵扣项数量的共同作用。其次，从折旧及摊销来看，改革之后，企业投资固定资产或无形资产形成的进项税额不再计入资产原值，可供企业以后各期进行税前抵扣的折旧及摊销数量将会减少，进而不利于现金流的增加。最后，从资本支出来看，增值税进项税额可抵扣意味着企业的资本支出额会下降，进而有利于现金流的增加。综上，“营改增”政策对企业价值影响的模型可推导如下：
上式右侧恒为正，意味着“营改增”后企业价值会随着新增投资的增加而上升。同时，V差与Rb负相关，即销项税税率越高则企业价值增量越小，甚至可能为负。可见，“营改增”对企业的自由现金流具有直接影响。此外，“营改增”通过扩大企业投资规模可以提升企业生产效率，也通过向外部投资者传递积极信号降低企业融资成本（陈丽霖 等，2013）[18]，进而对企业自由现金流产生间接影响，有助于企业价值的提升。由此提出假设H1：“营改增”通过投资抵扣效应显著提升企业价值，且增值税税率越低，企业价值提升程度越大。 2.治理环境对“营改增”政策效应的调节
上文分析表明，“营改增”通过改善企业的自由现金流提升企业价值，而在不同的内外部治理环境中“营改增”对企业价值的影响具有差异性。作为企业内部基础治理机制，金字塔股权结构对企业价值有着重要的影响。在金字塔控制层级较多、两权分离程度较大的企业中，一方面，控股股东对企业的控制更复杂、与中小股东之间的信息不对称程度更高，进而加大了控股股东利益攫取的隐蔽性，有助于滋生控股股东的利益侵占行为（Bebchuk et al，2000）[19]。具体来讲，控股股东可以通过低风险、低成本的方式转移或掏空下层企业资源，对“营改增”政策带来的税收优惠进行利益攫取，侵占企业新增的自由现金流，损害企业价值。另一方面，由于第二类代理问题比较严重，企业往往不能依据外部政策变动做出及时的战略调整，从而弱化政策效应，不利于企业价值的提升。由此提出假设H2a：相比于金字塔控制层级较多、两权分离程度较大的企业，在金字塔控制层级较少、两权分离程度较小的企业中“营改增”对企业价值的提升作用更显著。
制度经济学认为，正式制度或非正式制度安排会对企业的微观财务决策和资源配置效率产生重要影响。在我国，市场化改革是影响企业微观行为的重要制度背景。在市场化水平较高的地区，政府干预企业程度较小，产权保护程度较高，公共服务廉洁高效，政府更多扮演“支持之手”的角色，对企业新增资源攫取的动机和程度较小（Fan et al，2011）[20]，进而有利于政策效应的充分发挥。同时，市场化水平较高的地区产品市场和要素市场的发育程度较高，交易的信息不对称程度较低，可以有效缓解道德风险并降低交易成本，提高投资效率，进而提升企业增量价值。由此提出假设H2b：相比于低市场化水平地区的企业，在高市场化水平地区的企业中“营改增”对企业价值的提升作用更显著。
3.不同控制权性质企业“营改增”政策效应的差异
宏观经济政策的微观效应在不同控制权性质的企业中存在异质性。国有企业存在预算“软约束”且承担了更多政策性任务和社会责任，会受到政府更多的“偏爱”，更易获得信贷资源或财政补贴，因而税收负担对其生产经营和绩效目标的影响较小，导致其对“营改增”政策的敏感性较弱。同时，国有企业进行税务筹划所需的财务报告成本要显著高于非国有企业，导致其应对外界政策变化的敏感性较弱。由此提出假设H3a：相比于国有企业，在非国有企业中“营改增”对企业价值的提升作用更显著。
在不同控制权性质的企业中，治理环境对“营改增”政策效应的调节作用同样存在异质性。由于国有企业的经营决策权往往掌握在企业实际经营者手中，金字塔股权结构的差异只会影响终极控制人的收益，并不影响其财务决策行为。而在非国有企业中终极控制人能够有效影响企业的财务决策，金字塔股权结构对“营改增”政策效应的影响更明显。由此提出假设H3b：相比于国有企业，在非国有企业中金字塔股权结构对“营改增”政策效应的调节作用更明显。
在市场化水平较高的地区，地方政府对企业的生产经营干预较少。由于国有企业承担更多的社会责任，市场化水平的提高对其受地方政府干预和侵占的弱化不如对非国有企业显著。此外，在市场化水平较高的地区，较完善的金融市场体系和法律监管体系有助于降低市场交易信息不对称程度，缓解融资约束。由于我国国有企业在市场中长期处于优势地位，市场化水平的提高对其融资约束的弱化不如对非国有企业显著。由此提出假设H3c：相比于国有企业，在非国有企业中市场化水平对“营改增”政策效应的调节作用更明显。
三、研究设计
1.样本与数据来源
“营改增”试点于2012年1月1日起在上海市的“1+6”行业展开，并在随后几年逐步进行地区扩围和行业扩围，最终于2016年5月1日将最后一批四类行业纳入改革范围
“1+6”行业包括交通运输业以及研发、信息技术、文化创意、物流辅助、有形动产租赁、鉴证咨询等6类现代服务业;最后一批实施“营改增”的4类行业包括建筑业、房地產业、金融业和生活服务业。。本文使用评估公共政策效应常用的双重差分法，将“1+6”行业企业作为实验组，将最后一批实施“营改增”的非金融类企业作为对照组，以2009—2015年为研究期间，对“营改增”的政策效应进行实证检验。对原始样本进行如下处理：（1）删除金融业企业;（2）删除样本期间注册地发生变更的企业，避免迁移等内生性反应;（3）删除ST、PT类的企业;（4）删除金字塔控股结构无法识别、控制权性质无法识别的企业;（5）删除存在缺失数据的企业。最终得到1 504个样本观测值，并进行缩尾处理。本文所用财务数据来自CSMAR数据库，金字塔控制层级数据根据CSMAR数据库中的“中国上市公司股东研究数据库”提供的“控股股东关系链公告图”，通过手工搜集、计算、整理得到;地区市场化水平用王小鲁等（2017）编制的市场化指数衡量[21]，其中缺少2015年的数据，假设各地区的市场化水平在一定时间内保持稳定，即假定各地区2015年的市场化指数与2014年保持一致。
2.变量定义与测量
因变量：企业价值（Mvg）。国内外关于企业价值的评估主要有成本法、收益法和托宾Q值法。成本法以历史成本为基础将企业价值定义为企业净资产的账面价值，其缺点在于会计数据的滞后性（Collins et al，1999）[22];托宾Q值法通过比较企业新增资本的市场价值与重置成本之间的关系来衡量企业价值，在实证研究中广泛使用;收益法基于有效市场理论、MM定理以及CAPM模型等考察企业的内在价值，表现为企业预期自由现金流量折现的现值（通常以加权平均资本成本为贴现率），综合体现了企业的持续发展能力和价值创造能力，比较而言最符合经济学原理（Awasthi et al，2013）[23]。本文用企业的股票年度收益率（企业当期期末市值与上期期末市值之差除以上期期末市值）来衡量企业价值。 自变量：“营改增”政策实施前后哑变量（Time），政策实施之前为0，实施之后为1;实验组与对照组哑变量（Ref），实验组为1，对照组为0;企业投资水平（Inv），用现金流量表中“购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金”衡量，并以期初总资产为分母进行标准化处理。
调节变量，即企业治理环境（Gov），包括以下几个变量：金字塔控制层级（Layer），用最终控制人对企业的控制层级数衡量，若存在多条控制链，则根据最长的控制链计算层级数（Bebchuk et al，2000）[19];两权分离度（Sep），用企业控制权与所有权之差衡量;市场化水平，用市场化指数（Index）和市场化指数排名（Rank）衡量（为保证符号一致性，市场化指数取相反数）。
控制变量：企业规模（Size），用期末总资产的自然对数衡量;资产负债率（Lev），用期末总负债与总资产的比值衡量;总资产收益率（Roa），用当期净利润与期末总资产的比值衡量;前五大股东持股比（Cr），用前五大股东持股比例之和衡量;此外，还加入了行业变量和年度变量。
3.实证模型设计
为了检验假设H1，借鉴万华林等（2012）的研究构建如下模型[14]：
其中，政策效应变量是“TimeRefInv”，若其系数显著为正，则“营改增”显著提升了企业价值。进一步，将实验组按照税改后增值税税率的差异分为高税率组和低税率组，预期政策效应变量的系数仅在低税率组显著为正。
为了检验H2a和H2b，借鉴乔睿蕾和陈良华（2017）的研究，加入治理环境变量构建如下模型[10]：
若“Time×Ref×Inv×Layer”和“Time×Ref×Inv×Sep”的系数显著为负，则金字塔控制层级越少、两权分离程度越小的企业“营改增”政策效应越显著;若“Time×Ref×Inv×Index”和“Time×Ref×Inv×Rank”的系數显著为正，则所处地区市场化水平越高的企业“营改增”政策效应越显著。
为了检验H3a、H3b和H3c，按照国有企业与非国有企业分组后分别进行回归。若模型中“Time×Ref×Inv”的系数仅在非国有企业组中显著，则非国有企业的“营改增”政策效应比国有企业更显著;若“Time×Ref×Inv×Gov”的系数仅在非国有企业组中显著，则治理环境对“营改增”政策效应的影响在非国有企业中更显著。
四、实证分析
1.单变量检验
表1列示了“营改增”对企业价值的单变量检验结果，并进一步按照各调节变量分组进行了组间差异检验。结果显示，“营改增”之后，样本企业的市场价值得到了显著提升，企业价值平均增量达到37.5%。实验组的价值增量达到了58.4%，而对照组的价值增量仅为15.3%，且低税率实验组的价值增量要远高于高税率实验组，假设H1得到初步支持。金字塔控制层级较多的企业价值增幅小于金字塔控制层级较少的企业，两权分离度较大的企业价值增幅小于两权分离度较小的企业，位于市场化水平较低地区的企业价值增幅小于位于市场化水平较高地区的企业，假设H2a、H2b得到初步支持。
2.“营改增”对企业价值的影响
表2中的回归结果显示，“营改增”、实验组和投资水平的交互项（以下简称三项交互项）回归系数显著为正，表明在“营改增”政策冲击下企业价值有了显著提升。三项交互项的系数在低增值税税率组中显著为正，而在高增值税税率组中并不显著，表明“营改增”显著促进了税改后低税率企业的价值，而对高税率企业无显著影响。由此假设H1得到验证。同时，三项交互项的系数在非国有企业组中显著为正，而在国有企业组中并不显著且小于非国有企业组的系数（0.706<2.728），表明“营改增”对非国有企业的价值提升更显著，假设H3a得到验证。
3.治理环境对“营改增”影响企业价值的调节作用
表3中加入金字塔控制层级变量的全样本回归结果显示，“营改增”、实验组、投资水平和金字塔控制层级的交互项回归系数显著为负，表明金字塔控制层级对“营改增”的企业价值提升效应具有负向影响，控制层级越多“营改增”对企业价值的提升作用越弱;四项交互项的系数在国有企业组没有通过显著性检验，而在非国有企业组显著为负，表明金字塔控制层级对“营改增”企业价值提升效应的负向影响仅在非国有企业中显著。同样，加入两权分离度变量的检验结果表明，企业两权分离程度对“营改增”的企业价值提升效应具有负向影响，且该调节作用仅在非国有企业中显著。表4的检验结果则显示，市场化水平对“营改增”的企业价值提升效应具有正向影响，市场化水平越高，“营改增”对企业价值的提升作用越强。综上所述，假设H2a、H2b、H3b和H3c得到验证。
4.稳健性检验
（1）变量替换。一是将模型中的企业价值替换为企业的托宾Q值，计算方法为：（每股股价×流通股股数+每股净资产×非流通股股数+负债账面价值）/总资产账面价值。检验结果见表5，结论与上文分析基本一致。二是将企业规模替换为企业期末总市值的自然对数，将总资产收益率替换为净资产收益率，将企业前五大股东持股比替换为第一大股东持股比，将市场化指数替换为企业经营环境指数[24]，检验结论保持不变（限于篇幅，未列示结果，需要者可向作者索取）。
（2）逆向因果排除。本文研究结论严格成立需要拒绝下述假设：在“营改增”实施之前，实验组与对照组的企业价值增长率存在显著差异。参照钱晓东（2018）的做法[11]，选取“营改增”试点前的2009—2011年为窗口期，定义2011年为改革后年度，2009—2010年为改革前年度，重新检验模型。结果表明，“营改增”前一年、实验组和投资水平的交互项系数不显著，拒绝上述假设，排除了逆向因果关系，可以认为企业价值的变化主要是由“营改增”政策实施所致。 （3）倾向得分匹配法。为保证实验组和对照组企业受政策影响是随机的，需要保证两组企业的各项特征不具有显著差异。采用PSM-DID法，选取规模、资产负债率、总资产收益率、大股东持股比、市盈率、成长性、年度等指标进行倾向得分匹配，将配对后的数据代入模型，三项交互项的系数显著为正，结论稳健。
五、结论与启示
通过财税体制改革优化市场资源配置、调整产业发展结构和转变经济增长方式，是供给侧结构性改革的重要内容。深入研究“营改增”税制改革对企业财务行为和价值的差异化影响，不仅有助于政府更有针对性地制定后续政策进而提高改革效率，更有助于企业根据及时响应宏观经济政策变化调整经营策略和财务决策。本文从理论分析和实证检验两方面探讨了“营改增”对企业价值的影响，结果表明：首先，“营改增”通过促进企业新增有效投资增加投资净现值，进而带动企业价值提升，且税改后增值税税率越低企业的价值提升越显著;其次，治理环境会影响“营改增”的政策效应，金字塔控制层级越少、两权分离度越小、所处地区市场化水平越高的企业价值提升越显著;最后，非国有企业的税收政策敏感性强于国有企业，“营改增”的企业价值提升效应和治理环境的调节作用仅在非国有企业中显著。基于上述结论，提出以下建议：
首先，政府应不断深化增值税改革，进一步降低企业税收负担。要完善增值税制度，扩大增值税抵扣范围，降低增值税税率，充分实现“营改增”的减税效应和价值提升效应，释放企业活力，提高资本市场的资源配置效率，促进经济持续增长。与此同时，政府应当尽快建立和完善相应的财政补贴机制，着力探索并调整适用于各行业的增值税抵扣政策，以保证更好地实现政策目标。
其次，各地区要加快市场化改革进程，企业要完善自身内部治理结构。单独的宏观税制改革无法发挥最大效用，“营改增”的政策效应与企业的内外部治理环境息息相关。一方面，政府作为公共服务的提供主体，要不断完善公共治理环境，提高市场化水平，优化法制體系、金融体系以及社会保障体系，为企业的发展营造良好的生态环境，进而充分实现税收政策的改革红利。另一方面，内部人控制将导致企业内部治理机制失效，企业应建立和完善有效的内部治理结构和监督机制，防止实际控制人侵占或攫取企业利益，并完善财务决策机制以有效应对宏观政策变化，不断提升企业价值。
最后，要深化国有企业改革，释放企业活力。目前，“营改增”的政策效应在不同类型企业之间存在较大差异，国有企业的效应弱化需要引起重视。国有企业应逐步去行政化，建立现代企业管理体系，提高对宏观经济政策变化的敏感性，进而不断提升核心竞争力和企业价值。
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自“营改增”改革实施以来，学术界对其政策效应进行了持续的关注和评估。在宏观研究层面，主要集中于整体经济效率（陈晓光，2013）、居民福利（高培勇，2014）、财政收入（周彬 等，2016）、经济增长以及收入分配（倪红福 等，2016）等方面[2-5];在微观研究层面，大量文献关注了“营改增”政策的减税效应（童锦治 等，2015; 曹越 等，2017）[6-7]、专业化分工效应（陈钊 等，2016;范子英 等，2017）[8-9]及其对企业投资、研发创新、盈利能力等方面的影响（乔睿蕾 等，2017;钱晓东，2018）[10-11]。但目前国内尚无文献定量研究“营改增”政策对企业价值的影响。
关于税收政策对企业价值的影响，国内外学者进行了大量研究。Auerbach（1989）基于美国所得税改革提出了现金流量假说，即税制改革通过改变企业税费支出影响企业的现金流量，进而影响企业价值[12]。Cutler（1988）则从投资成本视角提出了新增投资假说，认为若税制改革可以降低企业新增投资成本，则可以有效提高新增资产的投资收益率，进而提升企业价值[13]。但是，由于税制差异，国外相关研究很少涉及流转税改革。国内对流转税改革与企业价值关系的研究也不多。万华林等（2012）分析了增值税转型和所得税改革对企业投资价值的影响[14]，王素荣和蒋高乐（2010）研究了增值税转型对企业的投资水平和经营绩效的影响[15]。
值得引起重視的是，由于内部结构和外部环境等方面的差异，企业面临着不同质量的治理环境，显然上述实证研究中大多忽略了这一点。从企业内部治理看，金字塔式股权结构已经成为我国企业集团架构中最普遍的方式，而不同的金字塔股权结构会对企业决策和行为产生不同的影响（La Porta et al，1999）[16]，进而影响企业执行政策的力度和政策效应的实现。从外部发展环境看，我国的市场化改革在时空发展上仍然呈现非均衡状态（樊纲 等，2011）[17]，不同区域经济发展水平、政府干预程度、制度环境等的差异会深刻影响其税改政策的有效性。因此，为了更充分考察“营改增”的政策效应，需要考虑企业内外部治理环境的影响。此外，由于国有企业与非国有企业控制权性质的不同，面对同样的宏观经济政策可能具有不同的反映，进而表现为政策效应的差异。有鉴于此，本文将内外部治理环境和企业控制权性质因素纳入“营改增”政策效应的分析框架，深入分析“营改增”对企业价值的影响机制和实际效应，以拓展和深化相关领域的研究，并为进一步深化财税制度改革提供政策启示。
二、理论分析与研究假设
1.“营改增”对企业价值的影响
本文的企业价值主要是指内涵价值（又称投资价值、公平价值等），即企业预期未来自由现金流收益以适当的折现率折现的现值。一般来讲，企业的自由现金流量受税后净利润、折旧以及资本支出等因素的影响。首先，从税后净利润来看，“营改增”之前企业根据销售收入缴纳营业税，“营改增”之后企业缴纳的税种调整为增值税。我国的增值税设置了多档税率（6%，11%，17%），并允许企业抵扣增值税进项税额。由于新设的增值税税率要高于改革前的营业税税率（5%），企业应缴的流转税会增加;同时企业可以抵扣因固定资产投资、无形资产投资或是原材料购买而产生的增值税进项税额，又减少了应缴的流转税。因此，“营改增”对企业税后净利润的影响具有不确定性，受到增值税税率和可抵扣项数量的共同作用。其次，从折旧及摊销来看，改革之后，企业投资固定资产或无形资产形成的进项税额不再计入资产原值，可供企业以后各期进行税前抵扣的折旧及摊销数量将会减少，进而不利于现金流的增加。最后，从资本支出来看，增值税进项税额可抵扣意味着企业的资本支出额会下降，进而有利于现金流的增加。综上，“营改增”政策对企业价值影响的模型可推导如下：
上式右侧恒为正，意味着“营改增”后企业价值会随着新增投资的增加而上升。同时，V差与Rb负相关，即销项税税率越高则企业价值增量越小，甚至可能为负。可见，“营改增”对企业的自由现金流具有直接影响。此外，“营改增”通过扩大企业投资规模可以提升企业生产效率，也通过向外部投资者传递积极信号降低企业融资成本（陈丽霖 等，2013）[18]，进而对企业自由现金流产生间接影响，有助于企业价值的提升。由此提出假设H1：“营改增”通过投资抵扣效应显著提升企业价值，且增值税税率越低，企业价值提升程度越大。 2.治理环境对“营改增”政策效应的调节
上文分析表明，“营改增”通过改善企业的自由现金流提升企业价值，而在不同的内外部治理环境中“营改增”对企业价值的影响具有差异性。作为企业内部基础治理机制，金字塔股权结构对企业价值有着重要的影响。在金字塔控制层级较多、两权分离程度较大的企业中，一方面，控股股东对企业的控制更复杂、与中小股东之间的信息不对称程度更高，进而加大了控股股东利益攫取的隐蔽性，有助于滋生控股股东的利益侵占行为（Bebchuk et al，2000）[19]。具体来讲，控股股东可以通过低风险、低成本的方式转移或掏空下层企业资源，对“营改增”政策带来的税收优惠进行利益攫取，侵占企业新增的自由现金流，损害企业价值。另一方面，由于第二类代理问题比较严重，企业往往不能依据外部政策变动做出及时的战略调整，从而弱化政策效应，不利于企业价值的提升。由此提出假设H2a：相比于金字塔控制层级较多、两权分离程度较大的企业，在金字塔控制层级较少、两权分离程度较小的企业中“营改增”对企业价值的提升作用更显著。
制度经济学认为，正式制度或非正式制度安排会对企业的微观财务决策和资源配置效率产生重要影响。在我国，市场化改革是影响企业微观行为的重要制度背景。在市场化水平较高的地区，政府干预企业程度较小，产权保护程度较高，公共服务廉洁高效，政府更多扮演“支持之手”的角色，对企业新增资源攫取的动机和程度较小（Fan et al，2011）[20]，进而有利于政策效应的充分发挥。同时，市场化水平较高的地区产品市场和要素市场的发育程度较高，交易的信息不对称程度较低，可以有效缓解道德风险并降低交易成本，提高投资效率，进而提升企业增量价值。由此提出假设H2b：相比于低市场化水平地区的企业，在高市场化水平地区的企业中“营改增”对企业价值的提升作用更显著。
3.不同控制权性质企业“营改增”政策效应的差异
宏观经济政策的微观效应在不同控制权性质的企业中存在异质性。国有企业存在预算“软约束”且承担了更多政策性任务和社会责任，会受到政府更多的“偏爱”，更易获得信贷资源或财政补贴，因而税收负担对其生产经营和绩效目标的影响较小，导致其对“营改增”政策的敏感性较弱。同时，国有企业进行税务筹划所需的财务报告成本要显著高于非国有企业，导致其应对外界政策变化的敏感性较弱。由此提出假设H3a：相比于国有企业，在非国有企业中“营改增”对企业价值的提升作用更显著。
在不同控制权性质的企业中，治理环境对“营改增”政策效应的调节作用同样存在异质性。由于国有企业的经营决策权往往掌握在企业实际经营者手中，金字塔股权结构的差异只会影响终极控制人的收益，并不影响其财务决策行为。而在非国有企业中终极控制人能够有效影响企业的财务决策，金字塔股权结构对“营改增”政策效应的影响更明显。由此提出假设H3b：相比于国有企业，在非国有企业中金字塔股权结构对“营改增”政策效应的调节作用更明显。
在市场化水平较高的地区，地方政府对企业的生产经营干预较少。由于国有企业承担更多的社会责任，市场化水平的提高对其受地方政府干预和侵占的弱化不如对非国有企业显著。此外，在市场化水平较高的地区，较完善的金融市场体系和法律监管体系有助于降低市场交易信息不对称程度，缓解融资约束。由于我国国有企业在市场中长期处于优势地位，市场化水平的提高对其融资约束的弱化不如对非国有企业显著。由此提出假设H3c：相比于国有企业，在非国有企业中市场化水平对“营改增”政策效应的调节作用更明显。
三、研究设计
1.样本与数据来源
“营改增”试点于2012年1月1日起在上海市的“1+6”行业展开，并在随后几年逐步进行地区扩围和行业扩围，最终于2016年5月1日将最后一批四类行业纳入改革范围
“1+6”行业包括交通运输业以及研发、信息技术、文化创意、物流辅助、有形动产租赁、鉴证咨询等6类现代服务业;最后一批实施“营改增”的4类行业包括建筑业、房地產业、金融业和生活服务业。。本文使用评估公共政策效应常用的双重差分法，将“1+6”行业企业作为实验组，将最后一批实施“营改增”的非金融类企业作为对照组，以2009—2015年为研究期间，对“营改增”的政策效应进行实证检验。对原始样本进行如下处理：（1）删除金融业企业;（2）删除样本期间注册地发生变更的企业，避免迁移等内生性反应;（3）删除ST、PT类的企业;（4）删除金字塔控股结构无法识别、控制权性质无法识别的企业;（5）删除存在缺失数据的企业。最终得到1 504个样本观测值，并进行缩尾处理。本文所用财务数据来自CSMAR数据库，金字塔控制层级数据根据CSMAR数据库中的“中国上市公司股东研究数据库”提供的“控股股东关系链公告图”，通过手工搜集、计算、整理得到;地区市场化水平用王小鲁等（2017）编制的市场化指数衡量[21]，其中缺少2015年的数据，假设各地区的市场化水平在一定时间内保持稳定，即假定各地区2015年的市场化指数与2014年保持一致。
2.变量定义与测量
因变量：企业价值（Mvg）。国内外关于企业价值的评估主要有成本法、收益法和托宾Q值法。成本法以历史成本为基础将企业价值定义为企业净资产的账面价值，其缺点在于会计数据的滞后性（Collins et al，1999）[22];托宾Q值法通过比较企业新增资本的市场价值与重置成本之间的关系来衡量企业价值，在实证研究中广泛使用;收益法基于有效市场理论、MM定理以及CAPM模型等考察企业的内在价值，表现为企业预期自由现金流量折现的现值（通常以加权平均资本成本为贴现率），综合体现了企业的持续发展能力和价值创造能力，比较而言最符合经济学原理（Awasthi et al，2013）[23]。本文用企业的股票年度收益率（企业当期期末市值与上期期末市值之差除以上期期末市值）来衡量企业价值。 自变量：“营改增”政策实施前后哑变量（Time），政策实施之前为0，实施之后为1;实验组与对照组哑变量（Ref），实验组为1，对照组为0;企业投资水平（Inv），用现金流量表中“购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金”衡量，并以期初总资产为分母进行标准化处理。
调节变量，即企业治理环境（Gov），包括以下几个变量：金字塔控制层级（Layer），用最终控制人对企业的控制层级数衡量，若存在多条控制链，则根据最长的控制链计算层级数（Bebchuk et al，2000）[19];两权分离度（Sep），用企业控制权与所有权之差衡量;市场化水平，用市场化指数（Index）和市场化指数排名（Rank）衡量（为保证符号一致性，市场化指数取相反数）。
控制变量：企业规模（Size），用期末总资产的自然对数衡量;资产负债率（Lev），用期末总负债与总资产的比值衡量;总资产收益率（Roa），用当期净利润与期末总资产的比值衡量;前五大股东持股比（Cr），用前五大股东持股比例之和衡量;此外，还加入了行业变量和年度变量。
3.实证模型设计
为了检验假设H1，借鉴万华林等（2012）的研究构建如下模型[14]：
其中，政策效应变量是“TimeRefInv”，若其系数显著为正，则“营改增”显著提升了企业价值。进一步，将实验组按照税改后增值税税率的差异分为高税率组和低税率组，预期政策效应变量的系数仅在低税率组显著为正。
为了检验H2a和H2b，借鉴乔睿蕾和陈良华（2017）的研究，加入治理环境变量构建如下模型[10]：
若“Time×Ref×Inv×Layer”和“Time×Ref×Inv×Sep”的系数显著为负，则金字塔控制层级越少、两权分离程度越小的企业“营改增”政策效应越显著;若“Time×Ref×Inv×Index”和“Time×Ref×Inv×Rank”的系數显著为正，则所处地区市场化水平越高的企业“营改增”政策效应越显著。
为了检验H3a、H3b和H3c，按照国有企业与非国有企业分组后分别进行回归。若模型中“Time×Ref×Inv”的系数仅在非国有企业组中显著，则非国有企业的“营改增”政策效应比国有企业更显著;若“Time×Ref×Inv×Gov”的系数仅在非国有企业组中显著，则治理环境对“营改增”政策效应的影响在非国有企业中更显著。
四、实证分析
1.单变量检验
表1列示了“营改增”对企业价值的单变量检验结果，并进一步按照各调节变量分组进行了组间差异检验。结果显示，“营改增”之后，样本企业的市场价值得到了显著提升，企业价值平均增量达到37.5%。实验组的价值增量达到了58.4%，而对照组的价值增量仅为15.3%，且低税率实验组的价值增量要远高于高税率实验组，假设H1得到初步支持。金字塔控制层级较多的企业价值增幅小于金字塔控制层级较少的企业，两权分离度较大的企业价值增幅小于两权分离度较小的企业，位于市场化水平较低地区的企业价值增幅小于位于市场化水平较高地区的企业，假设H2a、H2b得到初步支持。
2.“营改增”对企业价值的影响
表2中的回归结果显示，“营改增”、实验组和投资水平的交互项（以下简称三项交互项）回归系数显著为正，表明在“营改增”政策冲击下企业价值有了显著提升。三项交互项的系数在低增值税税率组中显著为正，而在高增值税税率组中并不显著，表明“营改增”显著促进了税改后低税率企业的价值，而对高税率企业无显著影响。由此假设H1得到验证。同时，三项交互项的系数在非国有企业组中显著为正，而在国有企业组中并不显著且小于非国有企业组的系数（0.706<2.728），表明“营改增”对非国有企业的价值提升更显著，假设H3a得到验证。
3.治理环境对“营改增”影响企业价值的调节作用
表3中加入金字塔控制层级变量的全样本回归结果显示，“营改增”、实验组、投资水平和金字塔控制层级的交互项回归系数显著为负，表明金字塔控制层级对“营改增”的企业价值提升效应具有负向影响，控制层级越多“营改增”对企业价值的提升作用越弱;四项交互项的系数在国有企业组没有通过显著性检验，而在非国有企业组显著为负，表明金字塔控制层级对“营改增”企业价值提升效应的负向影响仅在非国有企业中显著。同样，加入两权分离度变量的检验结果表明，企业两权分离程度对“营改增”的企业价值提升效应具有负向影响，且该调节作用仅在非国有企业中显著。表4的检验结果则显示，市场化水平对“营改增”的企业价值提升效应具有正向影响，市场化水平越高，“营改增”对企业价值的提升作用越强。综上所述，假设H2a、H2b、H3b和H3c得到验证。
4.稳健性检验
（1）变量替换。一是将模型中的企业价值替换为企业的托宾Q值，计算方法为：（每股股价×流通股股数+每股净资产×非流通股股数+负债账面价值）/总资产账面价值。检验结果见表5，结论与上文分析基本一致。二是将企业规模替换为企业期末总市值的自然对数，将总资产收益率替换为净资产收益率，将企业前五大股东持股比替换为第一大股东持股比，将市场化指数替换为企业经营环境指数[24]，检验结论保持不变（限于篇幅，未列示结果，需要者可向作者索取）。
（2）逆向因果排除。本文研究结论严格成立需要拒绝下述假设：在“营改增”实施之前，实验组与对照组的企业价值增长率存在显著差异。参照钱晓东（2018）的做法[11]，选取“营改增”试点前的2009—2011年为窗口期，定义2011年为改革后年度，2009—2010年为改革前年度，重新检验模型。结果表明，“营改增”前一年、实验组和投资水平的交互项系数不显著，拒绝上述假设，排除了逆向因果关系，可以认为企业价值的变化主要是由“营改增”政策实施所致。 （3）倾向得分匹配法。为保证实验组和对照组企业受政策影响是随机的，需要保证两组企业的各项特征不具有显著差异。采用PSM-DID法，选取规模、资产负债率、总资产收益率、大股东持股比、市盈率、成长性、年度等指标进行倾向得分匹配，将配对后的数据代入模型，三项交互项的系数显著为正，结论稳健。
五、结论与启示
通过财税体制改革优化市场资源配置、调整产业发展结构和转变经济增长方式，是供给侧结构性改革的重要内容。深入研究“营改增”税制改革对企业财务行为和价值的差异化影响，不仅有助于政府更有针对性地制定后续政策进而提高改革效率，更有助于企业根据及时响应宏观经济政策变化调整经营策略和财务决策。本文从理论分析和实证检验两方面探讨了“营改增”对企业价值的影响，结果表明：首先，“营改增”通过促进企业新增有效投资增加投资净现值，进而带动企业价值提升，且税改后增值税税率越低企业的价值提升越显著;其次，治理环境会影响“营改增”的政策效应，金字塔控制层级越少、两权分离度越小、所处地区市场化水平越高的企业价值提升越显著;最后，非国有企业的税收政策敏感性强于国有企业，“营改增”的企业价值提升效应和治理环境的调节作用仅在非国有企业中显著。基于上述结论，提出以下建议：
首先，政府应不断深化增值税改革，进一步降低企业税收负担。要完善增值税制度，扩大增值税抵扣范围，降低增值税税率，充分实现“营改增”的减税效应和价值提升效应，释放企业活力，提高资本市场的资源配置效率，促进经济持续增长。与此同时，政府应当尽快建立和完善相应的财政补贴机制，着力探索并调整适用于各行业的增值税抵扣政策，以保证更好地实现政策目标。
其次，各地区要加快市场化改革进程，企业要完善自身内部治理结构。单独的宏观税制改革无法发挥最大效用，“营改增”的政策效应与企业的内外部治理环境息息相关。一方面，政府作为公共服务的提供主体，要不断完善公共治理环境，提高市场化水平，优化法制體系、金融体系以及社会保障体系，为企业的发展营造良好的生态环境，进而充分实现税收政策的改革红利。另一方面，内部人控制将导致企业内部治理机制失效，企业应建立和完善有效的内部治理结构和监督机制，防止实际控制人侵占或攫取企业利益，并完善财务决策机制以有效应对宏观政策变化，不断提升企业价值。
最后，要深化国有企业改革，释放企业活力。目前，“营改增”的政策效应在不同类型企业之间存在较大差异，国有企业的效应弱化需要引起重视。国有企业应逐步去行政化，建立现代企业管理体系，提高对宏观经济政策变化的敏感性，进而不断提升核心竞争力和企业价值。
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