“營改增”對企業所得稅的傳導效應研究

何建國,黃晶晶,劉俊剛

(1.重慶理工大學 會計學院, 重慶　400054； 2.中國農業發展銀行重慶市璧山支行, 重慶　402760)

一、引言

2011年11月16日，為完善國家稅收制度，優化經濟結構，財政部聯合國家稅務總局頒布了《營業稅改征增值稅試點方案》，拉開了我國“營改增”稅制改革的序幕。該方案推行的預期效應是規范我國的稅制建設，不增加或者適當減輕試點行業的總體稅收負擔。

2011年1月1日，“營改增”選定上海的交通運輸業及部分現代服務業為首批試點行業；2013年8月1日，“營改增”在全國鋪開；2016年5月1日起，建筑業、房地產業、金融業和生活服務業也被劃定到“營改增”范疇。財政部稅政司的數據顯示：到2016年8月底，“營改增”實現的減稅總額達8 905億元，減稅卓有成效，但統計發現并不是所有行業都在此次改革過程中享受到了改革帶來的紅利，增值稅改革使得95%的企業在不同程度上降低了稅負，剩余5%的企業稅負卻有所增加。由于政策的影響效應可能存在一定的滯后性，隨著時間的推移，改革帶來的收益逐步釋放以后，“營改增”政策后期的實施效果可能會與改革之初的實施效果有所差異，因此，應當在時空上不斷拓展對“營改增”效應的研究。同時，排除政策以外的其他影響因素，僅考慮政策的影響結果會更具有研究意義，因為政策的施行和企業經營水平的不同以及社會經濟環境的波動等其他因素會共同作用于財政部統計的減稅金額。目前,學者們主要從以下四個方面對“營改增”展開相關研究：第一，“營改增”的可行性以及擴圍的目標、路徑和行業選擇[1-4]；第二，“營改增”對企業稅負的影響[5-10]；第三，“營改增”對企業投資、研發或全要素生產率的影響[11-13]；第四，“營改增”對消費者福利、政府稅收收入和經濟增長的影響[14-17]。

以上研究為本文奠定了重要的文獻基礎。實施“營改增”必定會導致企業的流轉稅稅負和所得稅稅負發生改變，已有學者研究了“營改增”對企業流轉稅稅負的影響，但鮮有文獻關注“營改增”對企業所得稅的影響，且已有的少量文獻尚處于規范研究和案例分析階段。我國推行“營改增”的初衷是為實體經濟行業降低稅收負擔，所得稅占據了企業稅負的很大比重，如果上升將大大削弱“營改增”的減稅效果，因此僅檢驗“營改增”對流轉稅稅負的影響不能完全準確評價此次改革的稅負效應。鑒于此，本文采用雙重差分模型，按“營改增”逐步推進時間，全面分析“營改增”對上海、“8省市”(北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、浙江和湖北)以及全國性試點企業所得稅稅負的傳導效應，主要貢獻在于：將“營改增”對企業所得稅的影響從規范研究層面拓展到實證檢驗，在填補相關研究空白的同時也為全面評估此次改革的稅負效應提供有益的參考。

二、理論分析與研究假說

(一)“營改增”對交通運輸業試點企業所得稅稅負的影響

“營改增”之后，交通運輸業、郵政業以及基礎電信業的稅率改為11%，單從稅率的角度分析，這幾個行業的征收率比改革前的征收率(3%)提高了8%，企業流轉稅稅負上升概率較大，進而壓縮企業的利潤空間，導致所得稅稅負下滑。

但就此下結論還不夠準確，因為征收率提高的同時企業也產生了可以抵扣的進項稅額，“營改增”后這些行業企業可以通過多種方式取得6%、11%、13%或者17%的進項抵扣稅率。根據進項稅率和銷項稅率可以初步估計出交通運輸業可能發生的流轉稅稅負變化：假設采購行為和銷售行為在同一年度發生，那么用銷項稅率(11%)減去涉及的可能的進項稅率分別可以得到5%、0%、-2%以及-6%的稅率差異。交通運輸業接受現代服務業業務(征收率為6%)時會出現5%這種稅率差異結果，但實際上由于交通運輸業不是勞動密集型產業，對現代服務業業務的需求不大(有形動產租賃除外)，而更多進行的是有進項抵扣的業務，因此稅率差異對交通運輸業而言是有優勢的。以上分析表明，“營改增”后公司取得的進項稅額數目將在很大程度上影響交通運輸業流轉稅稅負，其具體影響如下：若改革后交通運輸業上市公司有目的地大幅度增加對相關有形動產的投資，則企業會產生大量的可抵扣進項稅額，進而流轉稅稅負會下滑，利潤提高，最終加重所得稅稅負；若交通運輸業公司在改革之后不以獲取大額的可抵扣進項稅額為目的，維持企業現有的經營模式不變，不增加甚至減少對運輸設備等有形動產的投資，那么可抵扣進項稅額就不會增加甚至會減少，加之征收率的大幅提高，企業流轉稅稅負上升概率較大，進而企業的利潤空間會壓縮，使得所得稅稅負下滑。

綜上，“營改增”對交通運輸業試點企業的利潤影響具有不確定性，即對企業所得稅稅負的影響具有不確定性。據此，本文提出以下有待檢驗的假設1：

H1：“營改增”對交通運輸業試點企業的所得稅稅負的影響具有不確定性，企業所得稅稅負可能上升也可能降低。

(二)“營改增”對現代服務業試點企業所得稅稅負的影響

對現代服務業企業來說，一方面，簡單地從稅率的角度分析，“營改增”之前為5%，改革之后變為6%，這會加重現代服務業企業的流轉稅負擔，削減企業的利潤，最終降低企業的所得稅稅額。另一方面，從企業進項稅額的抵扣分析，現代服務業企業基本為勞動密集型企業，其最大的兩項支出為人工費用及房租費用，但考慮到人工費用是屬于無法抵扣的項目，而且房租費用在2016年5月1日房地產業納入稅改范圍之前同樣不可抵扣，因此，現代服務業企業在改革之后很難大幅增加其可抵扣的進項稅額，加之稅率的提高，現代服務業企業的流轉稅稅額很有可能會有所增加，從而導致利潤下滑，并最終降低企業所得稅稅負。據此，本文提出以下有待檢驗的假設2：

H2：“營改增”會使得現代服務業試點企業所得稅稅負減少。

(三)“營改增”對整體試點企業所得稅稅負的影響

從前文分析可以看出，在“營改增”后較短的時期內，如果改革試點企業的采購和銷售價格保持不變，其利潤變化情況有可能增加也有可能保持不變甚至會減少，具體變化結果取決于企業在面臨“營改增”政策變動時所采取的應對措施。而在“營改增”后較長的時期內，隨著改革的逐步推進，由于所得稅稅負在企業整體稅負中占有很大比重，因此試點企業會積極采取各種舉措以降低其所得稅稅負[18]。比如企業極有可能在“營改增”之后實施調價策略，通過降低價格的方式與同行企業展開競爭，這些舉措會降低企業的利潤，減少所得稅稅負。另外，試點企業也可以通過合理的稅收籌劃，增加企業的免稅收入以及扣除項目，達到間接降低企業的所得稅稅負的目的。綜合上文分析，“營改增”政策對整體試點企業所得稅稅負的影響效果仍有待進一步研究。據此，本文提出以下有待檢驗的假設3：

H3：“營改增”對試點企業所得稅稅負的短期影響效果不確定，而從長期影響來看則會降低企業所得稅稅負。

(四)“營改增”、產權性質與企業所得稅稅負

在中國，國有企業往往需要落實國家相關產業政策，同時也需要承擔促進就業、保障經濟平穩有序等社會責任，因此“營改增”在國有企業成功試點是政策在全國改革企業中順利實施的重要保障。在改革之前，國有企業的性質決定了他們沒有太大的動力規避稅收，但在改革之后，由于他們需要承擔政府的政策性目標，因而那些施行“營改增”的國有企業會有十足的動力去進行稅收籌劃。又鑒于國有企業管理層任職的行政化特點，其未來的升遷嚴重依賴于其在企業管理中的經營成績，這會直接促使國有企業的管理層不遺余力地去尋求稅收優惠和其他政策優惠來減少企業的稅負。同時，政府也會采取各種舉措以達到降低國有企業稅負的目的，比如對國有企業的增值稅實行先征后退、先征后返和即征即退等，或者給予其更多的政府補貼以及通過行政干預增加其對固定資產的投資等。因為“營改增”在國有企業的成功試點將在一定程度上有助于政府實現“營改增”政策的終極目標，即進行改革的企業的整體稅負不增加或有所下降。

而非國有企業的情況則不同于國有企業，一方面，非國有企業較少會受到政府的行政影響，且它們不用承擔政府的政策性目標，因此該類企業在面對“營改增”的推行時，它們所做出的任何決策都是以有利于提高自身利益為目的的，而不是為了幫助實現改革的政策目標，同時它們也很少能享受到政府給予的對國有企業的稅收優惠；另一方面，不論是否推行“營改增”，非國有企業的性質決定了它們一定會竭力規避企業稅負，以使自身利益最大化，因此是否進行改革對它們而言影響不會太大。因而可以預期，“營改增”的推行對國有企業試點企業的所得稅稅負會有較明顯的減稅效果，而對非國有企業試點企業的所得稅稅負則不會有太大影響。據此，本文提出以下有待檢驗的假設4：

H4：對國有企業而言，與非試點企業相比，“營改增”對試點企業的所得稅稅負有顯著的減稅效果；對非國有企業而言，與非試點企業相比，“營改增”對試點企業的所得稅稅負的減稅效果不顯著。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文選取2011—2015年滬深兩市A股上市公司作為初始樣本，并執行以下篩選程序：(1)刪除金融類上市企業；(2)刪除被特別處理(ST、PT)類型的企業；(3)剔除實際稅率大于1或者小于0的企業；(4)計算遞延所得稅費用需要上年的財務數據，所以剔除當年新上市的企業；(5)資產負債率較高的企業往往可能進行非正常的避稅操作，剔除資產負債率大于1的企業；(6)刪除最終控制人不詳的企業、刪除缺漏值。本文通過逐步篩選，最終獲得7 979個觀測樣本。本文名義稅率來源于Wind數據庫，各省市人口規模、各省市財政收入增長率來源于國家統計局網站，其他數據來源于CSMAR數據庫。為消除極端值的干擾，本文對相關連續型變量按1%水平進行Winsorize處理。

(二)模型構建與變量定義

1.模型設定

ETRi,t=β0+β1Treati,t+β2Yeari,t+β3Treati,t×Yeari,t+β4ConVarsi,t+ξi,t

(1)

2.變量定義

(1)被解釋變量

模型(1)中被解釋變量為ETR(企業實際稅率，也稱有效稅率)，用以衡量上市公司所得稅稅負。目前較為流行的計算企業有效稅率的方法有4種，分別是：(1)ETR1=(所得稅費用-遞延所得稅費用)/(稅前利潤-遞延所得稅費用/法定稅率)[19]；(2)ETR2=(所得稅費用-遞延所得稅費用)/息稅前利潤[20]；(3)ETR3=所得稅費用/息稅前利潤[20]；(4)ETR4=所得稅費用/(稅前利潤-遞延所得稅費用/法定稅率)[21]。

考慮到實際稅率(ETR)與名義稅率不一致的主要原因之一是稅法與會計準則規定的不同而產生的納稅差異，因此本文參照曹越等[22]采用分子分母用遞延所得稅費用進行了調整的計量方法ETR1對相關假設進行檢驗。同時，為了保證研究結果的可靠性，進一步選擇分子分母未使用遞延所得稅費用進行調整的計量方法ETR3對文中結論進行穩健性檢驗。

(2)解釋變量

模型(1)中解釋變量為Treat、Year以及Treat×Year3個虛擬變量。其中Treat表征企業是否屬于試點地區試點行業，如果屬于試點地區試點行業，則為處理組，取值為1，否則為控制組，取值為0；Year表示年度是否屬于“營改增”改革當年及以后，屬于則取值為1，否則取值為0；Treat×Year=1意味著公司為試點年度試點地區試點行業(簡稱“試點企業”)，Treat×Year= 0就簡稱“非試點企業”。系數β3表示我們所要重點關注的政策本身對企業所得稅稅負的影響效應。

(3)控制變量

名義稅率(Rate)：稅法上規定的企業所得稅稅率。稅法規定了多個檔次的名義稅率，越高的名義稅率對應越高的企業所得稅稅負，實際稅率也會越高。

企業規模(Size)等于年末資產總額的自然對數。目前主要存在兩種不同的觀點：一種認為大企業受到公眾更廣泛的關注，導致其實際稅率較高[23]；另一種觀點則認為大型企業往往掌握更多的核心資源，更有能力進行稅收籌劃，也可利用其政治資源優勢獲得更加優惠的稅收減免[24]。

資產負債率(Lev)等于年末負債總額除以年末資產總額。企業的利息費用可以在計算稅前利潤時扣除，因此資產負債率與實際稅負率往往呈負相關。

固定資產比例(PPE)等于固定資產凈值除以總資產。由于固定資產折舊可以在稅前扣除，會降低所得稅稅負，因此資本密集度與實際稅率呈負相關[25]。

存貨密集度(Inv)等于存貨凈額除以總資產。研究發現Inv對企業稅負具有顯著的正向影響[26]。

總資產報酬率(Roa)等于凈利潤除以總資產。Gupta等[27]發現實際稅率與盈利能力之間為顯著的正向關系；Wu等[26]認為盈利能力與公司稅負既有可能呈負相關，也有可能呈正相關。

投資收益占比(Eqinc)等于投資收益除以總資產，由于符合條件的投資收益屬于免稅收入，所以該指標越大，所得稅稅負越低。

各省人口規模(Population)等于各省當年以萬為單位的人口數量的自然對數，人口規模越大的地區，企業實際稅率越高[28]。

各省財政收入增長率(Financegro)等于(本年財政收入-上年財政收入)/上年財政收入，該指標越高，地區財政收入壓力越大，地區政府就越不傾向給予公司更多的稅收優惠，導致企業所得稅稅負越高。

行業、地區變量：為了控制行業效應，本文根據證監會2012年發布的行業分類，共得到17個行業虛擬變量。為了控制地區效應，按照上市公司注冊地所在省份設置地區類別變量，其中1代表東北地區，2代表東部地區，3代表西部地區，4代表中部地區。

四、實證檢驗與結果分析

(一)描述性統計分析

在進行描述性統計分析之前，本文對主要的連續變量進行了縮尾處理。描述性統計結果(見表1)顯示：ETR1的平均值為19.6%，名義稅率的平均值為19.7%，實際稅率均值略低于名義稅率均值，表明總體而言我國上市公司所得稅稅負是較為合理的。ETR1的均值為19.6%，大于中位數(18%)，說明樣本企業的所得稅實際稅率呈現一個右偏分布的狀態。中國上市公司規模指標的標準差較大，表明上市公司之間的規模存在較大差異。

表1　變量描述性統計

(二)相關性分析

Pearson相關性檢驗結果顯示只有資產負債率與企業規模的相關系數超過0.5，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性。根據相關性輸出的結果可以初步看出，企業的所得稅稅負率與企業的名義稅率、資產規模、資產負債率以及存貨密集度呈顯著正相關，與企業的固定資產比例、總資產報酬率以及投資收益占比呈顯著負相關，與各省市人口規模以及各省市財政收入增長率呈顯著正相關(見表2)。企業所得稅稅負率除了與資產負債率這一指標的相關關系與前文的預期不一致之外，與其他指標的相關關系均符合前文的預期。

表2　相關性分析

注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平顯著

(三)回歸分析

1.上海市“營改增”對企業所得稅的傳導效應實證檢驗

為了考察上海市“營改增”對企業所得稅稅負的傳導效應，將樣本中屬于上海市“營改增”試點行業的企業設為處理組，將不屬于“營改增”試點行業企業設為控制組。考慮到上海“營改增”從2012年1月1日展開，2012年企業所得稅稅負已經完全包含了改革的政策效應，因此將檢驗的年份設在2012年，即當處于2012年時，Year設為1；當處于2011年時，Year設為0，同時設置其他年份為缺漏值。Treat×Year=1即為2012年上海市“營改增”試點企業。

回歸結果如表3所示，當全部非試點企業作為控制組時，Treat×Year的系數為0.037，且不顯著，說明相較于未進行試點的企業，“營改增”導致試點企業的所得稅稅負上升了3.7%。當控制組為非試點地區試點行業時，交通運輸業Treat×Year的系數為0.093，但不顯著，說明“營改增”導致交通運輸業試點企業所得稅稅負上升了9.3%，這可能是因為交通運輸業上市公司在“營改增”后短期內增加了其對設備等固定資產的投資，從而流轉稅稅負降低，利潤增加，進而導致了企業所得稅稅負增加，支持了假設1；現代服務業Treat×Year的系數為-0.028，也不顯著，表明“營改增”使得現代服務業試點企業所得稅稅負下降了2.8%，支持了假設2。

綜上，“營改增”對上海市試點企業的所得稅稅負沒有顯著影響。其中交通運輸業試點企業的所得稅稅負略有上升，現代服務業試點企業的所得稅稅負略有下降。

控制變量的回歸結果與預期基本相符。但資產負債率與ETR1呈顯著正相關關系，這與前文預期不一致，但這一結論與李增福等[29]、龐金偉等[30]的結論是一致的，出現這一結果可能是由于這個系數表示的是兩個變量之間的相關關系而不是因果關系，實際所得稅稅率高的企業往往比實際所得稅稅率低的企業更期望獲得“稅盾收益”，因而更傾向于舉借更高的負債從而使其具有更高的資產負債率，進而導致了從整體上來看資產負債率與實際稅率呈正向關系。

表3　上海市“營改增”對試點企業所得稅稅負的影響全樣本及分行業OLS回歸結果

注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平顯著，括號中為t值

2.“8省市”“營改增”對企業所得稅的傳導效應實證檢驗

為了考察“8省市”“營改增”對企業所得稅稅負的傳導效應，將樣本中屬于“8省市”“營改增”試點的企業設為處理組；將不屬于“8省市”改革試點行業的企業設為控制組。與上海市試點不同的是，“8省市”的試點是在2012年度逐步展開的，考慮到政策的影響效應需要一定時間才能呈現，2012年企業所得稅稅負不能完全包含政策的影響效應，因此將檢驗年份定為2013年，即處于2013年時，Year設為1；處于2011年時，Year設為0，同時設置其他年份為缺漏值。Treat×Year=1即為2013年度“8省市”“營改增”試點企業。

回歸結果如表4所示，當控制組為全部非試點企業時，Treat×Year的系數為-0.035，顯著性水平為10%，說明相較于未進行“營改增”試點的企業，“營改增”使試點企業的所得稅稅負下降了3.5%；當控制組為非試點地區試點行業時，交通運輸業Treat×Year的系數為-0.012，但不顯著，說明“營改增”使得交通運輸業試點企業所得稅稅負下降了1.2%，這可能是因為交通運輸業企業的車船等大型設備在短期內不需要更新換代，因此該處理組的交通運輸業上市公司在“營改增”后的第二年(2013年)沒有再大量增加運輸設備、安全設備等有形動產的投資，從而導致流轉稅稅負增加了，利潤減少，進而減少了企業所得稅稅負，支持了假設1；現代服務業Treat×Year的系數為-0.122，顯著性水平為1%，表明“營改增”使得現代服務業試點企業所得稅稅負下降了12.2%，支持了假設2。

綜上，“營改增”對“8省市”試點企業的所得稅稅負有顯著影響。其中，使得交通運輸業試點企業的所得稅稅負有所下降，但影響不顯著，現代服務業試點企業的所得稅稅負同樣有所下降且影響是顯著的。

控制變量的回歸結果與預期基本相符。

表4　“8省市”“營改增”對試點企業所得稅稅負的影響全樣本及分行業OLS回歸結果

注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平顯著，括號中為t值

3.全國性“營改增”對企業所得稅的傳導效應實證檢驗

為了考察全國性“營改增”對企業所得稅稅負的傳導效應，將樣本中屬于“8省市”“營改增”試點的企業設為處理組，將不屬于“營改增”試點行業的企業設為控制組。在上海市和“8省市”試點行業的基礎上，新增加了廣播影視服務(2013年8月1日)、鐵路運輸(2014年1月1日)和電信業(2014年6月1日)。2013年8月1日，“營改增”范圍擴展至全國，由于政策的影響效應需要一定時間才能呈現，且為了檢驗“營改增”對以上試點行業企業所得稅稅負的影響，將2015年設為檢驗年度，由于上海和“8省市”于2012年展開試點，因此其企業所得稅稅負也包含部分改革效應，故將對比年份選定為2011年，即處于2015年時，Year設為1；處于2011年時，Year設為0，其他年份設為缺漏值。Treat×Year=1即為2015年度全國性“營改增”試點企業。由于在全國性“營改增”的情況下，分行業試點企業模型中的Treat均等于1，沒有控制組，回歸之后的Treat和Year均為缺漏值，DID分析方法不再適用，因此不進行分行業的討論分析。

回歸結果如表5所示，Treat×Year的系數為-0.028，顯著性水平為10%，說明相較于未進行改革試點的企業，“營改增”使試點企業的所得稅稅負下降了2.8%。可能的原因在于，隨著“營改增”的逐步推進，面對“營改增”展開之初上海市試點企業所得稅稅負不減反增的情況，試點企業已經通過采取調整企業自身經營戰略的方式來參與市場競爭，它們可以采取降低價格、增加符合免稅收入條件的直接投資以及增加扣除項目等方式來降低企業的稅前利潤，進而降低企業所得稅稅負，支持了假設3。

綜上，相較于沒有施行“營改增”的企業，“營改增”使得全國性試點企業的所得稅稅負有所降低且影響顯著。控制變量的回歸結果與預期基本相符。

(四)穩健性檢驗

表5　全國性“營改增”對試點企業所得稅稅負的影響全樣本OLS回歸結果

注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平顯著，括號中為t值

為保證實證研究結論可靠，本文改變被解釋變量ETR的計算方法，使用ETR3對回歸結果進行穩健性檢驗。和前文的數據處理方法類似，剔除ETR3小于0或者大于1的企業，最終得到8 320個觀測樣本。分階段回歸的結果顯示，改變被解釋變量ETR的計算方法后的回歸結果基本與改變前的結果保持一致，且其他控制變量也未發生實質性的變化，由此可以說明文中的假設能夠很好地被解釋，并具有較好的穩健性。

(五)進一步分析不同產權性質下“營改增”對企業所得稅稅負的傳導效應

本文根據最終控制人類型將企業劃分為國有企業和非國有企業，在控制行業、地區效應的基礎上采用OLS運行模型(1)。由于2012年上海試點企業中國有企業僅有13家，非國有企業12家，樣本量太少，所以本文未對上海試點企業做區分產權性質的檢驗。

回歸結果如表6所示，在“8省市”地區中，施行改革的國有企業Treat×Year的系數為-0.057，顯著性水平為10%，說明與未施行改革的國有企業相比，“營改增”使得試點國有企業所得稅稅負下降了5.7%；施行改革的非國有企業Treat×Year的系數為-0.017，未通過顯著性水平檢驗，意味著與沒有施行改革的非國有企業比較，“營改增”使得施行改革的非國有企業所得稅稅負下降了1.7%。

在全國性地區中，施行改革的國有企業Treat×Year的系數為-0.043，顯著性水平同樣為10%，說明相較于沒有進行改革的國有企業，進行了“營改增”的國有企業所得稅稅負減少了4.3%；施行改革的非國有企業Treat×Year的系數為-0.028，同樣未通過顯著性水平檢驗，意味著相較于沒有施行“營改增”的非國有企業，施行了改革的非國有企業所得稅稅負下降了2.8%。控制變量的回歸結果同樣與上文沒有大的偏差。

綜上可知，不管是“8省市”地區抑或是全國性地區，與沒有施行改革的企業進行比較會發現，“營改增”使得國有的改革企業和非國有的改革企業的所得稅稅負均有所下降，其中“營改增”對國有的改革企業的影響是顯著的，對非國有的改革企業的影響是不顯著的，支持了假設4。

表6　“營改增”對不同產權性質試點企業所得稅稅負的影響OLS回歸結果

注:*、**、***分別表示在10%、5%和1%的置信水平顯著，括號中為t值

五、研究結論

本文運用雙重差分法分別實證檢驗了“營改增”對上海市、“8省市”以及全國性改革企業所得稅的傳導效應，并進行了穩健性檢驗，同時還區分了企業的產權性質并做了進一步研究，得到如下結論：

第一，“營改增”政策對上海市進行試點的企業的所得稅稅負沒有顯著影響。相較于沒有試點的企業，進行試點的企業的所得稅稅負在“營改增”的作用下略有上升；相較于非試點地區試點行業，“營改增”使得交通運輸業中進行試點的企業的所得稅稅負略有上升，但現代服務業中進行試點的企業的所得稅稅負略有下降。

第二，“營改增”政策對“8省市”進行試點的企業的所得稅稅負有顯著影響。相較于沒有試點的企業，進行試點的企業的所得稅稅負在“營改增”的影響下顯著下降；相較于非試點地區試點行業，“營改增”使得交通運輸業中的試點企業的所得稅稅負有所下降，但影響不顯著，而現代服務業中的試點企業由于受到改革的影響所得稅稅負有了顯著下降。

第三，相較于沒有施行“營改增”的企業，“營改增”使得全國性試點企業的所得稅稅負有了顯著下降。

第四，區分企業產權性質的檢驗結果顯示：對國有企業而言，與未施行改革的國有企業比較發現，“營改增”對施行改革的國有企業的所得稅稅負有顯著的減稅效果；對非國有企業而言，與未施行改革的非國有企業相比，“營改增”對施行改革的非國有企業的所得稅稅負的減稅效果不顯著。

以上研究結果表明，在“營改增”的初期，即2012年上海市進行“營改增”試點企業的所得稅稅負有不同程度的上升，政策的減稅效果實際上并不樂觀，但后來隨著“營改增”施行時間的變長，施行范圍的逐步擴大，改革的紅利也隨之逐步釋放，施行了改革的企業的所得稅稅負顯著降低，這與國家財政部稅政司公布的減稅結果相契合，改革整體的減稅效果與政策的預期基本相符。