劉建民，唐紅李，吳金光

(1.湖南大學經(jīng)濟與貿(mào)易學院，湖南 長沙 410006； 2.湖南財政經(jīng)濟學院， 湖南 長沙 410205)

一、引言

隨著我國經(jīng)濟體量不斷增長和參與國際市場競爭不斷加深，技術(shù)創(chuàng)新對促進創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)優(yōu)化顯得舉足輕重。企業(yè)創(chuàng)新必將成為打造經(jīng)濟核心競爭力不可或缺的重要基礎(chǔ)，為了激勵企業(yè)加大創(chuàng)新研發(fā)，減稅始終是重要的政策工具。營業(yè)稅改征增值稅，簡稱為“營改增”，是經(jīng)濟新常態(tài)下中國結(jié)構(gòu)性改革的重要舉措，旨在破除服務業(yè)重復征稅的瓶頸，為服務業(yè)企業(yè)減稅減負，增強企業(yè)活力，提高服務效率。2011年，財政部、國家稅務總局聯(lián)合下發(fā)了“營改增”的試點方案，從 2012 年起，上海市率先在交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務業(yè)開展營業(yè)稅改征增值稅試點。此次結(jié)構(gòu)性減稅改革減稅規(guī)?？涨埃圏c五年內(nèi)累計減稅規(guī)模近2萬億元，全面科學評估“營改增”結(jié)構(gòu)性減稅對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響具有重要意義。

技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)稅負是學者們在政策研究中持續(xù)關(guān)注的兩個重要課題，稅收政策對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響分析在政策研究領(lǐng)域的關(guān)注度也越來越高，國內(nèi)外學者幾乎一致認為過高的稅負會抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。Jaimovich等(2009)的研究表明，企業(yè)稅收增加后創(chuàng)新項目的稅后利潤下降，可能導致創(chuàng)新者減少對創(chuàng)新活動的努力程度或改變資金的投資方向，從而影響總體創(chuàng)新績效[1]。稅收壓力不利于企業(yè)創(chuàng)新活動，還可能會增加債務對公司的吸引力[2]，公司會利用稅盾效應進行避稅，這反過來又不利于公司的創(chuàng)新融資。Mukherjee(2017)還研究了一般公司所得稅對企業(yè)專利活動和創(chuàng)新產(chǎn)品的影響，利用州級公司稅率的交錯變化來表明稅收增加會減少未來的創(chuàng)新[3]。

減輕有研發(fā)投入的公司的稅負是激勵企業(yè)創(chuàng)新的財稅政策工具之一，研究減稅對技術(shù)創(chuàng)新的影響主要集中于稅收優(yōu)惠政策的影響效應，學者們普遍認為稅收優(yōu)惠有利于增加企業(yè)的稅后利潤和減少投資的不確定性，在很大程度上確定了稅收優(yōu)惠對研發(fā)投資具有重大影響[4-5]。由于創(chuàng)新帶來的回報具有外部性，企業(yè)的創(chuàng)新回報與資金成本之間存在不對等的問題[6]，公共政策理論強調(diào)政府需要為企業(yè)創(chuàng)新提供激勵措施，彌補創(chuàng)新回報與創(chuàng)新支出之間的差距，以確保私人部門能夠在創(chuàng)新活動上付出最大的努力[7]。此外，經(jīng)驗證據(jù)表明，伴隨著稅收優(yōu)惠政策的影響，產(chǎn)品市場競爭、金融分析、金融發(fā)展、所有權(quán)結(jié)構(gòu)、勞動法、企業(yè)規(guī)模也會影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

國內(nèi)對“營改增”和增值稅改革的影響效應研究成果也較多，主要集中于以下兩個方面內(nèi)容：一是研究了“營改增”的減稅效應[8-9],認為“營改增”的減稅效應與企業(yè)性質(zhì)、上下游產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)、企業(yè)的議價能力有關(guān)；二是研究"營改增"的投資和分工效應，申廣軍等(2016)認為流轉(zhuǎn)稅減免有利于促進企業(yè)增加固定資產(chǎn)投資[10],陳釗等(2016)發(fā)現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)受益于“營改增”后逐步完整的抵扣鏈條，對外經(jīng)營生產(chǎn)性服務項目增加，分工效應因此逐步體現(xiàn)[11],范子英等(2017)利用三重差分法(DDD)進一步研究認為“營改增”推動了制造業(yè)服務外包、主輔分離以及服務業(yè)的跨地區(qū)分工與協(xié)作[12],劉建民等(2017)利用PSM-DID方法研究發(fā)現(xiàn)“營改增”試點對企業(yè)總投資水平有顯著的促進作用，但是對于不同企業(yè)而言存在異質(zhì)性影響[13]。

許多企業(yè)從“營改增”結(jié)構(gòu)性減稅中得到了利好，稅負降低后擁有了更多的內(nèi)源融資資金，為了贏得更大的發(fā)展優(yōu)勢，企業(yè)會將更多的資金投入到技術(shù)創(chuàng)新上來，“營改增”改革很可能會對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新具有促進效應。學界關(guān)于“營改增”影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的研究成果并不多見，孫正(2016)認為“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生了積極的影響[14]，同時通過激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入來提高服務業(yè)的資本配置效率[15]，龔強等(2016)的研究發(fā)現(xiàn)“營改增”短期能夠降低企業(yè)稅負，長期有利于促進萬眾創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級[16]，孫吉樂(2017)以研發(fā)和技術(shù)服務業(yè)、信息技術(shù)服務業(yè)兩類行業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)“營改增”在短期內(nèi)對企業(yè)研發(fā)的作用效果并不顯著[17]，王桂軍等(2018)認為“營改增”政策降低了制造業(yè)企業(yè)自主創(chuàng)新意愿，但是提高了企業(yè)的技術(shù)引進水平[18]。當前關(guān)于“營改增”對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的效應研究還存在不足：一是重視定性研究而忽略了定量研究；二是選擇特定行業(yè)作為分析對象，對政策效應的評估不夠全面；三是沒有考慮企業(yè)異質(zhì)性會導致影響效應的不同；四是在研究方法上大部分采用了雙重差分模型(簡稱DID)來考察“營改增”的政策效應，但并未特別關(guān)注該方法適用的假設(shè)條件而造成內(nèi)生性問題處理不恰當?shù)葐栴}。本文將嘗試在以下兩個方面進行創(chuàng)新:(1)利用A股上市公司2009-2014年相關(guān)數(shù)據(jù)，通過傾向得分匹配模型(PSM)，檢驗“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的微觀影響效應；(2)從所有制和企業(yè)規(guī)模兩個視角將企業(yè)進行分類，研究企業(yè)異質(zhì)背景下“營改增”試點影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的微觀效應，以期得到更為完整的分析。

二、理論分析與研究假設(shè)

由于信息不對稱、不確定性強等問題，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入主要依賴于內(nèi)部資金，很難從外部市場獲得。在“營改增”的政策紅利下，服務業(yè)企業(yè)經(jīng)營績效的提高會進一步地緩解技術(shù)創(chuàng)新活動面臨的資金約束，企業(yè)將有更多的資金進行技術(shù)研發(fā)。盡管在適用稅率上“營改增”試點企業(yè)似乎沒有得到政策優(yōu)惠，但相比于此前以營業(yè)額為稅基全額征稅，“營改增”后僅對增值額征稅，稅基大幅降低，同時，“營改增”允許服務業(yè)外購材料、設(shè)備、服務承擔的進項增值稅在服務銷項增值稅中抵扣，避免了服務業(yè)企業(yè)與上游企業(yè)之間的重復征稅，“營改增”還將抵扣范圍擴大到專利技術(shù)、非專利技術(shù)等無形資產(chǎn)，對企業(yè)提供技術(shù)轉(zhuǎn)讓、開發(fā)、咨詢等服務免征增值稅，這樣也可以減輕“營改增”企業(yè)的稅收負擔。從改革實施情況來看，2012-2017年“營改增”減稅成效顯著，不僅直接降低了企業(yè)稅收負擔，而且能夠助推供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新可能會產(chǎn)生激勵效應，因此本文提出假設(shè)1：“營改增”能夠促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。具體而言，相對于沒有納入“營改增”試點范圍的企業(yè)，試點企業(yè)的創(chuàng)新投入增加；但因為創(chuàng)新活動的效果一般具有時滯性，試點企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出變化不明顯。

在“營改增”這樣一個良好的市場環(huán)境下，企業(yè)管理者會更傾向于做出增加創(chuàng)新投入的經(jīng)營決策，尤其是非國有企業(yè)，相對于國有企業(yè)，其本身資金實力有限，同時在融資方面又面臨嚴重的“金融歧視”，這就使得非國有企業(yè)創(chuàng)新活動所需資金無法得到可靠的保障。余明桂等(2016)研究認為政府對信貸直接干預和通過簡單判斷的補貼扶持[19]，裁量空間比較自由不受約束，可能誘導尋租活動，民營企業(yè)在項目資格審批等方面又常受到政策歧視，使得民營企業(yè)缺乏發(fā)展機會，企業(yè)創(chuàng)新激勵受到限制。所以，在“營改增”政策效應下，非國有企業(yè)的資金壓力有所減輕，更可能增加創(chuàng)新投入以獲得長期利益。綜上分析，本文提出假設(shè)2：相對于國有企業(yè)，“營改增”對非國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更為明顯。

此外，企業(yè)的規(guī)模存在差別，大型企業(yè)在產(chǎn)業(yè)鏈中更具有話語權(quán)，其議價能力遠遠高于中小型企業(yè)，在“營改增”試點中，大型企業(yè)能夠利用其在產(chǎn)業(yè)鏈中的地位將增值稅順利轉(zhuǎn)嫁給下游，同時壓低上游企業(yè)的進項價格，能夠充分享受“營改增”帶來的減稅紅利，而中小型企業(yè)的議價能力相對較弱，很大程度上是價格接受者，“營改增”試點企業(yè)繳納的增值稅不一定能夠?qū)崿F(xiàn)完全轉(zhuǎn)嫁，因此他們獲得減稅紅利就大打折扣。由于企業(yè)減稅幅度的差異對企業(yè)財力的影響不同，進而可能影響到企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。大型企業(yè)具有成立時間久、經(jīng)驗豐富、信息渠道廣、融資途徑多等優(yōu)勢，因而能夠較快地根據(jù)減稅情況調(diào)整預期并增加創(chuàng)新投入。相比而言，小微企業(yè)雖然具有生機活力，但是也更容易受到外在沖擊的影響，缺乏可以幫助自身及時調(diào)整投資行為的規(guī)模經(jīng)濟或范圍經(jīng)濟的優(yōu)勢。大型企業(yè)和中小型企業(yè)都會在“營改增”政策影響下根據(jù)預期來調(diào)整自己的投資行為，大型企業(yè)因能夠比中小型企業(yè)享受到更加明顯的減稅紅利，因此更傾向于增加創(chuàng)新投入。根據(jù)企業(yè)規(guī)模不同，本文進一步提出假設(shè)3：相對于中小型企業(yè)，“營改增”對大型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的激勵效果更為顯著。

三、研究設(shè)計

1.模型設(shè)定

“營改增”試點相當于一個準自然實驗，“營改增”試點并非一個具有完全外生性的政策沖擊，因為“營改增”并不是隨機選擇試點城市。比如第一個試點城市——上海，上海的經(jīng)濟發(fā)展和制度環(huán)境在全國各城市中居于前列，上海企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平也比大部分其他城市要高，因此不能簡單地使用OLS方法或者雙重差分法來對比試點城市與非試點城市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的差異。為了避免內(nèi)生性問題，文章采取傾向得分匹配法(PSM)來估計“營改增”政策效果，其思路是將試點組企業(yè)和對照組企業(yè)根據(jù)多維度個體特征進行匹配后，再度量“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應，對實際效應能夠進行較為客觀和科學的評估。本文借鑒Michael Faulkender(2010)[20]和Yujun Lian(2011)[21]的方法，應用PSM方法和Bootstrap方法來解決樣本選擇偏差問題和內(nèi)生性問題。為了驗證文章所提出的假設(shè)，本文將樣本分類為試點組和對照組：試點組為實施“營改增”試點的企業(yè)，對照組則為沒有實施“營改增”試點的企業(yè)。為了控制樣本選擇偏差，文章對試點組企業(yè)和對照組企業(yè)多維度個體特征進行Logit回歸，獲得試點組和對照組企業(yè)個體特征在多維度上的傾向得分值(P_score)，保留傾向得分值較為相近的樣本，最終通過對比試點組與對照組來獲得兩者在技術(shù)創(chuàng)新上的差異。

PSM方法能夠在對照組樣本中發(fā)現(xiàn)與試點組樣本相似的所有相關(guān)預處理特征X的個體，傾向得分值(P_score)可定義為試點發(fā)生前根據(jù)個體特征向量X觀察的企業(yè)i被選為試點組的概率，概率的方程式如下：

(1)

其中，X代表一個多維向量，用來體現(xiàn)企業(yè)個體特征。YGZ是政策虛擬變量，如果某企業(yè)在研究時間維度內(nèi)進入了“營改增”試點則取值為1，否則為0。i表示企業(yè)個體，α表示系數(shù)。為了估計傾向得分值(P_score)，文章將以上個體特征向量X作為自變量，使用Logit模型估計企業(yè)被選入試點組的概率，具體模型如下：

YGZi=α0+α1lnAsset+α2LEVi+α3lnEmployeei+α4lnrevenuei+α5ROAi+α6profiti+α7capitali+α8agei+α9dualityi+α10sizei+α11owneri+α12boardsizei+α13independenti+α14lnSubsidyi+α15marketizationi

(2)

通過以上Logit模型計算得到的傾向得分值(P_score)是匹配依據(jù)，傾向得分值p(X)是連續(xù)的變量，可根據(jù)p(X)對樣本進行最近鄰匹配、半徑匹配或核匹配。本文首先采用的是使用最為廣泛的最近鄰匹配方法，隨后再使用半徑匹配與核匹配方法來進行穩(wěn)健性檢驗。最近匹配法(nearest neighbor matching)的原理是根據(jù)試點組企業(yè)的傾向得分值搜索與其傾向得分值最接近的對照組企業(yè)來完成匹配，Pi和Pj分別代表試點組企業(yè)i(即加入“營改增”試點的企業(yè))與對照組企業(yè)j(即沒有加入“營改增”試點的企業(yè))的傾向得分值，同時讓D(i)表示與試點組企業(yè)i之匹配的控制組企業(yè)的集合，最近鄰的匹配方法可以描述如下：

(3)

(4)

2.數(shù)據(jù)來源

我國“營改增”試點是從2012年1月起開始，2016年5月在全國范圍全面實施?？紤]到2014年“營改增”已經(jīng)在地域上擴大至全國范圍，雖然沒有在所有相關(guān)行業(yè)全面鋪開，但是每個省份的企業(yè)會直接或間接地受“營改增”的影響，會導致2014以后試點組與對照組的界限變得并不清晰。因此，為了保證對照組能夠不受“營改增”政策的影響，本文樣本的時間維度選擇在2014年截止。數(shù)據(jù)來源于2009-2014年A股上市公司數(shù)據(jù)，取自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和萬德數(shù)據(jù)庫(Wind)。此外，文章刪除金融業(yè)公司、*ST公司、資不抵債的公司，文中連續(xù)性變量進行了縮尾處理(winsor2)，最終保留了4859個公司-年度觀測值，其中588個公司-年度觀測值是試點組樣本，其余4271個公司-年度觀測值是對照組樣本。

3.變量度量

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，即本文的被解釋變量，可以從技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出兩個方面來進行度量。一是創(chuàng)新投入，選取研發(fā)支出規(guī)模和研發(fā)支出強度兩個指標，參照Wahal和McConnell(2000)的做法[22]，研發(fā)支出規(guī)模用企業(yè)的研發(fā)支出的自然對數(shù)(lnResearch)來度量，研發(fā)支出強度(Researchrate)用研發(fā)支出與營業(yè)收入的比值來度量；二是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出選取專利產(chǎn)出規(guī)模和專利產(chǎn)出質(zhì)量兩個指標，借鑒學界的一般做法[23-24]，選取企業(yè)的專利申請總數(shù)量(lnPatent)來度量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出總規(guī)模，以及企業(yè)發(fā)明專利(lnInvention)來度量企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。研發(fā)支出規(guī)模(lnResearch)、研發(fā)支出強度(Researchrate)、專利產(chǎn)出規(guī)模(lnPatent)、專利產(chǎn)出質(zhì)量(lnInvention)四個變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

PSM匹配變量主要是體現(xiàn)公司基本特征和盈利能力的指標,描述性統(tǒng)計如表2所示，由各個變量的標準差可以看出，資產(chǎn)負債率(LEV)、資產(chǎn)收益率(ROA)、利潤率(profit)、上市年限(age)等變量在不同企業(yè)間的差異性非常明顯，這些指標與企業(yè)的盈利能力高度相關(guān)，從而也會影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新資金投入。

表2 匹配變量的描述性統(tǒng)計

四、計量結(jié)果與分析

在估計政策效應之前，本文首先將試點組和對照組樣本進行了匹配，具體做法是：運用Logit模型對式(2)進行了回歸，將表2的匹配變量逐步回歸后會篩選出顯著影響系數(shù)的個體特征變量[25]。Logit模型回歸結(jié)果的Pseudo-R2和AUC值分別為0.321和0.875，說明模型擬合效果較好。接著，我們利用Logit模型篩選出的顯著匹配變量來計算傾向得分值(Propensity Score)，再根據(jù)傾向得分值對樣本匹配，匹配后的試點組和對照組核密度函數(shù)非常接近，表明兩組變量的個體特征差異很小，可以進一步分析“營改增”對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應。

1.“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應分析

(1)全樣本PSM下“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應

對全樣本的試點組和對照組配對后，將“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應，即全樣本PSM的平均處理效應(ATT)進行了估計，結(jié)果如表4所示。從“營改增”對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入來看，研發(fā)支出規(guī)模(lnResearch)、研發(fā)支出強度(Researchrate)兩個變量在匹配后的ATT值為正，分別為0.273和3.739，其t值均通過了1%的顯著性檢驗，說明匹配后的試點組比對照組有明顯的激勵效應，即“營改增”試點顯著促進了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入。從“營改增”對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出來看，專利產(chǎn)出規(guī)模(lnPatent)在匹配后的ATT值沒有通過顯著性檢驗，說明“營改增”試點對專利產(chǎn)出規(guī)模的影響暫不明顯，但是專利產(chǎn)出質(zhì)量(lnInvention)在匹配后的ATT值在1%水平下顯著為正，說明“營改增”試點對企業(yè)專利產(chǎn)出質(zhì)量存在明顯的促進作用。

表4 全樣本PSM下“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應比較

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。

(2)所有權(quán)性質(zhì)差異下“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應

當企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)不同時，“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應明顯不同，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的估計結(jié)果如表5所示。A組樣本均為國有企業(yè)，國有企業(yè)匹配后的ATT值的t統(tǒng)計量都不顯著，說明國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新受“營改增”的影響并不明顯。與A組相對應，B組樣本均為非國有企業(yè)，非國有企業(yè)匹配后其研發(fā)支出規(guī)模(lnResearch)、研發(fā)支出強度(Researchrate)、專利產(chǎn)出質(zhì)量(lnInvention)的ATT值分別為0.363、4.106、0.410，且都通過了1%的顯著性檢驗，意味著“營改增”試點對非國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著十分顯著的拉動效應，其原因是非國有企業(yè)相對于國有企業(yè)面臨更大的融資約束，對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的態(tài)度較為謹慎，“營改增”的減稅效應降低了他們的創(chuàng)新投入成本，因此反應較為明顯。

(3)企業(yè)規(guī)模差異下“營改增”試點對技術(shù)創(chuàng)新的影響效應

企業(yè)規(guī)模有大有小，不同規(guī)模企業(yè)對“營改增”試點的反應也存在差異。從表6的估計結(jié)果可以看出，“營改增”試點對不同規(guī)模企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在明顯的“馬太效應”，即“營改增”試點對大型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用較大，而對中小型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新沒有明顯的激勵效果，在創(chuàng)新影響方面呈現(xiàn)出“強者愈強、弱者愈弱”的情形。A組大型企業(yè)匹配后的估計結(jié)果顯示，大型企業(yè)匹配后其研發(fā)支出規(guī)模(lnResearch)、研發(fā)支出強度(Researchrate)、專利產(chǎn)出質(zhì)量(lnInvention)的ATT值分別為0.285、4.268、0.320，分別通過了1%、1%、5%的著性檢驗，說明“營改增”試點對大型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著十分顯著的促進效應。反觀B組的中小型企業(yè)，匹配后的ATT值均沒有通過顯著性檢驗，說明中小型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新并沒有因為“營改增”試點而有所加強。究其原因，是因為本文研究的是“營改增”實施初期的政策效應，“營改增”試點是一種結(jié)構(gòu)性減稅政策，而非全面減稅政策，短期來看，大型企業(yè)因為上游采購合同規(guī)范，進項抵扣增加，稅負下降，為技術(shù)創(chuàng)新投入帶來更多的資金來源，而中小型企業(yè)因為稅務漏洞，較少或者沒有拿到進項抵扣，稅負反而可能增加，這對其創(chuàng)新投入帶來更為緊張的資金約束，從而技術(shù)創(chuàng)新在短期內(nèi)沒有得到加強。

表5 所有權(quán)性質(zhì)差異下“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。

表6 企業(yè)規(guī)模差異下“營改增”試點對技術(shù)創(chuàng)新的影響效應

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。

2.穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證上文表4、表5、表6估計結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性，本研究采用半徑匹配方法(radius matching)和核匹配方法(kernel matching)代替最近鄰匹配方法，對“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應重新進行檢驗。表7是基于全樣本的半徑匹配和核匹配估計結(jié)果，無論是半徑匹配估計結(jié)果還是核匹配估計結(jié)果，研發(fā)支出規(guī)模(lnResearch)、研發(fā)支出強度(Researchrate)、專利產(chǎn)出質(zhì)量(lnInvention)三個變量在匹配后的ATT值為正，且都通過了顯著性檢驗，說明“營改增”試點對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在明顯的促進作用，者與表4的估計結(jié)果一致，說明表4的計量估計結(jié)果十分穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗之一：

表8是基于不同所有制企業(yè)的半徑匹配和核匹配的估計結(jié)果，對于A組國有企業(yè)而言，半徑匹配和核匹配的估計結(jié)果均不顯著；對于B組非國有企業(yè)而言，無論是半徑匹配還是核匹配，研發(fā)支出規(guī)模(lnResearch)、研發(fā)支出強度(Researchrate)、專利產(chǎn)出質(zhì)量(lnInvention)三個變量在匹配后的ATT值都顯著為正。這與表5的結(jié)果一致，基于不同所有制企業(yè)的檢驗結(jié)果也是非常穩(wěn)健的。

表9是基于不同規(guī)模企業(yè)的半徑匹配和核匹配估計結(jié)果，對于A組大型企業(yè)而言，無論是半徑匹配還是核匹配，研發(fā)支出規(guī)模(lnResearch)、研發(fā)支出強度(Researchrate)、專利產(chǎn)出質(zhì)量(lnInvention)三個變量在匹配后的ATT值都顯著為正；對于B組中小型企業(yè)而言，半徑匹配和核匹配的估計結(jié)果均不顯著。這與表6的結(jié)果一致，基于不同規(guī)模企業(yè)的檢驗結(jié)果也是非常穩(wěn)健的。

表8 穩(wěn)健性檢驗之二：基于不同所有制企業(yè)的半徑匹配和核匹配估計

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。

表9 穩(wěn)健性檢驗之三：基于不同規(guī)模企業(yè)的半徑匹配和核匹配估計

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。

五、結(jié)論與啟示

本文發(fā)現(xiàn)“營改增”顯著地促進了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，對企業(yè)研發(fā)支出規(guī)模、研發(fā)支出強度、專利產(chǎn)出質(zhì)量都有明顯的激勵作用。但是，“營改增”對不同企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響也存在差異性，一是“營改增”促進了非國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，但對國有企業(yè)的影響不顯著；二是拉動了大型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，而對中小型企業(yè)沒有明顯的激勵效果，在創(chuàng)新影響方面呈現(xiàn)出“強者愈強、弱者愈弱”的情形。本文通過用半徑匹配和核匹配估計方法對以上結(jié)果做了穩(wěn)健性檢驗，計量結(jié)果與以上結(jié)果一致?！盃I改增”不僅為企業(yè)減輕了稅負，而且為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)化了稅收營商環(huán)境，但是通過研究“營改增”對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，今后在激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新上還需要關(guān)注以下幾個方面的問題：

第一，進一步落實全面減稅降費政策，激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新以推動新經(jīng)濟的發(fā)展。合理的稅負是各類創(chuàng)新得以萌發(fā)的重要條件，因為沉重的稅負會抑制創(chuàng)新。“營改增”是結(jié)構(gòu)性減稅政策而非全面性減稅政策，帶來的減稅效應是有限的。應借“營改增”契機繼續(xù)推進全面減稅降費，堅持全國一盤棋，中央統(tǒng)籌全國財政收支的可承受范圍，針對全國企業(yè)出臺普惠性減稅降費措施，各地方再根據(jù)本地區(qū)財政狀況、政府債務負擔等綜合考量出臺適合本地區(qū)配套措施。這樣“整體+部分”的改革網(wǎng)絡能夠最大限度發(fā)揮“減稅降費”改革合力，全面激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極性，充分發(fā)揮企業(yè)在發(fā)展新經(jīng)濟、培育新動能的基礎(chǔ)作用。

第二，營改增的政策效應在不同類型企業(yè)之間存在差異。因此在制定政策時，相關(guān)部門需要考慮企業(yè)特性，針對不同類型的產(chǎn)業(yè)和微觀個體采取不同的政策，切忌一刀切政策。

首先，消除非國有企業(yè)在信貸、市場進入和融資等方面的歧視，加強知識產(chǎn)權(quán)保護。非國有企業(yè)因為風險相對較高、研發(fā)創(chuàng)新空間大，對政府的減稅政策和財政補貼甚為關(guān)注，因此一旦有關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新的減稅降費或者稅收優(yōu)惠時，非國有企業(yè)收到的財稅激勵作用更為明顯，從而不斷提高其研發(fā)投入和創(chuàng)新水平。因此，在推動“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”過程中，應該在國有企業(yè)充分引入市場競爭機制，使國有企業(yè)對相關(guān)政策的敏感度不斷提高。

其次，根據(jù)企業(yè)規(guī)模大小實施差異化減稅政策，促進中小型企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。通過“營改增”的影響效應可知，盈利能力強且財務核算規(guī)范的大型企業(yè)從“營改增”中受益較大，而對于財務核算不健全且盈利能力較弱的中小企業(yè)而言，則難以享受到相應紅利，這樣形成“馬太效應”，這導致中小企業(yè)更多依賴從外部引進技術(shù)，抑制了企業(yè)自主創(chuàng)新能力。此外，中小企業(yè)尤其是小微企業(yè)由于自身實力弱，研發(fā)資金實力不夠，減稅政策對其研發(fā)投入的正向激勵較大，因此大多數(shù)中小型企業(yè)對減稅降費或稅收優(yōu)惠更為敏感，支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的減稅政策應首先針對規(guī)模較小、研發(fā)實力不足的科技創(chuàng)新型企業(yè)，對不同規(guī)模的企業(yè)實施不同的減稅政策，解決減稅政策在企業(yè)之間存在的不平衡和不充分的問題。

第三，豐富激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新稅收政策的類型。在英國、德國等國家，稅前扣除、直接抵免、現(xiàn)金返還等激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的政策類型較為豐富，更加符合高新科技、裝備制造、物流服務等多樣化的經(jīng)濟發(fā)展需要，可以參考德國和英國的做法，一是在東部沿海地區(qū)和西部欠發(fā)達地區(qū)試點企業(yè)研發(fā)費用直接抵扣企業(yè)所得稅的優(yōu)惠政策，以及稅前加計扣除政策“并行”改革；二是要有針對性的調(diào)整稅收政策權(quán)重，對高新技術(shù)企業(yè)采取以研發(fā)費用稅收直接抵免政策為主、稅前加計扣除為輔的措施，對其他普通企業(yè)以加計扣除政策為主，稅收直接抵免為輔。