王 瑤， 彭 凱， 支曉強

(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)濟學(xué)院， 北京 100081)

一、問題的提出

實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、加快核心技術(shù)自主創(chuàng)新，是我國經(jīng)濟社會發(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，其對創(chuàng)新活動的激勵作用一直是學(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，對失敗容忍度也較高，使其成為企業(yè)創(chuàng)新活動的主要資金來源[1]。稅負上升會減少企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流，增加研發(fā)活動的資金約束，也會降低高管進行創(chuàng)新活動的意愿。稅負上升還會增加企業(yè)對稅盾收益的考慮，導(dǎo)致企業(yè)財務(wù)杠桿提高[2]。債權(quán)人從自身利益出發(fā)，會限制企業(yè)進行高風險的研發(fā)創(chuàng)新活動?；诖耍蟛糠治墨I認為稅負上升會阻礙企業(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，針對創(chuàng)新的稅收優(yōu)惠政策也可能會成為部分企業(yè)避稅以及獲得政府補助的工具，對企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用有限[5-6]。因此，學(xué)者們尚未就稅收激勵與創(chuàng)新的關(guān)系達成一致意見。而我國始于2012年的營業(yè)稅改征增值稅(簡稱“營改增”)政策的實施，為此提供了良好的準自然實驗研究契機。

作為我國近年來減稅力度最大、影響最深遠的稅制改革，“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)獲得了更多的進項稅額抵扣?！盃I改增”試點自2012年實施以來，五年間已累計減稅近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)新激勵效應(yīng)。稅負降低意味著企業(yè)留存現(xiàn)金流增加，有助于緩解研發(fā)創(chuàng)新活動的資金約束[7]；同時，“營改增”還允許企業(yè)抵扣外購固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)的進項稅額，對企業(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)引進水平提高。

綜上，現(xiàn)有關(guān)于“營改增”創(chuàng)新激勵效應(yīng)的研究結(jié)論存在一定的分歧。本文認為已有研究尚存在不足：第一，缺乏對企業(yè)創(chuàng)新效率的考察。國家利用稅收優(yōu)惠激勵企業(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，同時減稅的幸福感又隨時間逐漸消減，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作用。因此，本文在已有文獻的研究基礎(chǔ)上，進一步檢驗稅收激勵對企業(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)個體間的異質(zhì)性，有助于厘清“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響機制。已有文獻籠統(tǒng)地認為研發(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)本文進一步考察了稅收激勵的長期政策效應(yīng)。現(xiàn)有關(guān)于“營改增”政策效應(yīng)的研究主要基于政策實施當年及下一年的效應(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，同時減稅的幸福感又隨時間逐漸消減，其對企業(yè)創(chuàng)新的影響僅持續(xù)至政策實施后兩年。由此表明稅收激勵政策僅在短期有效，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)以增值額為計稅基礎(chǔ)計算繳納增值稅，服務(wù)業(yè)則以銷售額為計稅基礎(chǔ)計算繳納營業(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)致稅負不公平的問題突出。同時，制造業(yè)企業(yè)外購的服務(wù)支出不能進項抵扣，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。為了進一步完善稅制、減輕企業(yè)稅負、促進產(chǎn)業(yè)分工和經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整，2012年1月1日，我國首先在上海的交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)開展“營改增”試點，此后逐步擴大了“營改增”試點的行業(yè)和地區(qū)范圍。至2016年5月1日，已在全國范圍內(nèi)全面實施“營改增”，這標志著營業(yè)稅徹底退出歷史舞臺，在中國稅制改革史上具有重要而深遠的意義。

(二)文獻回顧

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，“營改增”降低了第三產(chǎn)業(yè)的稅負，提高了第三產(chǎn)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重，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，有助于降低能源強度、促進節(jié)能減排[15]?！盃I改增”對微觀企業(yè)的影響則較為復(fù)雜。目前大部分文獻認為“營改增”能夠降低企業(yè)成本，減輕企業(yè)稅負。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”會導(dǎo)致部分勞動密集型企業(yè)稅負上升，曹越、李晶[17]的研究則表明“營改增”總體上并未影響試點公司的流轉(zhuǎn)稅負。此外，很多學(xué)者也關(guān)注了“營改增”對企業(yè)分工和績效的影響。“營改增”會促使服務(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)勢發(fā)展主營業(yè)務(wù)，有助于推動產(chǎn)業(yè)間的分工協(xié)作[18]。同時，“營改增”還會導(dǎo)致制造業(yè)企業(yè)將具有比較優(yōu)勢的生產(chǎn)性服務(wù)轉(zhuǎn)為對外經(jīng)營[19]。李永友、嚴岑[20]進一步發(fā)現(xiàn)， “營改增”有助于推動制造業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。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)新激勵效應(yīng)，學(xué)者們對此爭議較大。從理論上來說，“營改增”不僅有助于緩解研發(fā)活動的資金約束，還能激勵企業(yè)進行轉(zhuǎn)型升級，從而促進企業(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)有文獻尚未就“營改增”的創(chuàng)新激勵效應(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“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)，本文將對此展開探索，以期彌補現(xiàn)有研究的空白。

(三)研究假設(shè)

創(chuàng)新效率同時取決于創(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)出這兩個角度考察“營改增”對創(chuàng)新效率的影響。

從理論上來說，“營改增”會刺激企業(yè)增加研發(fā)投入。首先，“營改增”降低了企業(yè)稅負，使企業(yè)內(nèi)部留存現(xiàn)金流增加，有助于緩解創(chuàng)新活動的資金約束，從而增加企業(yè)研發(fā)投入；同時，稅負下降意味著創(chuàng)新項目的稅后收益上升，也會激勵企業(yè)高管將更多的資源投入研發(fā)創(chuàng)新活動中。其次，“營改增”的政策宗旨是稅負“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會增加公司對未來現(xiàn)金流的預(yù)期，減少對未來不確定性的擔憂，這也會促使企業(yè)積極響應(yīng)政策號召，增加研發(fā)投入。最后，“營改增”實施后，企業(yè)不僅能抵扣外購固定資產(chǎn)的進項稅額，還能抵扣外購專利技術(shù)、商標、著作權(quán)等無形資產(chǎn)的進項稅額；同時對企業(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)惠政策也會激勵企業(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)新活動不同于常規(guī)的生產(chǎn)活動，本身具有高風險性及不確定性，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)忽視自身實際情況，盲目跟風增加研發(fā)投入。由于這些企業(yè)缺乏研發(fā)經(jīng)驗，大規(guī)模的研發(fā)投入可能并不會帶來相應(yīng)的專利產(chǎn)出和利潤，反而會增加企業(yè)負擔，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新效率下降。此外，“營改增”包含一系列針對企業(yè)創(chuàng)新的稅收激勵政策，增強了企業(yè)通過研發(fā)投入避稅的動機，甚至可能出現(xiàn)虛假研發(fā)，將與研發(fā)無關(guān)的支出計入研發(fā)支出。這種情況下，研發(fā)投入的增加并不會產(chǎn)生有效的創(chuàng)新產(chǎn)出，也會降低企業(yè)的創(chuàng)新效率。基于此，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”實施后，政策紅利的刺激效應(yīng)會促使企業(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，不僅會顯著降低企業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新活動的熱情，同時也會增加企業(yè)的資金壓力。同時，從行為財務(wù)學(xué)的角度出發(fā)，“營改增”政策實施初期，與營業(yè)稅制下的稅負相比，企業(yè)能明顯感受到自身稅負下降，留存現(xiàn)金流增多，政策的刺激效應(yīng)最為顯著，此時企業(yè)有較強的動機進行大量研發(fā)投入；但隨著時間的推移，企業(yè)逐漸習(xí)慣新的稅負，“營改增”政策減稅帶來的幸福感會消減，繼續(xù)追加研發(fā)投入的動力不足。本文預(yù)期“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響只存在于短期，在政策實施一段時間后會消退?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)。

H2：“營改增”對企業(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

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文樣本公司的財務(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年的財務(wù)數(shù)據(jù)作為初始研究樣本，并按以下原則進行篩選：(1)剔除金融行業(yè)的樣本觀測值；(2)剔除ST、*ST公司；(3)剔除相關(guān)研究變量缺失的觀測值。最終獲得9 668個觀測值。為了消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%的水平下進行了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)出度量時的專利申請數(shù)則分別采用企業(yè)次年申請的專利總數(shù)，以及企業(yè)次年申請的發(fā)明和實用新型專利總數(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)當年被納入“營改增”試點, 該企業(yè)為處理組，當年及此后年份Reform均取值為1；否則為對照組，Reform取值為0。

3.控制變量

參考已有文獻[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(Etr)；以及公司治理類變量，包括第一大股東持股比例(Share)、獨立董事比例(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年開始實施的“營改增”對于企業(yè)來說是外生政策沖擊，但此次改革是分批次分行業(yè)進行的，并非“一刀切”。因此，本文采用多時點的雙重差分模型來檢驗“營改增”對企業(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。

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(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)計結(jié)果類似。從創(chuàng)新效率來看，Innove1的均值為0.61，遠高于中位數(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)計結(jié)果類似。

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

表3列示了“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果。表3的列(1)和列(2)報告了“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的回歸結(jié)果。無論采用哪種衡量指標，Reform的系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明“營改增”確實會顯著增加企業(yè)的創(chuàng)新投入。列(3)和列(4)報告了“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，Reform的系數(shù)均不顯著，表明“營改增”并不會顯著影響企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。列(5)和列(6)報告了“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，無論采用哪種衡量指標，Reform的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，表明“營改增”會降低企業(yè)的創(chuàng)新效率。由此可見，“營改增”的政策紅利會刺激企業(yè)迅速增加研發(fā)投入，但不會對企業(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得到了驗證。

表1 變量定義及說明

表2 變量的描述性統(tǒng)計

表3 “營改增”對企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

(三)影響機制分析

“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)上年營業(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)的交乘項加入基礎(chǔ)回歸模型進行機制檢驗。具體實證模型如式(2)。

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

(2)

當被解釋變量為創(chuàng)新投入時，本文預(yù)期β1系數(shù)顯著為正，交乘項β2系數(shù)顯著為負，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。當被解釋變量為創(chuàng)新效率時，本文預(yù)期β1系數(shù)顯著為負，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”實施后創(chuàng)新效率下降更顯著。表4報告了模型(2)的回歸結(jié)果。列(1)和列(2)中交乘項的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為負，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”實施后，研發(fā)投入利潤轉(zhuǎn)化能力較強的企業(yè)受政策刺激影響較小，較為理性，不會盲目增加研發(fā)投入，創(chuàng)新效率下降得相對較少。

表4 影響機制檢驗的回歸結(jié)果

(四)“營改增”的長期政策效應(yīng)分析

本文還進一步考察了“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，同時減稅的幸福感又隨時間逐漸消減，企業(yè)缺乏繼續(xù)追加研發(fā)投入的動力和資源。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)置了如下的動態(tài)效應(yīng)模型以檢驗“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”實施前一年，Post1、Post2、Post3分別代表“營改增”實施后的第一年、第二年、第三年，回歸結(jié)果如表5所示。當被解釋變量為創(chuàng)新投入時，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”對企業(yè)研發(fā)投入的影響只存在于政策實施后一至兩年。類似地，當被解釋變量為創(chuàng)新效率時，列(3)和列(4)中，Post1和Post2的回歸系數(shù)均顯著為負，Pre1和Post3的系數(shù)仍然不顯著，表明“營改增”對創(chuàng)新效率的影響也只持續(xù)至政策實施后兩年。由此可見，“營改增”政策只具有短期刺激效應(yīng)，H2得到了驗證。

(五) 穩(wěn)健性檢驗

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

1.傾向得分匹配法

“營改增”試點城市的選擇可能并不是完全外生的，最先進行試點的上海，其經(jīng)濟發(fā)展水平居于全國前列。為了進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、負債率、盈利能力等變量選取控制組，最終得到1 978個公司—年度觀測值。表6報告了基于PSM樣本的回歸結(jié)果，Reform對創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)顯著為正，對創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)顯著為負，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)健性檢驗結(jié)果

2.平行趨勢檢驗

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

3.變換樣本范圍

由于很多公司并非創(chuàng)新型公司，不進行任何創(chuàng)新活動也能持續(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、燃氣及水生產(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對創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)顯著為正，對創(chuàng)新效率的回歸系數(shù)顯著為負，本文的研究結(jié)論仍成立。

圖1 平行趨勢檢驗

(六)異質(zhì)性檢驗

本文還從企業(yè)性質(zhì)和融資約束程度這兩個角度進行了異質(zhì)性分析。“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新的影響主要源于“營改增”有助于緩解研發(fā)創(chuàng)新活動的資金約束，因此，本文預(yù)期“營改增”的政策刺激效應(yīng)對于那些融資困難的企業(yè)更顯著。相對而言，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]。較重的稅收負擔進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，不太可能面臨創(chuàng)新活動的融資約束問題。因此，“營改增”對民營企業(yè)創(chuàng)新的影響可能會更顯著。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)進行分組檢驗?；貧w結(jié)果如表8所示。Reform對企業(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Innove2進行分樣本檢驗的回歸結(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，實證檢驗了“營改增”對企業(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)健性檢驗后仍然成立。影響機制檢驗表明，“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)也盲目擴大研發(fā)投入，從而降低了企業(yè)創(chuàng)新效率。進一步地，本文還考察了“營改增”的長期政策效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)“營改增”對創(chuàng)新效率的影響僅持續(xù)至政策實施后兩年。對于民營企業(yè)和融資約束較嚴重的企業(yè)，“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新效率的負向影響更顯著。本文豐富了“營改增”政策經(jīng)濟后果的研究，同時也為理解稅收激勵對創(chuàng)新的影響提供了新的視角。

此外，在當前國家大力推動減稅降費、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)實意義，可為政策制定機構(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)激勵政策時不僅要關(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，才能切實提高企業(yè)的創(chuàng)新效率。其次，本文發(fā)現(xiàn)“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新的影響只能持續(xù)至政策實施后兩年，這說明減稅對企業(yè)的刺激效應(yīng)只是暫時的，難以持續(xù)影響企業(yè)的創(chuàng)新行為。因此，政府需建立鼓勵企業(yè)創(chuàng)新的長效機制，比如改善融資環(huán)境，加大產(chǎn)權(quán)保護力度，進一步推進供給側(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。