稅收激勵(lì)與企業(yè)創(chuàng)新
——來自“營改增”的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

王 瑤， 彭 凱， 支曉強(qiáng)

(1.中國人民大學(xué) 商學(xué)院， 北京 100872；2.中央民族大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 北京 100081)

一、問題的提出

實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略、加快核心技術(shù)自主創(chuàng)新，是我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的重要引擎。稅收政策作為政府宏觀調(diào)控的重要工具，其對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的激勵(lì)作用一直是學(xué)者們關(guān)注的重要議題。由于外部資本市場不完善，而內(nèi)部現(xiàn)金流更靈活，對(duì)失敗容忍度也較高，使其成為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的主要資金來源[1]。稅負(fù)上升會(huì)減少企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流，增加研發(fā)活動(dòng)的資金約束，也會(huì)降低高管進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的意愿。稅負(fù)上升還會(huì)增加企業(yè)對(duì)稅盾收益的考慮，導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿提高[2]。債權(quán)人從自身利益出發(fā)，會(huì)限制企業(yè)進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)?；诖耍蟛糠治墨I(xiàn)認(rèn)為稅負(fù)上升會(huì)阻礙企業(yè)創(chuàng)新[3]，而稅收優(yōu)惠政策有助于刺激企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新[4]。然而，針對(duì)創(chuàng)新的稅收優(yōu)惠政策也可能會(huì)成為部分企業(yè)避稅以及獲得政府補(bǔ)助的工具，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)作用有限[5-6]。因此，學(xué)者們尚未就稅收激勵(lì)與創(chuàng)新的關(guān)系達(dá)成一致意見。而我國始于2012年的營業(yè)稅改征增值稅(簡稱“營改增”)政策的實(shí)施，為此提供了良好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)研究契機(jī)。

作為我國近年來減稅力度最大、影響最深遠(yuǎn)的稅制改革，“營改增”不僅降低了服務(wù)業(yè)企業(yè)的稅基，消除了重復(fù)征稅，而且打通了制造業(yè)和服務(wù)業(yè)之間以及服務(wù)業(yè)內(nèi)部的增值稅抵扣鏈條，使企業(yè)獲得了更多的進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣?！盃I改增”試點(diǎn)自2012年實(shí)施以來，五年間已累計(jì)減稅近2萬億元①。除了具有直接的減稅效應(yīng)，很多學(xué)者的研究還表明“營改增”具有顯著的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。稅負(fù)降低意味著企業(yè)留存現(xiàn)金流增加，有助于緩解研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的資金約束[7]；同時(shí)，“營改增”還允許企業(yè)抵扣外購固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的進(jìn)項(xiàng)稅額，對(duì)企業(yè)提供的技術(shù)轉(zhuǎn)讓、技術(shù)咨詢等服務(wù)收入免征增值稅，從而刺激企業(yè)增加研發(fā)投入和固定資產(chǎn)投資[8-9]。然而，也有學(xué)者持不同意見。比如：孫吉樂[10]發(fā)現(xiàn)“營改增”并未對(duì)企業(yè)的利潤率和創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響，邵悅心等[11]的研究也表明“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響不顯著；王桂軍、曹平[12]則發(fā)現(xiàn)“營改增”后專業(yè)化分工水平的提高反而會(huì)導(dǎo)致服務(wù)業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新意愿降低，技術(shù)引進(jìn)水平提高。

綜上，現(xiàn)有關(guān)于“營改增”創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的研究結(jié)論存在一定的分歧。本文認(rèn)為已有研究尚存在不足：第一，缺乏對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的考察。國家利用稅收優(yōu)惠激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的最終目的是提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率。若企業(yè)將研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新產(chǎn)出和營業(yè)利潤的能力(簡稱“研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力”)較差，增加研發(fā)投入反而會(huì)降低企業(yè)的創(chuàng)新效率和盈利能力。第二，忽略了“營改增”的長期政策效應(yīng)。減稅固然能刺激企業(yè)在短期內(nèi)加大研發(fā)投入，但如果研發(fā)投入的增加不能帶來創(chuàng)新產(chǎn)出和營業(yè)利潤的同步提升，同時(shí)減稅的幸福感又隨時(shí)間逐漸消減，企業(yè)可能缺乏繼續(xù)追加研發(fā)投入的資源和熱情，導(dǎo)致減稅僅具有短期的激勵(lì)作用。因此，本文在已有文獻(xiàn)的研究基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗(yàn)稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響及其長期政策效應(yīng)。

本文的研究貢獻(xiàn)主要有：(1)與現(xiàn)有研究結(jié)論不同，本文發(fā)現(xiàn)“營改增”雖然能刺激企業(yè)增加研發(fā)投入，卻未能同步提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新效率下降。(2)本文考慮了企業(yè)個(gè)體間的異質(zhì)性，有助于厘清“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響機(jī)制。已有文獻(xiàn)籠統(tǒng)地認(rèn)為研發(fā)投入的增加有利于提升企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出和盈利能力，但實(shí)際上單位研發(fā)投入所能創(chuàng)造的產(chǎn)出和利潤在不同企業(yè)間具有顯著的差異。部分研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)盲目增加研發(fā)投入是導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率下降的主要原因。(3)本文進(jìn)一步考察了稅收激勵(lì)的長期政策效應(yīng)?，F(xiàn)有關(guān)于“營改增”政策效應(yīng)的研究主要基于政策實(shí)施當(dāng)年及下一年的效應(yīng)，本文則發(fā)現(xiàn)由于“營改增”未能顯著提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和盈利能力，同時(shí)減稅的幸福感又隨時(shí)間逐漸消減，其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響僅持續(xù)至政策實(shí)施后兩年。由此表明稅收激勵(lì)政策僅在短期有效，并不能持續(xù)影響企業(yè)的創(chuàng)新行為。

二、 制度背景、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)制度背景

“營改增”之前，營業(yè)稅和增值稅是中國的兩大主要流轉(zhuǎn)稅種。制造業(yè)以增值額為計(jì)稅基礎(chǔ)計(jì)算繳納增值稅，服務(wù)業(yè)則以銷售額為計(jì)稅基礎(chǔ)計(jì)算繳納營業(yè)稅。由于營業(yè)稅存在重復(fù)納稅問題，兩稅并行的格局導(dǎo)致稅負(fù)不公平的問題突出。同時(shí)，制造業(yè)企業(yè)外購的服務(wù)支出不能進(jìn)項(xiàng)抵扣，無法形成完整的抵扣鏈條，也不利于產(chǎn)業(yè)間的分工協(xié)作。為了進(jìn)一步完善稅制、減輕企業(yè)稅負(fù)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)分工和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，2012年1月1日，我國首先在上海的交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)開展“營改增”試點(diǎn)，此后逐步擴(kuò)大了“營改增”試點(diǎn)的行業(yè)和地區(qū)范圍。至2016年5月1日，已在全國范圍內(nèi)全面實(shí)施“營改增”，這標(biāo)志著營業(yè)稅徹底退出歷史舞臺(tái)，在中國稅制改革史上具有重要而深遠(yuǎn)的意義。

(二)文獻(xiàn)回顧

近年來關(guān)于“營改增”政策效應(yīng)的研究十分豐富，大致可分為宏觀和微觀兩個(gè)方面。從宏觀方面看，“營改增”增加了居民和企業(yè)在國民收入分配中的份額，有助于優(yōu)化國民收入分配格局[13]。同時(shí)，“營改增”降低了第三產(chǎn)業(yè)的稅負(fù)，提高了第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中的比重，有助于優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)[14]。此外，“營改增”還有助于促進(jìn)我國國民生產(chǎn)總值增長，并且從長期來看，有助于降低能源強(qiáng)度、促進(jìn)節(jié)能減排[15]?！盃I改增”對(duì)微觀企業(yè)的影響則較為復(fù)雜。目前大部分文獻(xiàn)認(rèn)為“營改增”能夠降低企業(yè)成本，減輕企業(yè)稅負(fù)。然而，由于增值稅抵扣范圍在不同行業(yè)成本結(jié)構(gòu)上的不均衡，以及企業(yè)在上下游競爭博弈中稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁能力的差異，導(dǎo)致減稅效應(yīng)在不同行業(yè)，尤其是制造業(yè)與服務(wù)業(yè)之間存在顯著差異。比如倪紅福等[16]發(fā)現(xiàn)“營改增”會(huì)導(dǎo)致部分勞動(dòng)密集型企業(yè)稅負(fù)上升，曹越、李晶[17]的研究則表明“營改增”總體上并未影響試點(diǎn)公司的流轉(zhuǎn)稅負(fù)。此外，很多學(xué)者也關(guān)注了“營改增”對(duì)企業(yè)分工和績效的影響?！盃I改增”會(huì)促使服務(wù)業(yè)企業(yè)將中間品的生產(chǎn)業(yè)務(wù)分離出去，集中優(yōu)勢(shì)發(fā)展主營業(yè)務(wù)，有助于推動(dòng)產(chǎn)業(yè)間的分工協(xié)作[18]。同時(shí)，“營改增”還會(huì)導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)將具有比較優(yōu)勢(shì)的生產(chǎn)性服務(wù)轉(zhuǎn)為對(duì)外經(jīng)營[19]。李永友、嚴(yán)岑[20]進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)， “營改增”有助于推動(dòng)制造業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。此外，“營改增”還有助于創(chuàng)造公平合理的稅制結(jié)構(gòu)，提高制造業(yè)企業(yè)的績效[21]和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率[22]。而與本文研究最密切相關(guān)的是“營改增”的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，學(xué)者們對(duì)此爭議較大。從理論上來說，“營改增”不僅有助于緩解研發(fā)活動(dòng)的資金約束，還能激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)，從而促進(jìn)企業(yè)提高研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量[7-8]。然而由于“營改增”政策實(shí)施初期不確定性較大，并且影響企業(yè)創(chuàng)新的因素眾多，也有學(xué)者的研究表明“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響不顯著[10-11]。王桂軍、曹平[12]則發(fā)現(xiàn)“營改增”后專業(yè)化分工水平的提高反而會(huì)導(dǎo)致企業(yè)自主創(chuàng)新意愿降低、創(chuàng)新產(chǎn)出下降。綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未就“營改增”的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)得出一致的結(jié)論，并且單一維度的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出均反映的是企業(yè)創(chuàng)新量的變化，而非質(zhì)的提升。推動(dòng)“中國制造”向“中國智造”轉(zhuǎn)變，離不開創(chuàng)新效率的提高。但目前尚未有學(xué)者深入考察“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響及“營改增”的長期政策效應(yīng)，本文將對(duì)此展開探索，以期彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的空白。

(三)研究假設(shè)

創(chuàng)新效率同時(shí)取決于創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。單位研發(fā)投入帶來的創(chuàng)新產(chǎn)出越多，企業(yè)的創(chuàng)新效率越高。因此，本文分別從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出這兩個(gè)角度考察“營改增”對(duì)創(chuàng)新效率的影響。

從理論上來說，“營改增”會(huì)刺激企業(yè)增加研發(fā)投入。首先，“營改增”降低了企業(yè)稅負(fù)，使企業(yè)內(nèi)部留存現(xiàn)金流增加，有助于緩解創(chuàng)新活動(dòng)的資金約束，從而增加企業(yè)研發(fā)投入；同時(shí)，稅負(fù)下降意味著創(chuàng)新項(xiàng)目的稅后收益上升，也會(huì)激勵(lì)企業(yè)高管將更多的資源投入研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)中。其次，“營改增”的政策宗旨是稅負(fù)“只減不增”，而且長期減稅效果更加顯著[7]。政策傳遞出的樂觀信號(hào)會(huì)增加公司對(duì)未來現(xiàn)金流的預(yù)期，減少對(duì)未來不確定性的擔(dān)憂，這也會(huì)促使企業(yè)積極響應(yīng)政策號(hào)召，增加研發(fā)投入。最后，“營改增”實(shí)施后，企業(yè)不僅能抵扣外購固定資產(chǎn)的進(jìn)項(xiàng)稅額，還能抵扣外購專利技術(shù)、商標(biāo)、著作權(quán)等無形資產(chǎn)的進(jìn)項(xiàng)稅額；同時(shí)對(duì)企業(yè)提供技術(shù)轉(zhuǎn)讓、技術(shù)開發(fā)，以及相關(guān)的技術(shù)咨詢與服務(wù)收入免征增值稅。這一系列配套的稅收優(yōu)惠政策也會(huì)激勵(lì)企業(yè)增加無形資產(chǎn)投資和技術(shù)創(chuàng)新投入。

然而，“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的積極作用卻比較有限，從而可能導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率的下降。具體而言，一方面，由于研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)不同于常規(guī)的生產(chǎn)活動(dòng)，本身具有高風(fēng)險(xiǎn)性及不確定性，企業(yè)研發(fā)失敗的可能性很高；此外，企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)不可能一蹴而就，形成有效的專利產(chǎn)出通常需要多年持續(xù)不斷的研發(fā)投入。因此，“營改增”雖然能刺激企業(yè)增加研發(fā)投入，卻很難在短期內(nèi)提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。另一方面，“營改增”釋放了一系列政策紅利，鼓勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投入和創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的步伐，這可能導(dǎo)致部分研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)忽視自身實(shí)際情況，盲目跟風(fēng)增加研發(fā)投入。由于這些企業(yè)缺乏研發(fā)經(jīng)驗(yàn)，大規(guī)模的研發(fā)投入可能并不會(huì)帶來相應(yīng)的專利產(chǎn)出和利潤，反而會(huì)增加企業(yè)負(fù)擔(dān)，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率下降。此外，“營改增”包含一系列針對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的稅收激勵(lì)政策，增強(qiáng)了企業(yè)通過研發(fā)投入避稅的動(dòng)機(jī)，甚至可能出現(xiàn)虛假研發(fā)，將與研發(fā)無關(guān)的支出計(jì)入研發(fā)支出。這種情況下，研發(fā)投入的增加并不會(huì)產(chǎn)生有效的創(chuàng)新產(chǎn)出，也會(huì)降低企業(yè)的創(chuàng)新效率?；诖?，本文提出如下假設(shè)。

H1：“營改增”能夠刺激企業(yè)增加研發(fā)投入，但對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響有限，從而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率降低。

從“營改增”的長期政策效應(yīng)來看，“營改增”實(shí)施后，政策紅利的刺激效應(yīng)會(huì)促使企業(yè)在短期內(nèi)迅速加大研發(fā)投入，由此消耗了較多的現(xiàn)金流，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)融資約束程度有所上升。如果研發(fā)投入的增加不能明顯地提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和盈利能力，不僅會(huì)顯著降低企業(yè)對(duì)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的熱情，同時(shí)也會(huì)增加企業(yè)的資金壓力。同時(shí)，從行為財(cái)務(wù)學(xué)的角度出發(fā)，“營改增”政策實(shí)施初期，與營業(yè)稅制下的稅負(fù)相比，企業(yè)能明顯感受到自身稅負(fù)下降，留存現(xiàn)金流增多，政策的刺激效應(yīng)最為顯著，此時(shí)企業(yè)有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)進(jìn)行大量研發(fā)投入；但隨著時(shí)間的推移，企業(yè)逐漸習(xí)慣新的稅負(fù)，“營改增”政策減稅帶來的幸福感會(huì)消減，繼續(xù)追加研發(fā)投入的動(dòng)力不足。本文預(yù)期“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響只存在于短期，在政策實(shí)施一段時(shí)間后會(huì)消退。基于此，本文提出如下假設(shè)。

H2：“營改增”對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入和創(chuàng)新效率僅具有短期的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文樣本公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)及專利產(chǎn)出數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。由于國泰安上市公司與子公司專利數(shù)據(jù)庫只更新至2017年，因此，本文選取了所有A股上市公司2012—2017年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為初始研究樣本，并按以下原則進(jìn)行篩選：(1)剔除金融行業(yè)的樣本觀測(cè)值；(2)剔除ST、*ST公司；(3)剔除相關(guān)研究變量缺失的觀測(cè)值。最終獲得9 668個(gè)觀測(cè)值。為了消除極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%的水平下進(jìn)行了Winsorize處理。

(二)變量選取

1.被解釋變量

被解釋變量包括創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率，代表企業(yè)當(dāng)年的創(chuàng)新狀況。參考趙晶等[23]的研究，創(chuàng)新投入的度量分別采用研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值，以及研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比值；由于專利產(chǎn)出具有滯后性，創(chuàng)新產(chǎn)出度量時(shí)的專利申請(qǐng)數(shù)則分別采用企業(yè)次年申請(qǐng)的專利總數(shù)，以及企業(yè)次年申請(qǐng)的發(fā)明和實(shí)用新型專利總數(shù)；創(chuàng)新效率以企業(yè)的專利研發(fā)效率來度量，即每千萬元研發(fā)投入帶來的創(chuàng)新產(chǎn)出。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量是“營改增”虛擬變量Reform。若企業(yè)所在地區(qū)當(dāng)年被納入“營改增”試點(diǎn), 該企業(yè)為處理組，當(dāng)年及此后年份Reform均取值為1；否則為對(duì)照組，Reform取值為0。

3.控制變量

參考已有文獻(xiàn)[23]，本文還控制了以下可能影響公司創(chuàng)新的因素：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、資本支出比率(Capexp)、現(xiàn)金比率(Cash)、上市年限(Age)、企業(yè)性質(zhì)(State)、企業(yè)所得稅負(fù)(Etr)；以及公司治理類變量，包括第一大股東持股比例(Share)、獨(dú)立董事比例(Perdu)、董事長和總經(jīng)理是否兩職合一(Dual)。此外，還在模型中加入了年度(Year)和行業(yè)(Ind)啞變量來控制年度和行業(yè)效應(yīng)。主要變量的定義見表1。

(三)模型構(gòu)建

2012年開始實(shí)施的“營改增”對(duì)于企業(yè)來說是外生政策沖擊，但此次改革是分批次分行業(yè)進(jìn)行的，并非“一刀切”。因此，本文采用多時(shí)點(diǎn)的雙重差分模型來檢驗(yàn)“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響。具體模型構(gòu)建如下：

Innovation=β0+β1Reform+∑Controls+∑Year+∑Ind+ε

(1)

模型(1)中，被解釋變量Innovation分別為創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率；ε為殘差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從創(chuàng)新投入來看，研發(fā)投入占企業(yè)營業(yè)收入的比例(Rd1)的均值為0.04，中位數(shù)為0.03，最大值達(dá)到了0.26；研發(fā)投入占企業(yè)總資產(chǎn)的比例(Rd2)的均值和中位數(shù)相等，均為0.02，最大值達(dá)到0.10?？偟膩碚f，我國企業(yè)研發(fā)投入水平較高，這與袁建國等[24]的研究數(shù)據(jù)比較一致。從創(chuàng)新產(chǎn)出看，Patent1均值為1.96，但最大值達(dá)到8.86，說明不同企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的差異較大；Patent2的統(tǒng)計(jì)結(jié)果類似。從創(chuàng)新效率來看，Innove1的均值為0.61，遠(yuǎn)高于中位數(shù)0.27，說明不同企業(yè)的創(chuàng)新效率存在較大差異，部分創(chuàng)新能力較高的企業(yè)拉高了總的平均水平；Innove2的統(tǒng)計(jì)結(jié)果類似。

(二)“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果分析

表3列示了“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果。表3的列(1)和列(2)報(bào)告了“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入影響的回歸結(jié)果。無論采用哪種衡量指標(biāo)，Reform的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明“營改增”確實(shí)會(huì)顯著增加企業(yè)的創(chuàng)新投入。列(3)和列(4)報(bào)告了“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，Reform的系數(shù)均不顯著，表明“營改增”并不會(huì)顯著影響企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。列(5)和列(6)報(bào)告了“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，無論采用哪種衡量指標(biāo)，Reform的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，表明“營改增”會(huì)降低企業(yè)的創(chuàng)新效率。由此可見，“營改增”的政策紅利會(huì)刺激企業(yè)迅速增加研發(fā)投入，但不會(huì)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生顯著影響，從而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率下降，H1得到了驗(yàn)證。

表1 變量定義及說明

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 “營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

(三)影響機(jī)制分析

“營改增”的政策刺激使部分研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)也盲目地增加研發(fā)投入，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率降低。本文采用企業(yè)上年?duì)I業(yè)利潤和研發(fā)投入之比(Rdpro)來衡量其研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力，該比值越大，表明企業(yè)單位研發(fā)投入創(chuàng)造的利潤越高。然后，將企業(yè)上年研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力(Rdpro)與“營改增”變量(Reform)的交乘項(xiàng)加入基礎(chǔ)回歸模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。具體實(shí)證模型如式(2)。

Innovation=β0+β1Reform+β2Reform×Rdpro+∑Controls+∑Year+∑Ind+ε

(2)

當(dāng)被解釋變量為創(chuàng)新投入時(shí)，本文預(yù)期β1系數(shù)顯著為正，交乘項(xiàng)β2系數(shù)顯著為負(fù)，表明“營改增”導(dǎo)致利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)盲目地增加了研發(fā)投入。當(dāng)被解釋變量為創(chuàng)新效率時(shí)，本文預(yù)期β1系數(shù)顯著為負(fù)，β2系數(shù)顯著為正，表明利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)在“營改增”實(shí)施后創(chuàng)新效率下降更顯著。表4報(bào)告了模型(2)的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)中交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，表明“營改增”導(dǎo)致利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)更盲目地增加了研發(fā)投入；列(3)和列(4)中交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明“營改增”導(dǎo)致利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)其創(chuàng)新效率下降得更多?！盃I改增”實(shí)施后，研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力較強(qiáng)的企業(yè)受政策刺激影響較小，較為理性，不會(huì)盲目增加研發(fā)投入，創(chuàng)新效率下降得相對(duì)較少。

表4 影響機(jī)制檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

(四)“營改增”的長期政策效應(yīng)分析

本文還進(jìn)一步考察了“營改增”的長期政策效應(yīng)。由于企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和利潤并未隨著研發(fā)投入的增加而同步提升，同時(shí)減稅的幸福感又隨時(shí)間逐漸消減，企業(yè)缺乏繼續(xù)追加研發(fā)投入的動(dòng)力和資源。因此，本文預(yù)期“營改增”只具有短期刺激效應(yīng)。參考Beck et al.[25]，本文設(shè)置了如下的動(dòng)態(tài)效應(yīng)模型以檢驗(yàn)“營改增”的長期政策效應(yīng)。

Innovation=β0+β1Pre1+β2Post1+β3Post2+β4Post3+∑Controls+∑Year+∑Ind+ε

(3)

在模型(3)中，Pre1代表“營改增”實(shí)施前一年，Post1、Post2、Post3分別代表“營改增”實(shí)施后的第一年、第二年、第三年，回歸結(jié)果如表5所示。當(dāng)被解釋變量為創(chuàng)新投入時(shí)，列(1)中Post1的回歸系數(shù)顯著為正，列(2)中Post1和Post2的回歸系數(shù)均顯著為正，而Pre1和Post3的系數(shù)均不顯著，這表明“營改增”對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響只存在于政策實(shí)施后一至兩年。類似地，當(dāng)被解釋變量為創(chuàng)新效率時(shí)，列(3)和列(4)中，Post1和Post2的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，Pre1和Post3的系數(shù)仍然不顯著，表明“營改增”對(duì)創(chuàng)新效率的影響也只持續(xù)至政策實(shí)施后兩年。由此可見，“營改增”政策只具有短期刺激效應(yīng)，H2得到了驗(yàn)證。

(五) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使本文的結(jié)論更加準(zhǔn)確可靠，本文還進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1.傾向得分匹配法

“營改增”試點(diǎn)城市的選擇可能并不是完全外生的，最先進(jìn)行試點(diǎn)的上海，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平居于全國前列。為了進(jìn)一步減少選擇性偏差，本文采用傾向得分匹配法(PSM)，基于公司規(guī)模、負(fù)債率、盈利能力等變量選取控制組，最終得到1 978個(gè)公司—年度觀測(cè)值。表6報(bào)告了基于PSM樣本的回歸結(jié)果，Reform對(duì)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)顯著為正，對(duì)創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，研究結(jié)論不變。

表5 “營改增”長期政策效應(yīng)的回歸結(jié)果

表6 基于PSM的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分模型使用的一個(gè)重要前提是滿足平行趨勢(shì)假定。因此，本文還通過平行趨勢(shì)檢驗(yàn)考察企業(yè)在“營改增”實(shí)施前后三年創(chuàng)新效率的變化。圖1列示了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的結(jié)果。圖1中虛線代表對(duì)回歸系數(shù)在95%置信區(qū)間上的估計(jì)結(jié)果。可以看出，“營改增”實(shí)施前三年，回歸系數(shù)均不顯著，在“營改增”實(shí)施后兩年，回歸系數(shù)顯著為負(fù)，證明平行趨勢(shì)假設(shè)成立。

3.變換樣本范圍

由于很多公司并非創(chuàng)新型公司，不進(jìn)行任何創(chuàng)新活動(dòng)也能持續(xù)經(jīng)營, 本文還參考袁建國等[24]的研究，刪除了農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，住宿和餐飲業(yè)，金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)行業(yè)代碼的企業(yè)，回歸結(jié)果如表7所示。Reform對(duì)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)顯著為正，對(duì)創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，本文的研究結(jié)論仍成立。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

(六)異質(zhì)性檢驗(yàn)

本文還從企業(yè)性質(zhì)和融資約束程度這兩個(gè)角度進(jìn)行了異質(zhì)性分析?！盃I改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響主要源于“營改增”有助于緩解研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的資金約束，因此，本文預(yù)期“營改增”的政策刺激效應(yīng)對(duì)于那些融資困難的企業(yè)更顯著。相對(duì)而言，民營企業(yè)從銀行獲得信貸支持難度更大，融資難問題突出[26]。較重的稅收負(fù)擔(dān)進(jìn)一步加重了民營企業(yè)的資金困境。國有企業(yè)則具有天然的信貸優(yōu)勢(shì)，不太可能面臨創(chuàng)新活動(dòng)的融資約束問題。因此，“營改增”對(duì)民營企業(yè)創(chuàng)新的影響可能會(huì)更顯著。本文采用KZ指數(shù)衡量企業(yè)的融資約束程度，并根據(jù)其行業(yè)—年度中位數(shù)進(jìn)行分組檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表8所示。Reform對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率(Innove1)的回歸系數(shù)只在民營企業(yè)和融資約束程度較高的子樣本中顯著，與本文預(yù)期一致。以創(chuàng)新效率的另一種衡量指標(biāo)Innove2進(jìn)行分樣本檢驗(yàn)的回歸結(jié)果也不變。

表7 刪除部分行業(yè)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表8 異質(zhì)性分析

五、結(jié)論與啟示

本文基于2012—2017年A股上市公司數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型，實(shí)證檢驗(yàn)了“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”顯著刺激了企業(yè)的研發(fā)投入，卻并未同步提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率下降。該結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。影響機(jī)制檢驗(yàn)表明，“營改增”導(dǎo)致部分研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)也盲目擴(kuò)大研發(fā)投入，從而降低了企業(yè)創(chuàng)新效率。進(jìn)一步地，本文還考察了“營改增”的長期政策效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)“營改增”對(duì)創(chuàng)新效率的影響僅持續(xù)至政策實(shí)施后兩年。對(duì)于民營企業(yè)和融資約束較嚴(yán)重的企業(yè)，“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的負(fù)向影響更顯著。本文豐富了“營改增”政策經(jīng)濟(jì)后果的研究，同時(shí)也為理解稅收激勵(lì)對(duì)創(chuàng)新的影響提供了新的視角。

此外，在當(dāng)前國家大力推動(dòng)減稅降費(fèi)、助推企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的宏觀背景下，本文的研究還具有重要的現(xiàn)實(shí)意義，可為政策制定機(jī)構(gòu)提供一定的參考借鑒。首先，本文的研究表明“營改增”雖然能刺激企業(yè)增加研發(fā)投入，卻并未同步提升企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率降低。本文還考慮了企業(yè)的異質(zhì)性，發(fā)現(xiàn)部分研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力較差的企業(yè)在“營改增”后盲目地增加研發(fā)投入，反而導(dǎo)致創(chuàng)新效率下降。因此，政府在制定相關(guān)激勵(lì)政策時(shí)不僅要關(guān)注企業(yè)的創(chuàng)新投入，更要重視企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，才能切實(shí)提高企業(yè)的創(chuàng)新效率。其次，本文發(fā)現(xiàn)“營改增”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響只能持續(xù)至政策實(shí)施后兩年，這說明減稅對(duì)企業(yè)的刺激效應(yīng)只是暫時(shí)的，難以持續(xù)影響企業(yè)的創(chuàng)新行為。因此，政府需建立鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的長效機(jī)制，比如改善融資環(huán)境，加大產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度，進(jìn)一步推進(jìn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，激發(fā)企業(yè)的競爭活力，從而提升企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的積極性。

注 釋：

① 資料來源：http://www.gov.cn/xinwen/2018-01/18/content_5257720.htm。