周 密

（1.湖南城市學院 管理學院，湖南 益陽 413000；2.江蘇理工學院 經(jīng)濟學院，江蘇 常州 213000）

2012年開始逐步分行業(yè)分地區(qū)試點、2016年全面實施的營改增稅制改革，旨在通過減少重復征稅，完善企業(yè)產(chǎn)業(yè)抵扣鏈條、激發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新熱情、提升企業(yè)創(chuàng)新能力、實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。那么，“營改增”激發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新熱情了嗎？受益于“營改增”減稅效應的企業(yè)怎么改善研發(fā)決策呢？眾所周知，企業(yè)追求利潤的本質(zhì)導致其有規(guī)避風險偏好，而研發(fā)創(chuàng)新過程的高風險、正外部性特性以及金融市場中信息不對稱問題，遏制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的積極性，因此政府應當采取干預措施來支持企業(yè)的研發(fā)行為。[1-3]政府干預措施有財政補貼和稅收優(yōu)惠。[4]稅收優(yōu)惠因其普通、透明與無歧視性，[5]在企業(yè)研發(fā)、新產(chǎn)品生產(chǎn)階段作用力度更明顯，[6]更能激勵企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入，[1,7-8]且具有長期效應。[5]稅收優(yōu)惠降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新邊際成本，在企業(yè)研發(fā)真實成本不增加的情況下，不僅不會對相關(guān)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生擠出效應，[1,9]還會彌補研發(fā)創(chuàng)新正外部性對企業(yè)造成的損失。[1]

“營改增”政策屬于稅收優(yōu)惠或者稅收激勵范疇，對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響途徑有：第一，“營改增”優(yōu)惠焦點在增值稅的“進項抵扣”部分，“進項抵扣”增加企業(yè)創(chuàng)新購置的固定資產(chǎn)成本，降低創(chuàng)新沉沒成本和單位研發(fā)成本，促進企業(yè)研發(fā)投入增加?！盃I改增”帶來的激勵效應在試點企業(yè)、非國有企業(yè)、政府補助較多的企業(yè)以及低增值稅率企業(yè)作用更明顯。[10]政策實施后企業(yè)新增固定資產(chǎn)投資增加 4.85%，技術(shù)投入平均增加0.27%，企業(yè)根據(jù)進項抵扣項調(diào)整投資行為：[11-12]當研發(fā)在內(nèi)部時，“營改增”加大企業(yè)的固定資產(chǎn)投資、通過加大技術(shù)要素投入提升全要素生產(chǎn)率；[12-14]當研發(fā)在外部時，催生一系列提供中間產(chǎn)品的企業(yè)，加速企業(yè)間的專業(yè)化分工，[11,15]自主研發(fā)、軟件以及信息技術(shù)等服務部門縮減的同時，降低與之相匹配的自主創(chuàng)新意愿，創(chuàng)新產(chǎn)出減少，降低企業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)出。[13]第二，通過結(jié)構(gòu)性減稅增加企業(yè)利潤來增加研發(fā)投入。[16-17]政策實施后技術(shù)服務業(yè)和信息技術(shù)服務業(yè)企業(yè)利潤率上升，規(guī)模越大利潤率提升的效果越明顯；規(guī)模越大的企業(yè)研發(fā)力度越小，企業(yè)以往的利潤積累對研發(fā)投入也有抑制作用。[18]有研究認為，“營改增”對企業(yè)研發(fā)投資沖擊影響屬于短期行為，不具備可持續(xù)性；企業(yè)需要合理設(shè)置經(jīng)營戰(zhàn)略，提高核心競爭力。[14]當然“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入影響存在差異，[11,16,19]同時還受到一系列因素的影響，如企業(yè)規(guī)模、地區(qū)、行業(yè)的影響。[8,19]

技術(shù)創(chuàng)新是一個系統(tǒng)的過程，對于“營改增”的財稅制度改革應該如何促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，尤其是在中國當前區(qū)域發(fā)展不平衡背景下，地方政府應該如何制定適合自身特點的“營改增”配套措施和政策，來促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入，提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新水平，實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型，是十分有意義且必要的。

本文在 Sala-i-matin經(jīng)濟增長模型中納入稅收部分，分析平衡增長路徑上企業(yè)的研發(fā)行為，由此提出本文的研究假設(shè)。采用2009—2019年中國上市企業(yè)數(shù)據(jù)和雙重差分法檢驗“營改增”對企業(yè)研發(fā)強度的影響方向和程度，結(jié)果顯示：“營改增”顯著促進了企業(yè)研發(fā)強度，且具有時間累積效應，即實施“營改增”時間越長對企業(yè)研發(fā)強度的促進效應越大；“營改增”的實施對于東部地區(qū)、35個大中城市及民營企業(yè)、外資企業(yè)研發(fā)強度的影響程度越大，即位于東部地區(qū)的五個一線城市的民營企業(yè)、外資企業(yè)在“營改增”后企業(yè)研發(fā)強度增加更多。

二、理論分析與研究假說

本文關(guān)注“營改增”實施后，由于增值稅的進項抵扣項、稅基和稅率調(diào)整對企業(yè)自主研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)生積極作用。當前，企業(yè)也可能因增值稅進項抵扣中的部分條款，在自主創(chuàng)新與專利技術(shù)外包之間進行權(quán)衡。①

Barro & Sala-i-Martinzai[20]建立的產(chǎn)品品種數(shù)量擴張長模型，采用產(chǎn)品種類數(shù)量衡量技術(shù)創(chuàng)新水平，為當前研究中國研發(fā)創(chuàng)新問題提供了分析框架。但本文首先考慮稅收及稅制改革因素，在宏觀經(jīng)濟平衡增長路徑上分析稅收及“營改增”的影響，更契合宏觀經(jīng)濟政策的長期效應特質(zhì)；此外將企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新分為自主研發(fā)創(chuàng)新與技術(shù)購進創(chuàng)新，符合當前中國企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新過程中的行為選擇。假設(shè)企業(yè)的最優(yōu)生產(chǎn)選擇分為企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)和企業(yè)研發(fā)生產(chǎn)兩個部分，企業(yè)產(chǎn)品生產(chǎn)分為最終產(chǎn)品生產(chǎn)和中間產(chǎn)品生產(chǎn)，企業(yè)研發(fā)生產(chǎn)解決企業(yè)研發(fā)投入的選擇以及研發(fā)投入在自主研發(fā)與技術(shù)購進之間分配的選擇。

首先，產(chǎn)品生產(chǎn)部分。在最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門中，中間產(chǎn)品以D-S形式進入生產(chǎn)，中間產(chǎn)品種類數(shù)量 N(t)是連續(xù)，N(t)衡量代表性企業(yè)生產(chǎn)過程中的技術(shù)復雜程度，采用中間產(chǎn)品數(shù)量來衡量企業(yè)技術(shù)水平。最終產(chǎn)品生產(chǎn)函數(shù)為：

假設(shè)最終產(chǎn)品價格 PY=1，tv為增值稅率，tp為營業(yè)稅，所得稅稅率為零，β代表企業(yè)在繳稅過程中“營改增”的程度，β∈[0，1]，當β=1時，說明流通環(huán)節(jié)全部繳納增值稅；當β=0時，流通環(huán)節(jié)只繳納營業(yè)稅。當稅收不可轉(zhuǎn)嫁時企業(yè)的利潤函數(shù)為：

由最優(yōu)化一階條件，得：

假設(shè)中間產(chǎn)品生產(chǎn)平均成本和邊際成本均為c，c為常數(shù)，同時有 0＜c＜1，②將（3）代入生產(chǎn)中間產(chǎn)品利潤函數(shù)，有：

可知，產(chǎn)品生產(chǎn)與中間產(chǎn)品生產(chǎn)成本、勞動力以及“營改增”前后稅制變化相關(guān)，“營改增”稅制改革參數(shù)A影響到企業(yè)最終產(chǎn)品生產(chǎn)。

其次，研發(fā)生產(chǎn)部分。企業(yè)研發(fā)投入分別配置在自主研發(fā)和購進技術(shù)消化吸收，企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新是盈利的內(nèi)生行為，通過增加中間產(chǎn)品數(shù)量增加最終產(chǎn)品的生產(chǎn)。企業(yè)研發(fā)面臨的是一個兩階段的模型，首先企業(yè)需要決定是否在研發(fā)創(chuàng)新上進行投入？只有企業(yè)研發(fā)投入獲得預期利潤的凈現(xiàn)值大于當前研發(fā)支出時，企業(yè)才會在研發(fā)創(chuàng)新上進行投資；其次企業(yè)需要決定如何在自主研發(fā)和消化吸收之間進行分配。該兩階段模型采用逆向回歸法進行求解，從第二階段開始求解。

企業(yè)研發(fā)部門面臨的生產(chǎn)函數(shù)形式為[10]：

(t)為研發(fā)創(chuàng)新結(jié)果，中間產(chǎn)品種類數(shù)量衡量研發(fā)創(chuàng)新成果。Z1(t)代表自主研發(fā)投入，Z2(t)代表消化吸收購進技術(shù)的投入，包括購進前沿技術(shù)、購置相關(guān)的設(shè)備、聘請和培訓研發(fā)人員等企業(yè)支出。γ和 1-γ分別衡量自主研發(fā)投入、消化吸收投入在總研發(fā)投入中的占比。γ越大自主研發(fā)占比越大，技術(shù)越靠近所在技術(shù)領(lǐng)域的前沿，γ∈[0，1]。δ衡量自主研發(fā)技術(shù)與購進技術(shù)的替代關(guān)系，δ∈（0，∞）。φ1、φ2分別衡量自主研發(fā)和模仿研發(fā)的生產(chǎn)效率。

結(jié)合（8），最優(yōu)化一階條件得到均衡時的自主研發(fā)投入和模仿創(chuàng)新投入分別為：

均衡時技術(shù)創(chuàng)新水平為：

回歸第一階段企業(yè)如何決定研發(fā)總投入？假定中間產(chǎn)品發(fā)明者可以永久壟斷該項成果的收益，那么該中間產(chǎn)品收益貼現(xiàn)為：

據(jù)Barro（1995）企業(yè)自由進入研發(fā)條件，研發(fā)市場是完全競爭的，企業(yè)可以自由進出研發(fā)市場。因此企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新僅僅得到正常利潤，有：

其中，βtvZ(t)為企業(yè)在繳納增值稅過程中產(chǎn)生的研發(fā)抵扣部分，研發(fā)抵扣有效降低研發(fā)成本，Z(t)≥0。

結(jié)合（8）～（12）有研發(fā)投入均衡條件：

假設(shè)代表性家庭為具有無限壽命的 Ramsey家庭，且具有不變跨期替代彈性的消費偏好，人口增長率為0近似勞動生產(chǎn)力外生，ρ為主觀時間貼現(xiàn)率，θ為跨期替代彈性的倒數(shù)，居民獲得的資產(chǎn)收益率為r(t)。代表性家庭滿足歐拉方程，據(jù)最優(yōu)消費規(guī)則有均衡條件：

將（13）代入（14），長期經(jīng)濟均衡增長路徑為：

式（16）描述了“營改增”過程中企業(yè)研發(fā)強度的決定機制，企業(yè)研發(fā)強度是主觀時間貼現(xiàn)率、企業(yè)生產(chǎn)效率、自主研發(fā)投入比重、研發(fā)生產(chǎn)效率、“營改增”的程度以及流轉(zhuǎn)稅稅率的復雜函數(shù)?？紤]到短時間內(nèi)主觀時間貼現(xiàn)率、企業(yè)生產(chǎn)效率、自主研發(fā)投入比重、研發(fā)生產(chǎn)效率相對穩(wěn)定，分析“營改增”的程度以及流轉(zhuǎn)稅對企業(yè)研發(fā)強度的影響。有：

同時圖1也顯示“營改增”前后稅率差對企業(yè)研發(fā)強度的影響明顯，“營改增”后流轉(zhuǎn)稅稅率下降對企業(yè)的研發(fā)強度的影響是正向的，且隨著“營改增”的程度增加而上升，“營改增”后流轉(zhuǎn)稅稅率上升對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新的影響存在門限效應，只有當β＞β*時，“營改增”程度的上升對企業(yè)研發(fā)強度的影響才是正向的，根據(jù)中國當前的實際情況，流轉(zhuǎn)稅稅率的差異從另一個角度顯示企業(yè)規(guī)模、企業(yè)所處的產(chǎn)業(yè)及區(qū)域的差異。由此提出本文的研究命題 2：“營改增”對企業(yè)研發(fā)強度有正向促進作用，但是這種促進作用受企業(yè)規(guī)模大小、企業(yè)所處的產(chǎn)業(yè)及區(qū)域的影響。

圖1 公式（19）結(jié)果變化模擬（模擬圖中加粗的部分小于0）

三、研究方法

（一）計量模型設(shè)定

評價“營改增”政策對企業(yè)研發(fā)強度的影響，直觀方法是比較企業(yè)在“營改增”前后在研發(fā)強度上的差異，但這種差異不僅受到企業(yè)是否在“營改增”政策實施范疇的影響，還受到同一時間內(nèi)其他財稅政策的影響?？紤]到這些共時性以及歷時性因素的干擾，本研究采用雙重差分固定效應模型這一準自然實驗方法。首先，“營改增”政策是中央政府進行的全國性分行業(yè)分步驟的戰(zhàn)略布局，符合“自然實驗”的要求；其次，企業(yè)的研發(fā)行為不會因為“營改增”政策實施發(fā)生遷移，也不會因為所處的地理位置因素受到差異性影響，進一步確保了“營改增”對上市企業(yè)的研發(fā)強度影響的外生性。結(jié)合命題1、2，設(shè)定研究的計量模型為：

其中，yint衡量第i個行業(yè)第n家企業(yè)t年的研究強度；treatin衡量實驗組中第i個行業(yè)第n家企業(yè)；timet衡量“營改增”政策實施的前與后，政策實施前賦值為0，政策實施后賦值為1；X為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)規(guī)模的平方項、資本密集度、企業(yè)盈利能力、企業(yè)年齡。企業(yè)研發(fā)是一個累積的過程，同時與所處地區(qū)的宏觀經(jīng)濟水平等有關(guān)，因此，為消除企業(yè)自身、城市發(fā)展等固有因素的影響，控制模型（a）中的企業(yè)固定效應γit；為了進一步控制全球金融環(huán)境以及通脹水平等隨時間變化而變化的影響因素，控制模型（a）中的年份時間固定效應θt；εit為隨機誤差擾動項。本文主要考察α1的估計參數(shù)值的顯著性和大小。

考慮到“營改增”對企業(yè)研發(fā)強度的累積影響，對公式（a）進行“營改增”實施年限拆分處理。以“營改增”實施當年為第1年，隨后年份累加。以 2012年上海現(xiàn)代服務業(yè)的企業(yè)為例，2012年賦值為1，2013年賦值為2，逐年累加到2019年為8，2011年以及之前年份賦值為0。因此有：

其中，βs分別衡量“營改增”實施后第s年對企業(yè)研發(fā)強度的影響程度，其他變量與式（a）保持一致。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文的研究樣本區(qū)間為2009—2019年。③以中國A股上市企業(yè)為研究對象，采用中國證監(jiān)會發(fā)布的上市公司行業(yè)分類標準對樣本進行行業(yè)劃分。④數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。采用中國上市企業(yè)的研發(fā)強度為因變量，檢驗“營改增”政策實施對企業(yè)研發(fā)強度的影響。研發(fā)強度采用上市企業(yè)當年的研發(fā)支出總額占營業(yè)收入的比例，控制變量包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)規(guī)模的平方項、資本密集度、企業(yè)盈利能力、企業(yè)年齡。

（三）描述統(tǒng)計分析

根據(jù)雙重差分模型定義，將研究樣本分為三類：treat=0，time=0、treat=1，time=0和treat=1，time=1，對三組樣本進行描述統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1所示。標準組樣本19 530個，研發(fā)強度均值4.289；對照組“營改增”前樣本940個，研發(fā)強度2.925；對照組“營改增”后樣本3 597個，研發(fā)強度均值6.798。為了更加精準測度兩組差異，采用樣本均值檢驗方法，結(jié)果如表2所示。沒有納入“營改增”改革范疇的企業(yè)與納入“營改增”改革范疇的企業(yè)相比，研發(fā)強度均值顯著低1.708；納入“營改增”改革范疇企業(yè)在政策實施前與實施后相比，研發(fā)強度顯著低3.873。

表1 研究樣本研發(fā)強度分布

表2 企業(yè)研發(fā)強度的分組均值檢驗

四、計量檢驗結(jié)果

從實證檢驗的角度出發(fā)，著重考察稅制改革后經(jīng)濟增長效應，探討“營改增”政策實施對企業(yè)研發(fā)強度的影響，采用雙重差分模型通過設(shè)定的計量回歸模型（a）、（b）驗證命題1、命題2。

（一）基本回歸分析

根據(jù)計量模型假設(shè)（a）、（b）評價“營改增”對企業(yè)研發(fā)強度的影響作用，基本回歸結(jié)果如表3 所示。表3第1、2列分別采用OLS回歸分析方法和雙重差分檢驗（DID）評價“營改增”實施對企業(yè)研發(fā)強度的影響。政策效應項的系數(shù)估計值顯示“營改增”確實顯著促進了企業(yè)研發(fā)強度的增加，“營改增”后企業(yè)研發(fā)強度提高了65.1個百分點。同時研究還檢驗了企業(yè)規(guī)模與企業(yè)研發(fā)強度之間是顯著的U型關(guān)系，但是企業(yè)規(guī)模估計系數(shù)顯示當前企業(yè)的平均規(guī)模還沒有達到臨界水平。企業(yè)盈利能力、企業(yè)年齡、固定資本率會顯著促進企業(yè)研發(fā)強度的增加，而企業(yè)的資本密集度與企業(yè)研發(fā)強度值之間關(guān)聯(lián)不顯著。

表3 “營改增”對企業(yè)研發(fā)強度影響的回歸結(jié)果

考慮到企業(yè)研發(fā)投入的持續(xù)性，我們就“營改增”對企業(yè)研發(fā)強度的累積效應進行評價。根據(jù)公式（b），以“營改增”實施的年限衡量政策效應，進行雙重差分檢驗結(jié)果如表3第3列所示，“營改增”實施年限對企業(yè)研發(fā)強度的促進作用具有放大累積效應，政策效應估計系數(shù)從政策實施當年的翻倍后逐漸回落到政策實施第 4年的0.777，再逐漸上升到政策實施第8年時再次翻倍，再次驗證了“營改增”在激勵企業(yè)研發(fā)投入方面的累積效應。

由于雙重差分模型的基本假設(shè)是“自然實驗”，本文采用安慰劑檢驗方法來驗證企業(yè)研發(fā)強度的變化是“營改增”的稅改政策導致的，具體做法是將政策實施的年限分別提前1年和2年，得到的回歸結(jié)果是表3的第4、5列。結(jié)果顯示，當“營改增”政策實施的年份分別提前1年和2年時，政策效應項均不顯著，說明“營改增”實施前納入“營改增”范圍的企業(yè)和沒有納入“營改增”范圍的企業(yè)之間的研發(fā)強度之間沒有顯著差異，而“營改增”之后企業(yè)研發(fā)強度的顯著差異確實是“營改增”政策所導致的，由此也證明了采用雙重差分模型所得到計量檢驗結(jié)果的可信度和有效性。

雙重差分模型只有滿足“營改增”政策沖擊前實驗組和對照組的研發(fā)投入沒有顯著差異的條件下，即滿足平行性假定條件，得到的雙重差分估計量才是無偏的。對于上述結(jié)果，如果實施“營改增”與非“營改增”企業(yè)的研發(fā)投入在事前存在時間趨勢差異，那么企業(yè)研發(fā)投入的變化就有可能不是”營改增“政策實施所導致，而是由于事前時間趨勢的不同引起的。為了驗證”營改增”政策實施前，“營改增”與非“營改增”企業(yè)的研發(fā)投入是否存在平行趨勢，我們將“營改增”政策實施分別提前1年和2年考察企業(yè)的研發(fā)投入情況，回歸結(jié)果如表3的第4、5列所示。從回歸結(jié)果來看，“營改增”政策實施分別提前1年和 2年企業(yè)研發(fā)投入的政策效應不存在顯著影響。因此，在“營改增”政策實施之前企業(yè)的研發(fā)投入并沒有顯著增加，這說明“營改增”政策確實對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生了作用。

以上實證分析結(jié)果表明，“營改增”實施后，企業(yè)顯著提高了研發(fā)強度，且研發(fā)強度的提高具有時間累積性，實施的時間越長對企業(yè)研發(fā)強度的促進作用越大，驗證了命題1的內(nèi)容。

（二）基于企業(yè)異質(zhì)性的回歸分析

接下來分析企業(yè)異質(zhì)性是否影響“營改增”對企業(yè)研發(fā)強度作用差異。異質(zhì)性分析從區(qū)域、總部所在城市的規(guī)模及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)三個方面進行。基于2009—2019年上市企業(yè)的地理區(qū)域、城市規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分類回歸，結(jié)果如表4所示。

表4 “營改增”對企業(yè)研發(fā)強度影響的異質(zhì)性回歸結(jié)果

表4第1～4列分別報告了企業(yè)所在區(qū)域為東部、中部、西部、東北地區(qū)的上市企業(yè)的計量回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：“營改增”政策實施提高東部地區(qū)企業(yè)研發(fā)強度70.5個百分點，并且企業(yè)研發(fā)強度的政策累積效應顯著地逐漸加強；對中部、西部和東北地區(qū)企業(yè)的研發(fā)強度總效應為負，“營改增”效應項分年度進入模型（表5第2～4列）后當年的政策效應項均為正，從第2年開始政策效應開始為負，中部地區(qū)的政策效應逐漸開始具備統(tǒng)計學意義。

表4第5～7列分別報告了企業(yè)所在城市規(guī)模屬于5個大一線城市、35個大中城市、70個大中城市⑤的計量回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：對于注冊所在地為北京、上海、天津、廣州、深圳的企業(yè)而言，“營改增”顯著提高企業(yè)研發(fā)強度32.7個百分點；對注冊所在地為 35個大中城市的企業(yè)而言，“營改增”顯著提高企業(yè)研發(fā)強度的66.9個百分點；70個大中城市的企業(yè)政策效應系數(shù)為負，將“營改增”效應項分年度進入模型（表 5第7列）后政策效應項估計系數(shù)經(jīng)歷了“正—負—正”的過程，但估計系數(shù)均不具備統(tǒng)計學意義。

表5 “營改增”對企業(yè)研發(fā)強度影響的異質(zhì)性回歸結(jié)果（政策效應分年度）

表4 第8～12列分別報告了企業(yè)產(chǎn)權(quán)屬性為中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)、外資企業(yè)、民營企業(yè)、公眾企業(yè)的計量回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：“營改增”顯著提高了外資企業(yè)、中央國有企業(yè)、民營企業(yè)的研發(fā)強度，地方國有企業(yè)的政策總效應目前為負。將“營改增”效應項分年度進入模型（表5第8～12列）后，中央國有企業(yè)的政策累積效應逐年下降，外資企業(yè)的政策累積效應逐年增強，民營企業(yè)的政策效應經(jīng)歷了“正—負—正”過程，估計系數(shù)值均具有統(tǒng)計學意義。

以上實證分析結(jié)果表明，在其他因素不變的情況下，“營改增”顯著提高了東部地區(qū)、35個大中城市、外資企業(yè)和民營企業(yè)的研發(fā)強度，政策的累積效應隨政策實施時間存在波動，說明“營改增”對企業(yè)研發(fā)強度的正向促進作用因企業(yè)所在的區(qū)域、城市規(guī)模、產(chǎn)權(quán)屬性而存在差異，驗證了命題2。

五、結(jié)論與政策建議

根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟增長和稅收政策文獻，稅制改革對企業(yè)研發(fā)強度具有長期且深度的影響。本文構(gòu)建了基于創(chuàng)新驅(qū)動的內(nèi)生經(jīng)濟增長框架，將“營改增”稅制改革引入實驗設(shè)備增長和產(chǎn)品種類擴展模型衡量技術(shù)進步的內(nèi)生過程，基于理論模型求解“營改增”財稅改革在平衡增長路徑下的促進效應和給定中國“營改增”政策前后企業(yè)研發(fā)強度的模型數(shù)值模擬結(jié)果，由此提出本文的研究命題。在此基礎(chǔ)上，利用2009—2019年中國上市企業(yè)數(shù)據(jù)，采用多時點雙重差分模型方法進行實證檢驗。結(jié)果顯示：“營改增”稅制改革后企業(yè)顯著提高了65.1個百分點的研發(fā)強度，進一步將政策以實施具體年限代替政策項進入方程，“營改增”稅制改革對企業(yè)研發(fā)強度的影響具有時間累積效應，即實施“營改增”時間越長對企業(yè)研發(fā)強度的促進效應越大；若將企業(yè)異質(zhì)性特征考慮其中，“營改增”稅制改革對于東部地區(qū)、35個大中城市及民營企業(yè)、外資企業(yè)研發(fā)強度的影響程度越大，也就是說，位于東部地區(qū)的35個大中城市的民營企業(yè)和外資企業(yè)在“營改增”實施后企業(yè)研發(fā)強度增加更多。

本研究的啟示如下：“營改增”配套支持政策以及創(chuàng)新環(huán)境培育對于“營改增”促進對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新作用十分重要。理論機制分析顯示經(jīng)濟增長平衡路徑上，營業(yè)稅繳納抑制企業(yè)研發(fā)投入，而增值稅通過稅基變動、進項抵扣激勵企業(yè)增加研發(fā)投入；“營改增”實施范圍越大對企業(yè)研發(fā)強度的激勵效應越明顯，“營改增”實施范圍越小對企業(yè)研發(fā)強度的激勵效應有可能為負，具體情況與“營改增”前后稅率的變化有關(guān)；“營改增”實現(xiàn)了促進企業(yè)轉(zhuǎn)型升級發(fā)展的初衷。因此，政府稅務部門在“營改增”政策實施中需要充分考慮稅率變化對企業(yè)帶來的影響，在當前稅收抵扣鏈條不完整的情況下，可以相應縮小增值稅稅率與營業(yè)稅稅率之間的差異，完善研發(fā)減稅抵扣政策，進一步放大“營改增”在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新方面的政策紅利。同時，“營改增”激勵企業(yè)增加研發(fā)投入，且這種激勵效應對于經(jīng)濟越發(fā)達越開放地區(qū)的民營企業(yè)更強。

因此，國家應該在“營改增”提高企業(yè)研發(fā)強度的基礎(chǔ)上，進一步激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新意愿，提高企業(yè)創(chuàng)新能力。具體可以考慮從以下幾個方面著手：第一，加大知識產(chǎn)權(quán)保護力度，保護企業(yè)創(chuàng)新成果。研發(fā)創(chuàng)新的外部效應在互聯(lián)網(wǎng)信息時代得到放大，完善專利保護制度一方面可以使創(chuàng)新者得到更高的預期利潤和更大的創(chuàng)新激勵，另一方面可以促進技術(shù)和產(chǎn)品在經(jīng)濟空間的合理布局。第二，加大中西部地區(qū)人力資本培養(yǎng)儲備和引進力度，人力資本是創(chuàng)新第一要素，供給側(cè)改革將人力資本質(zhì)量定位為經(jīng)濟發(fā)展新動能。加大中西部地區(qū)人力資本儲備，完善人力資本管理機制，提高人力資本積累，形成提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的新動能。[11]第三，營造公平的營商環(huán)境，激發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新熱情，提高政府工作效率、減少不必要的政府干預；加強地方腐敗監(jiān)管、減少企業(yè)尋租空間；實現(xiàn)公平競爭審查制度法律化、規(guī)劃范，確定公平競爭政策在國民經(jīng)濟運行中的基礎(chǔ)性地位。第四，逐漸完善研發(fā)抵押制度，培育多樣的融資環(huán)境，制定研發(fā)抵押核算標準，規(guī)范研發(fā)抵押價值核算體系，提高企業(yè)研發(fā)投入的外部融資可行性。

注釋：

① 根據(jù)《增值稅暫行條例》中第十五條免征增值稅中“(四)直接用于科學研究、科學試驗和教學的進口儀器、設(shè)備”、《營業(yè)稅改征增值稅試點實施辦法》第十二條“在境內(nèi)銷售服務、無形資產(chǎn)或者不動產(chǎn)，是指：（一）服務（租賃不動產(chǎn)除外）或者無形資產(chǎn)（自然資源使用權(quán)除外）的銷售方或者購買方在境內(nèi)”、第二十四條對進項稅額抵扣部分界定為“進項稅額是指納稅人購進貨物、加工修理修配勞務、服務、無形資產(chǎn)或者不動產(chǎn)，支付或者負擔的增值稅額”、第二十五條“下列進項稅額準予從銷項稅額中抵扣：從單位或者個人購進服務、無形資產(chǎn)或者不動產(chǎn)，自稅務機關(guān)或者扣繳義務人取得的解繳稅款的完稅憑證上注明的增值稅額”。企業(yè)進行研發(fā)抵扣和免征增值稅的項目主要可以分為：1）企業(yè)自主研發(fā)過程中的儀器設(shè)備和不動產(chǎn)；2）購進技術(shù)服務、無形資產(chǎn)以及消化吸收過程中產(chǎn)生的支出。

② 前文假設(shè) PY=1，中間產(chǎn)品與最終產(chǎn)品之間是一一對應關(guān)系，中間產(chǎn)品價格應該小于最終產(chǎn)品價格，有PY＞Px，同時根據(jù)企業(yè)生產(chǎn)的目標函數(shù)，Px≥AC，Px≥MC，因此生產(chǎn)中間產(chǎn)品的平均成本和邊際成本與中間產(chǎn)品價格、最終產(chǎn)品價格之間的關(guān)系為：PY＞Px≥AC＞0；PY＞Px≥AC＞0。

③ 考慮新型冠狀病毒肺炎疫情對經(jīng)濟的影響，本研究時間區(qū)間設(shè)定為2009—2019年。

④ 對研究樣本進行如下初步篩選：剔除借殼上市樣本120個，剔除ST上市樣本74個，剔除B股上市樣本48個，剔除固定資產(chǎn)比率等于0的樣本8個，剔除試點期間上市企業(yè)注冊地發(fā)生遷移樣本0個，最后得到研究樣本24 067個樣本。

⑤ 35個大中城市是指直轄市、計劃單列市及省會城市的集合。70個大中城市是指從2005年開始，在35個大中城市基礎(chǔ)上增加的經(jīng)濟發(fā)展較快的其他35個城市，增加的城市具體包括唐山、秦皇島、包頭、丹東、錦州、吉林、牡丹江、無錫、揚 州、徐州、溫州、金華、蚌埠、安慶、泉州、九江、贛州、煙臺、濟寧、洛陽、平頂山、宜昌、襄樊、岳陽、常德、惠州、湛江、韶關(guān)、桂林、北海、三亞、瀘州、南充、遵義、大理。分析中，35個大中城市分析不包括5個大一線城市的樣本，70個大中城市分析不包括 35個大中城市的樣本。（數(shù)據(jù)來源：http://www.gov.cn/ztzl/2006-06/30/content_323815.htm）