“營改增”、區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與企業(yè)研發(fā)投入※

袁始燁 樓 羿

一、 引 言

稅收政策是穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長、推動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和促進(jìn)區(qū)域平衡發(fā)展的重要措施。自1994年分稅制改革后，制造業(yè)和服務(wù)業(yè)適用兩種完全不同的稅制，前者以增加值為稅基繳納增值稅，后者以銷售額為稅基繳納營業(yè)稅。由于二者均為流轉(zhuǎn)稅，因此服務(wù)業(yè)不可避免地面臨被重復(fù)征稅的問題。為解決該問題，自2012年至2016年，我國營業(yè)稅改征增值稅(以下簡稱“營改增”)試點(diǎn)改革從上海起步，從擴(kuò)大區(qū)域試點(diǎn)到轉(zhuǎn)向行業(yè)試點(diǎn)，于2016年5月1日對貨物和服務(wù)領(lǐng)域?qū)崿F(xiàn)全覆蓋。本次改革的根本目的是打通增值稅抵扣鏈條，消除重復(fù)征稅，降低企業(yè)負(fù)擔(dān)，提升企業(yè)競爭力，最終實(shí)現(xiàn)整體經(jīng)濟(jì)的良性發(fā)展。

稅收政策對企業(yè)的行為有導(dǎo)向作用，研發(fā)投入作為企業(yè)核心競爭力的重要組成部分，也必然受到極大影響。Schumpeter(1942)提出企業(yè)能通過創(chuàng)新在市場競爭中獲得有利地位。但資金的有限性、成果的不確定性以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的不完備等風(fēng)險(xiǎn)阻礙了企業(yè)在研發(fā)方面的投入(Czarnitzki & Hottenrott,2010)。政府對知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)則減少了研發(fā)的外部性問題，降低了企業(yè)研究成果被外界竊取的風(fēng)險(xiǎn)，提高了研發(fā)投入的期望收益，激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新(吳超鵬、唐菂，2016)。據(jù)國家稅務(wù)局統(tǒng)計(jì)，截至2017年6月，“營改增”試點(diǎn)將1600多萬戶營業(yè)稅納稅人、1000多萬自然人、超過2萬億元的營業(yè)稅轉(zhuǎn)為增值稅，累計(jì)減稅1.61萬億元。其中全面推開“營改增”試點(diǎn)以來已累計(jì)直接減稅8500多億元，實(shí)現(xiàn)所有行業(yè)稅負(fù)只減不增。企業(yè)能否將改革變?yōu)榘l(fā)展的動力，提升自身的核心競爭力值得探究。并且由于增值稅“道道征稅、環(huán)環(huán)抵扣”的特點(diǎn)，制造業(yè)企業(yè)雖不在改革范圍之內(nèi)，但只要與服務(wù)業(yè)存在上下游企業(yè)關(guān)系，稅負(fù)也會受到影響。那么此次稅制改革對服務(wù)業(yè)企業(yè)與制造業(yè)企業(yè)又有何異質(zhì)性影響？區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)狀況又對改革效果有何影響？目前這方面的實(shí)證研究還是空白。本次改革可作為經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域開展的“自然實(shí)驗(yàn)”，規(guī)避了自選擇等內(nèi)生性問題，為有效識別稅收激勵(lì)對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用提供了難得的機(jī)會。

本文利用“雙重差分法”(Difference-in-Difference)，考察第一批改革的交通運(yùn)輸業(yè)與部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)與制造業(yè)企業(yè)在“營改增”后研發(fā)投入的增減變化。本文還進(jìn)一步檢驗(yàn)了區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)情況對兩類企業(yè)研發(fā)投入的異質(zhì)性影響。檢驗(yàn)結(jié)果表明：(1)“營改增”后，交通運(yùn)輸業(yè)與部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的提升比制造業(yè)企業(yè)更顯著。(2)對于交通運(yùn)輸業(yè)與部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)而言，產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好地區(qū)的研發(fā)投入提升顯著高于產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差地區(qū)；對于制造業(yè)企業(yè)而言，區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)情況對其研發(fā)投入并無明顯差異性影響。本文后續(xù)安排如下：第二部分集中回顧與企業(yè)創(chuàng)新、稅制改革相關(guān)的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)；第三部分結(jié)合制度背景，在理論分析的基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)；第四部分為研究設(shè)計(jì)及描述性統(tǒng)計(jì)，包括關(guān)鍵變量設(shè)計(jì)、研究模型、描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析；第五部分為主要實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及其分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)；最后為論文研究結(jié)論。

二、 文獻(xiàn)回顧

稅收對企業(yè)研發(fā)投入的影響可以追溯到90年代初期的內(nèi)生增長理論。該理論將企業(yè)創(chuàng)新活動內(nèi)生化，國家可利用企業(yè)內(nèi)生變量對財(cái)政政策的敏感性，利用稅收政策影響企業(yè)研發(fā)投入，刺激企業(yè)的創(chuàng)新活動，進(jìn)而推動國家經(jīng)濟(jì)增長(Lucas, 1988)。國外有關(guān)研發(fā)的實(shí)證研究基本都支持研發(fā)投入具有價(jià)值相關(guān)性(Hana & Manry，2004)。朱平芳(2003)也指出企業(yè)加大研發(fā)投入、積極開發(fā)創(chuàng)造新產(chǎn)品新技術(shù)，動力主要在于獲得競爭優(yōu)勢,進(jìn)而獲取高額利潤。

圍繞稅制改革，國內(nèi)外學(xué)者開展了一系列改革引起企業(yè)研發(fā)投入變化的研究。Bernstein(1986)曾使用1975至1980年時(shí)間序列數(shù)據(jù)對加拿大稅收激勵(lì)政策進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)稅收對企業(yè)研發(fā)有促進(jìn)作用。Rachel Griffith(2000)、Koga(2003)等學(xué)者分別選取不同國家的數(shù)據(jù)作為樣本，有些國家的證據(jù)表明稅收優(yōu)惠會對企業(yè)研發(fā)起促進(jìn)作用，有的卻表明兩者并沒有確定關(guān)系。Drik Czarnitzki(2011)和Yohei Kobayashi(2014)等對稅收優(yōu)惠和研發(fā)進(jìn)行了更為細(xì)致的研究，發(fā)現(xiàn)兩者的關(guān)系會不同程度地受到企業(yè)規(guī)模、資金流動、政策環(huán)境等影響。吳祖光、萬迪昉和吳衛(wèi)華(2013)認(rèn)為稅收的“擠出效應(yīng)”與企業(yè)“避稅激勵(lì)”共存。前期稅收負(fù)擔(dān)越高的企業(yè)，研發(fā)投資與現(xiàn)金流之間的敏感性越強(qiáng)；在其他條件相同的情況下，稅收負(fù)擔(dān)越高的企業(yè)，隨后報(bào)告的研發(fā)投入水平也越高。于謙、蔣屏(2014)發(fā)現(xiàn)增值稅轉(zhuǎn)型激發(fā)了企業(yè)創(chuàng)新積極性，并且資本密集型行業(yè)可顯著提升生產(chǎn)效率。企業(yè)所處環(huán)境與研發(fā)投入的關(guān)系也是國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的論題，國家和地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)情況被證實(shí)對區(qū)域內(nèi)企業(yè)的研發(fā)投入具有實(shí)質(zhì)性影響(Pazderka, 1999)。吳超鵬和唐菂(2016)的研究表明地方政府知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)執(zhí)法力度與企業(yè)研發(fā)投資強(qiáng)度和專利產(chǎn)出數(shù)量正相關(guān)，與史宇鵬、顧全林(2013)研究結(jié)果一致。黃俊和陳信元(2011)、劉小魯(2011)均認(rèn)為知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的增強(qiáng)對企業(yè)研發(fā)投資有激勵(lì)作用。

目前文獻(xiàn)對“營改增”的研究尚停留在財(cái)稅改革的效果上。國內(nèi)文獻(xiàn)尚未系統(tǒng)地研究“營改增”與企業(yè)研發(fā)投入相關(guān)問題，也沒有考慮本次改革與區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對企業(yè)研發(fā)投入的協(xié)同影響。本文將區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)這一因素納入考慮范圍之內(nèi)，研究結(jié)果可以在一定程度上填補(bǔ)以前文獻(xiàn)的空白，同時(shí)能夠提供稅制改革引起企業(yè)研發(fā)投入變化的新證據(jù)。

三、 制度背景、理論分析與研究假設(shè)

1. 制度背景

自2004年起，我國開始在北方推行增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)，2007年7月試點(diǎn)范圍延伸到中部；2009年1月1日我國增值稅轉(zhuǎn)型推廣至全國。營業(yè)稅改征增值稅(“營改增”)在我國全面推開大致經(jīng)歷三個(gè)階段，第一階段，自2012年1月1日起，上海開始進(jìn)行“營改增”試點(diǎn)，試點(diǎn)行業(yè)為“1+6”行業(yè)，其中“1”指的是交通運(yùn)輸業(yè)(包括陸路、水路、航空和管道運(yùn)輸)，6指的是六個(gè)現(xiàn)代服務(wù)業(yè)(包括研發(fā)和技術(shù)、信息技術(shù)、文化創(chuàng)意、物流輔助、有形動產(chǎn)租賃和鑒證咨詢服務(wù))。當(dāng)年8月1日至年底，國務(wù)院將“營改增”試點(diǎn)擴(kuò)展至北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、浙江、湖北8省(市)。第二階段，2013年8月1日，“營改增”范圍已擴(kuò)展至全國，廣播影視服務(wù)業(yè)亦納入試點(diǎn)范圍。2014年1月1日，鐵路運(yùn)輸業(yè)和郵政業(yè)在全國范圍實(shí)施“營改增”試點(diǎn)；2014年6月1日，電信業(yè)在全國范圍實(shí)施“營改增”試點(diǎn)。第三階段，根據(jù)財(cái)政部、國家稅務(wù)總局公布的《營業(yè)稅改征增值稅試點(diǎn)實(shí)施辦法》、《營業(yè)稅改征增值稅試點(diǎn)有關(guān)事項(xiàng)的規(guī)定》、《營業(yè)稅改征增值稅試點(diǎn)過渡政策的規(guī)定》和《跨境應(yīng)稅行為適用增值稅零稅率和免稅政策的規(guī)定》等文件，2016年5月1日，建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和生活服務(wù)業(yè)四個(gè)服務(wù)行業(yè)也進(jìn)行了改革，自此營業(yè)稅正式退出歷史舞臺。

“營改增”之前，根據(jù)行業(yè)不同，營業(yè)稅設(shè)置了三檔不同稅率，其中交通運(yùn)輸業(yè)、建筑業(yè)、郵電通信業(yè)、文化體育業(yè)稅率為3%；金融保險(xiǎn)業(yè)、服務(wù)業(yè)、轉(zhuǎn)讓無形資產(chǎn)和銷售不動產(chǎn)稅率為5%，娛樂業(yè)稅率為5%-20%。由于營業(yè)稅按企業(yè)營業(yè)額征收，企業(yè)在提供應(yīng)稅勞務(wù)、銷售不動產(chǎn)和轉(zhuǎn)讓無形資產(chǎn)時(shí)采購的貨物中所含的增值稅無法在繳稅時(shí)抵扣，這些企業(yè)承擔(dān)了增值稅和營業(yè)稅的雙重負(fù)擔(dān)。增值稅納稅人在購買營業(yè)稅納稅人貨物時(shí)，營業(yè)稅也無法抵減，導(dǎo)致增值稅納稅人也承擔(dān)了營業(yè)稅與增值稅的雙重稅負(fù)。

“營改增”后，增值稅稅率分為17%、13%、11%、6%及零稅率五檔，征收率在原有3%基礎(chǔ)上新增了一檔5%。提供交通運(yùn)輸、郵政、基礎(chǔ)電信、建筑、不動產(chǎn)租賃服務(wù)，銷售不動產(chǎn)，銷售土地使用權(quán)，稅率為11%；提供有形動產(chǎn)租賃服務(wù)，稅率為17%；財(cái)政部和國家稅務(wù)總局規(guī)定的應(yīng)稅行為，稅率為零，除此之外，納稅人提供其他應(yīng)稅行為適用6%的稅率。自2017年7月1日起，13%一檔稅率取消，原農(nóng)產(chǎn)品、天然氣等增值稅稅率從13%降為11%，進(jìn)項(xiàng)抵扣不變。

2. 理論分析與研究假設(shè)

(1) “營改增”與企業(yè)研發(fā)投入

我國近年來增值稅方面的改革目的是平衡行業(yè)、產(chǎn)品、企業(yè)之間的稅負(fù)，避免重復(fù)征稅，為實(shí)現(xiàn)稅收相對中性所做的重要舉措。稅收中性思想源于Adam Smith的賦稅理論。19世紀(jì)末由英國新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)派的Alfred Marshall發(fā)展為稅收中性理論。稅收中性的要義在于稅收盡可能減少對市場的干預(yù)，減少納稅人的超額負(fù)擔(dān)，避免對市場資源有效配置產(chǎn)生不利影響。李成和張玉霞(2015)的研究認(rèn)為“營改增”將對原營業(yè)稅納稅人產(chǎn)生以下兩方面影響：一是“抵扣效應(yīng)”，外購資本的進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣而帶來的資本成本的降低；二是“稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁效應(yīng)”，企業(yè)可將增值稅以“銷項(xiàng)稅額”的形式轉(zhuǎn)嫁給下游環(huán)節(jié) 。根據(jù)90年代初期形成的內(nèi)生增長理論推斷，作為企業(yè)內(nèi)生變量的研發(fā)投入活動對財(cái)政政策較為敏感?！盃I改增”后，看似稅率有所增加，但由于上下游抵扣鏈條被打通，原營業(yè)稅納稅企業(yè)與增值稅納稅企業(yè)均擺脫了雙重稅收負(fù)擔(dān)?！盃I改增”在一定程度上反而降低了企業(yè)的稅負(fù)，增加企業(yè)的收益。企業(yè)收益增加后應(yīng)遵循內(nèi)生增長理論的規(guī)律，將資金投入能夠提升企業(yè)競爭力的研發(fā)投入中，使企業(yè)的業(yè)績和股價(jià)成長更持久。

根據(jù)以上分析可知，“營改增”不僅降低了受改革行業(yè)的稅負(fù)，而且惠及稅改行業(yè)企業(yè)的上下游行業(yè)。只要企業(yè)的主營業(yè)務(wù)繳納增值稅，就會受到本次改革帶來的影響。本文將研究“營改增”后稅改企業(yè)與受改革影響的制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入的變化，并據(jù)此提出以下假說：

H1a:“營改增”后，與繳納營業(yè)稅行業(yè)的企業(yè)相比，制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入顯著增加。

H1b: “營改增”后，與繳納營業(yè)稅行業(yè)的企業(yè)相比，稅改行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入顯著增加。

(2) “營改增”、區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與企業(yè)研發(fā)投入

已有文獻(xiàn)指出，增強(qiáng)自主研發(fā)能力并非企業(yè)進(jìn)步唯一的方式，尤其對后發(fā)國家的企業(yè)來說，模仿或引進(jìn)技術(shù)比增加研發(fā)投入見效更快，且在成本上有很大優(yōu)勢(Barro, Sala-I Martin,1997)。政府對知識產(chǎn)權(quán)的保護(hù)可通過兩條途徑提升企業(yè)的研發(fā)投入：第一是阻止企業(yè)之間對專利的模仿(Arrow，1962)，提升企業(yè)研發(fā)積極性；第二是使得有研發(fā)項(xiàng)目的企業(yè)愿意披露信息給外部投資者，降低信息不對稱性以減少企業(yè)融資難度(Anton&Yao，2002; Ueda，2004)。我國經(jīng)濟(jì)目前處于轉(zhuǎn)軌時(shí)期，各行政區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，存在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的先發(fā)地區(qū)，也存在識產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差的后發(fā)地區(qū)。后發(fā)地區(qū)企業(yè)增大研發(fā)投入動力較弱，往往傾向于模仿或引進(jìn)先發(fā)地區(qū)的技術(shù)。因此，“營改增”后，各地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增加狀況必然有所不同。

根據(jù)以上分析推斷，“營改增”后，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入增加應(yīng)顯著高于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差地區(qū)企業(yè)。但稅改行業(yè)企業(yè)與制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入變化間是否有區(qū)別尚未可知。因此，本文提出以下假說：

H2a：在控制其他因素影響下，“營改增”后，與繳納營業(yè)稅行業(yè)的企業(yè)相比，在產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)，制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入顯著增加，在產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差的地區(qū)不明顯。

H2b：在控制其他因素影響下，“營改增”后，與繳納營業(yè)稅行業(yè)的企業(yè)相比，在產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)，稅改行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入顯著增加，在產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差的地區(qū)不明顯。

四、 研究設(shè)計(jì)及描述性統(tǒng)計(jì)

1. 研究樣本與對照樣本的選取

“營改增”事件相當(dāng)于一種“自然實(shí)驗(yàn)”(nature experiment)。對于受改革影響的企業(yè)來說，這一政策可以被看作一個(gè)外生事件，因?yàn)槠髽I(yè)不太可能通過事先了解到增值稅政策而進(jìn)行遷移。因此，可通過比較改革行業(yè)和未改革行業(yè)企業(yè)的行為和績效來判別“營改增”政策的效果。但考慮到所有行業(yè)企業(yè)在改革年度前后會受其他因素的影響產(chǎn)生一定變化，這種變化需要在對比時(shí)進(jìn)行剔除。計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的“雙重差分”方法可以擯除改革前后年度的影響，避免了政策作為解釋變量時(shí)存在的內(nèi)生性問題，是評估政策效果的主要方法之一。本文的回歸樣本期間包括2009至2016年，由于“營改增”范圍在地區(qū)和行業(yè)兩方面逐漸擴(kuò)圍，上海市2012年1月1日起開始改革，2012年8月起，“營改增”試點(diǎn)從上海擴(kuò)大至其他八省市，預(yù)期改革效果在2013年才顯現(xiàn)。因此，在本文的研究中，上海企業(yè)以2012年作為改革開始日期，其他八省市以2013年為改革開始日期，使用雙重差分法進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文樣本公司包括三類，第一類為“營改增”試點(diǎn)的稅改行業(yè)企業(yè)，本文以交通運(yùn)輸業(yè)與部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)(“1+6行業(yè)”)企業(yè)作為研究對象，電信、郵政以及鐵路運(yùn)輸業(yè)由于未分地區(qū)推行，不列入本次檢驗(yàn)中(后文簡稱“改革組”)。第二類為制造業(yè)企業(yè)，雖然該類企業(yè)并非“營改增”試點(diǎn)的改革對象，但由于制造業(yè)企業(yè)購買的生產(chǎn)性服務(wù)在改革后也可作為進(jìn)項(xiàng)稅抵扣，因此也受到此次改革的影響(后文簡稱“制造業(yè)組”)。第三類為最后一批改革的企業(yè)，包括建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和其他生活服務(wù)業(yè)(后文簡稱“對照組”)，由于改革時(shí)間為2016年5月，因此該類企業(yè)在樣本期間繳納營業(yè)稅，可視為不受改革影響。本文將第三類企業(yè)作為對照樣本，前兩類企業(yè)均作為研究樣本并分別與其做比較。

本文使用的樣本是2009至2016年A股上市公司數(shù)據(jù)，為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，數(shù)據(jù)經(jīng)過如下篩選處理：(1)剔除金融類上市公司，金融類公司的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)和財(cái)務(wù)比率和非金融類公司存在較大差異，故剔除之；(2)剔除不屬于制造業(yè)、“1+6”行業(yè)、建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)和其他生活服務(wù)業(yè)的企業(yè)；(3)剔除凈利潤和經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量為負(fù)的公司，此類公司研發(fā)動機(jī)較弱，故剔除之；(4)剔除屬于西藏地區(qū)的企業(yè)；(5)剔除回歸所需其他數(shù)據(jù)缺失的樣本。經(jīng)過上述步驟，獲得最終樣本共計(jì)8643個(gè)。

2. 變量定義和度量

(1) 因變量與主要解釋變量

被解釋變量研發(fā)投入采用兩種衡量方式，R&D1為企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表報(bào)告的研發(fā)支出除以銷售收入，R&D2為研發(fā)支出與總資產(chǎn)的比值。主要解釋變量中，Year為標(biāo)示“營改增”前后的虛擬變量。上海市2009至2011年為0，2012至2016年為1。其他省市2009至2012年為0，2013至2016年為1。Treat1和Treat2分別是按企業(yè)改革與否所設(shè)虛擬變量。Treat1為是否為第一類企業(yè)，即稅改行業(yè)企業(yè)，是則為1，否則為0；Treat2為是否為第二類企業(yè)，即制造業(yè)企業(yè)，是則為1，否則為0。Year×Treat1、Year×Treat2分別為Year和Treat1、Treat2的交互項(xiàng)。

根據(jù)前述理論分析，“營改增”將對稅改行業(yè)企業(yè)與制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入均產(chǎn)生顯著影響。因此本文將重點(diǎn)分析改革以后，稅改行業(yè)企業(yè)與制造業(yè)企業(yè)的系數(shù)變化，即Year×Treat1和Year×Treat2的系數(shù)是否顯著為正，二者的顯著性是否存在區(qū)別。若該變量回歸系數(shù)顯著為正，則說明“營改增”后，稅改行業(yè)企業(yè)(或制造業(yè)企業(yè))研發(fā)投入顯著提升。

(2) 控制變量

根據(jù)解維敏、方紅星(2011)、黃俊和陳信元(2011)以及陳闖和劉天宇(2012)的研究成果，本文選擇了以下控制變量。Size為企業(yè)規(guī)模，衡量方法為公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Age為企業(yè)年限，衡量方法為企業(yè)自成立以來年限；Cash為現(xiàn)金流量，衡量方法為經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與企業(yè)資產(chǎn)比值；Marketp為企業(yè)市場勢力，衡量方法為銷售收入減去銷售成本除以銷售收入；Sellratio為市場競爭程度，衡量方法為企業(yè)銷售費(fèi)用占營業(yè)收入的比率；Levi、LASH和Duality分別為資產(chǎn)負(fù)債率、第一大股東持股比例和董事會獨(dú)立性虛擬變量。

綜上所述，本文的基本回歸模型如下：

R&D=α+β1Year+β2Treat1+β3Treat2+β4Year

×Treat1+β5Year×Treat2+β6Size+β7Age

+β8Cash+β9Levi+β10Lash+β11Sellratio

+β12Duality+ε

為檢驗(yàn)區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對企業(yè)“營改增”后研發(fā)投入力度的影響，利用上述模型并加入?yún)^(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)虛擬變量Location進(jìn)行分組檢驗(yàn)。在本模型中，重點(diǎn)觀察每組中Year×Treat1和Year×Treat2的系數(shù)，若該變量顯著為正，則說明產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好地區(qū)的稅改行業(yè)企業(yè)(或制造業(yè)企業(yè))研發(fā)投入相比產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差地區(qū)顯著提升。產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好地區(qū)與產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差地區(qū)的區(qū)分根據(jù)王小魯、樊綱和余靜文(2016)所著《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告》與地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)相關(guān)的三項(xiàng)指數(shù)(4b1技術(shù)人員供應(yīng)情況、4c技術(shù)成果市場化和5c知識產(chǎn)權(quán)保護(hù))算術(shù)平均數(shù)得出。在此基礎(chǔ)上，本文將樣本公司依據(jù)所屬地區(qū)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)情況由高至低分為三組，選擇高低兩組進(jìn)行比較。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)值較高的地區(qū)企業(yè)樣本Location系數(shù)取值為1，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)值較低地區(qū)企業(yè)樣本的Location系數(shù)取值為0。

文中所用研發(fā)支出數(shù)據(jù)取自CCER數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并對所有連續(xù)變量按照分布上下1%分位值進(jìn)行了縮尾處理(winsorize),以控制異常值對結(jié)論的影響。

3. 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表1為回歸變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中R&D1、R&D2為企業(yè)研發(fā)投入變量，R&D1均值為0.0409，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0410，R&D2均值為0.1381，標(biāo)準(zhǔn)差為6.5271，表示不同公司之間差異較大。Treat1和Treat2均值為0.102和0.867，表明樣本中處于1+6改革行業(yè)的公司約占10.2%，制造業(yè)企業(yè)約占86.7%，可推斷出營業(yè)稅納稅企業(yè)占樣本的3%。由于選用的是非平衡面板數(shù)據(jù)，Year的均值為0.625，表示約62.5%的樣本位于改革之后。Location變量為區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)變量，樣本中約86.8%的企業(yè)處于產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)，13%的企業(yè)位于產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差的地區(qū)。企業(yè)規(guī)模(Size)介于19.67-25.79之間，平均規(guī)模在21.81左右。企業(yè)年齡(Age)跨度較大，從2年至26年均有，平均年齡在13年左右?，F(xiàn)金流量(Cash)、第一大股東持股比例(Lash)、市場競爭程度(Sellratio)、企業(yè)市場勢力(Marketp)和資產(chǎn)負(fù)債率(Levi)分布比較分散，公司間差異較明顯。董事會獨(dú)立性(Duality)均值為0.297，表明29.7%的樣本公司董事長與總經(jīng)理為同一人兼任，這類公司董事會所發(fā)揮的監(jiān)督作用較為有限。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

資料來源：作者自制

表2是主要變量相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果(Pearson檢驗(yàn))，在表2中，研發(fā)投入力度(R&D)與資產(chǎn)負(fù)債率(Levi)的相關(guān)系數(shù)達(dá)到-38%，與企業(yè)市場勢力(Marketp)的相關(guān)系數(shù)達(dá)到48.4%。企業(yè)規(guī)模(Size)、現(xiàn)金流量(Cash)、第一大股東持股比例(Lash)、市場競爭程度(Sellratio)和董事會獨(dú)立性(Duality)均與因變量研發(fā)投入力度(R&D)顯著相關(guān)，表明這些自變量是影響因變量的重要因素，總體而言與解維敏、方紅星(2011)的發(fā)現(xiàn)相吻合。

五、 實(shí)證結(jié)果與解釋

1. “營改增”與企業(yè)研發(fā)投入檢驗(yàn)結(jié)果

在控制其他因素的影響下，本文檢驗(yàn)了“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入力度的影響，基于“雙重差分”的方法，以最后一批改革的企業(yè)作為對照組，檢驗(yàn)公司在該政策下的處理效應(yīng)。表3為對面板數(shù)據(jù)做的固定效應(yīng)多元回歸結(jié)果。列(1)(3)未控制其他因素的影響，R2為0.1458和0.0871；列(2)(4)是控制其他因素影響下的檢驗(yàn)結(jié)果，模型的R2提高到0.3410和0.1439，說明控制其他因素是必要的，模型F值在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，擬合效果較好。

觀察解釋變量的系數(shù)，列(1)至(4)中“營改增”變量(Year)均為正，列(1)中該變量在10%水平上顯著，列(2)中該變量在5%水平上顯著，列(4)中該變量在1%水平上顯著，表明樣本企業(yè)在“營改增”后研發(fā)投入顯著增強(qiáng)。列(1)中“營改增”變量(Year)和改革組變量(Treat1)的交互項(xiàng)為正，且在5%的水平下統(tǒng)計(jì)顯著，在控制其他因素的影響下，列(2)中該變量在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著。列(3)中該變量雖不顯著，但列(4)中該系數(shù)在10%水平上顯著?？梢娊Y(jié)果比較穩(wěn)健，表明與對照組企業(yè)相比，改革組企業(yè)在研發(fā)支出上的投入顯著增加?！盃I改增”變量(Year)和增值稅組變量(Treat2)的交互項(xiàng)在列(1)至(4)中都為正，但統(tǒng)計(jì)結(jié)果不顯著，說明制造業(yè)組企業(yè)在“營改增”后研發(fā)投入的增加不明顯。綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果，H1b得到驗(yàn)證，H1a被拒絕，說明本次改革中“抵扣效應(yīng)”與“稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁效應(yīng)”已經(jīng)初步顯現(xiàn)，稅改企業(yè)的研發(fā)投入受到顯著影響，制造業(yè)企業(yè)研發(fā)狀況改革前后尚無明顯變化。此外，列(2)(4)中公司規(guī)模(Size)、公司年齡(Age)、現(xiàn)金流量(Cash)、第一大股東持股比例(Lash)、市場競爭程度(Sellratio)、企業(yè)市場勢力(Marketp)和資產(chǎn)負(fù)債率(Levi)均在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，董事會獨(dú)立性變量(Duality)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)不顯著。

表2 主要變量Pearson相關(guān)系數(shù)

資料來源：作者自制

表3 “營改增”與企業(yè)研發(fā)投入檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

資料來源：作者自制

2. “營改增”、區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與企業(yè)研發(fā)投入檢驗(yàn)結(jié)果

為檢驗(yàn)區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對“營改增”后公司研發(fā)投入力度的影響，將樣本按注冊所在省份的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)情況進(jìn)行分組檢驗(yàn)。區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)較高的省(市)為北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和重慶，區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)指數(shù)較低的省市為河北、山西、內(nèi)蒙古、江西、廣西、貴州、甘肅、青海、寧夏和新疆，本文對兩類地區(qū)樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)結(jié)果見表4中列(1)(3)的系數(shù)Year均為正，且在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，表明產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好地區(qū)企業(yè)在“營改增”后有增大研發(fā)支出的行為；而列(2)(4)中該變量的系數(shù)均不顯著，說明“營改增”對產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用不明顯。列(1)(3)中 Treat1系數(shù)為正，且在1%水平上統(tǒng)計(jì)顯著，表明處于產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好地區(qū)的改革組企業(yè)有明顯的加大研發(fā)支出的行為； Treat2系數(shù)為正，但統(tǒng)計(jì)不顯著，表明制造業(yè)企業(yè)不存在明顯的提升研發(fā)支出的行為。與產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差的地區(qū)的稅改企業(yè)相比，產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)的稅改企業(yè)研發(fā)力度明顯較高(列(1)(3)中Year×Treat1為正且在5%水平上統(tǒng)計(jì)顯著)，表明產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)的稅改企業(yè)研發(fā)動力顯著高于產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差的地區(qū)的稅改企業(yè)。Year×Treat2統(tǒng)計(jì)不顯著，表明改革后產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)與產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)研發(fā)動力并沒有顯著區(qū)別。

綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果，由于區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)帶來的較好環(huán)境，以及改革的直接影響，產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)在“營改增”后，稅改行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入顯著提升,H2b得到驗(yàn)證。由于“稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁效應(yīng)”及研發(fā)支出的滯后性，制造業(yè)企業(yè)在不同地區(qū)研發(fā)力度提升不明顯，H2a被拒絕。其余變量的檢驗(yàn)與前文基本一致。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)研究結(jié)論的可靠性，本文在前文估計(jì)的基礎(chǔ)上又進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)以銷售收入的對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的變量；(2)根據(jù)陳闖、劉天宇(2012)的研究，選擇公司股權(quán)集中度代替第一大股東持股比例；(3)在自變量中增加企業(yè)利潤率、企業(yè)績效、速動比率和可恢復(fù)資源(管理、銷售費(fèi)用之和與銷售收入比例)；(4)滯后一期和滯后二期進(jìn)行檢驗(yàn)。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與本文主要發(fā)現(xiàn)一致。

六、 結(jié)論探討與啟示

“營改增”是我國新一輪稅制改革的重要舉措，本文從理論和實(shí)證檢驗(yàn)兩方面探討了我國當(dāng)前營業(yè)稅改征增值稅對公司研發(fā)投入的影響?！盃I改增”在加總層面上產(chǎn)生作用的同時(shí)，由于地區(qū)、行業(yè)以及改革時(shí)間的不同，不可避免給不同企業(yè)帶來異質(zhì)性影響。該異質(zhì)性也體現(xiàn)在各地區(qū)、行業(yè)的研發(fā)投入之上。本文以固定效應(yīng)模型為基礎(chǔ)，以“營改增”政策研究為重點(diǎn)，使用2009年至2016年我國上市公司數(shù)據(jù)，結(jié)合各上市公司所處行業(yè)及地區(qū)，全面分析了“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的影響。理論分析表明，本次改革會帶來兩種效應(yīng)：“抵扣效應(yīng)”和“稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁效應(yīng)”，且因企業(yè)所處行業(yè)和區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)狀況不同有一定差異。實(shí)證結(jié)果表明，“營改增”后，與改革期間繳納營業(yè)稅的企業(yè)相比，稅改企業(yè)研發(fā)投入顯著增加，制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入增加不明顯。在改革行業(yè)中，處于產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入增加顯著高于產(chǎn)權(quán)保護(hù)較差的地區(qū)，在制造業(yè)企業(yè)中，產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好與較差的地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入不存在明顯差異。

表4 “營改增”、區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與企業(yè)研發(fā)投入檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤。

資料來源：作者自制

本文的研究發(fā)現(xiàn)具有重要的政策性意義，通過稅制改革促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變，是我國現(xiàn)階段的重要政策目標(biāo)之一。其中，“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的影響能夠部分反映宏觀經(jīng)濟(jì)政策及其效果，提升企業(yè)市場競爭力是政府與行業(yè)企業(yè)共同關(guān)注的問題。本次研究表明，“營改增”所帶來的“抵扣效應(yīng)”和“稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁效應(yīng)”有助于刺激公司的研發(fā)投入，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步、市場發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)變，提升企業(yè)競爭力并最終增加公司價(jià)值。實(shí)證結(jié)果也表明，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)較好的地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入提升更大。制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入變化不明顯或是因?yàn)檎叩臏笮?。由于區(qū)域知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的研發(fā)投入具有正向影響，地方政府應(yīng)致力于提升當(dāng)?shù)刂R產(chǎn)權(quán)保護(hù)狀況。對侵權(quán)行為一方面進(jìn)行事后打擊，一方面做好事前防范工作。隨著知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)政策的日益完善，企業(yè)創(chuàng)新積極性也會日益提高。若未來能使用2016年全面“營改增”后幾期的數(shù)據(jù)測算或能發(fā)現(xiàn)不同的政策效果。本文的研究結(jié)論提供了稅制改革引起企業(yè)研發(fā)投入變化方面新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，豐富了該領(lǐng)域的國內(nèi)外學(xué)術(shù)文獻(xiàn)，同時(shí)也對后續(xù)學(xué)者進(jìn)行該領(lǐng)域的相關(guān)研究有著重要的借鑒意義。

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