周密

摘要：以“營改增”為代表的財稅體制改革是當前供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的突破口，通過調(diào)整稅基優(yōu)化企業(yè)支出結(jié)構(gòu)、激勵企業(yè)加大研發(fā)投入，在減輕企業(yè)稅收負擔的同時提高企業(yè)競爭能力。從微觀數(shù)據(jù)分析出發(fā)，對比“營改增”前后企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中稅收對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響，利用2009—2016年wind數(shù)據(jù)庫上市企業(yè)年報數(shù)據(jù)以及CSMAR上市企業(yè)系列數(shù)據(jù)，采用雙重差分固定效應(yīng)模型評估“營改增”對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的政策效應(yīng)。研究顯示：“營改增”顯著激勵了企業(yè)研發(fā)投入，并且隨著時間推移的政策效應(yīng)更加明顯。政策效應(yīng)因企業(yè)異質(zhì)性存在差異，東部地區(qū)、特大城市的民營企業(yè)的政策效應(yīng)更強，完善企業(yè)研發(fā)費用抵扣制度是“營改增”政策促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的未來發(fā)展方向。

關(guān)鍵詞：“營改增”;研發(fā)投入;雙重差分固定效應(yīng)模型（DID）

中圖分類號：F275;F812.42? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1007-2101（2018）05-0018-08

一、引言

“營改增”是中國1994年分稅制改革以來最重要的稅制改革，1994年開始實施的分稅制框架中設(shè)置了增值稅和營業(yè)稅兩種不同的稅制，其中增值稅的繳納基準為增加值，而營業(yè)稅的繳納基準為銷售額，兩種稅制同屬流轉(zhuǎn)稅，因此造成某些行業(yè)重復征稅問題存在，加重行業(yè)內(nèi)企業(yè)負擔。為了解決該問題，經(jīng)國務(wù)院批準，營業(yè)稅改征增值稅（以下統(tǒng)稱為“營改增”）的改革自2012年1月1日起在上海試點實施并于2016年全國推廣。通過稅基改變，降低企業(yè)稅收負擔，促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，激發(fā)企業(yè)經(jīng)濟活力，深化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型發(fā)展，因此“營改增”已經(jīng)成為當前供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的助推器（王志剛，2016）。

由Romer（1990）、Grossman和Helpman（1990）、Aghion和Howitt（1992）等學者開創(chuàng)的新增長理論認為創(chuàng)新是企業(yè)為實現(xiàn)盈利目的的內(nèi)生行為。在“營改增”政策的激勵下，企業(yè)有可能將更多的資金應(yīng)用于技術(shù)創(chuàng)新活動，有可能激發(fā)企業(yè)重置固定資產(chǎn)意愿，增加企業(yè)采用自主研發(fā)與技術(shù)引進相結(jié)合的方式促進企業(yè)技術(shù)進步，釋放制度紅利，將更多的利潤保留在企業(yè)內(nèi)部。已有研究顯示稅收收入與企業(yè)研發(fā)投入之間存在負相關(guān)，減稅會降低企業(yè)研發(fā)成本，從而促進企業(yè)研發(fā)投入（Bernstein，1986;Guellec 和Van Pottelsberghe，2003），并且減稅帶來的長期促進效應(yīng)明顯高于短期激勵效應(yīng)（Bloom et al.，2002）。但是，也有研究顯示，增值稅比重的上升對于平均技術(shù)效率有顯著的副作用，主要原因在于研發(fā)高風險的性質(zhì)，而增值稅并沒有因其高風險而給予稅收優(yōu)惠。增值稅的使用要求存在產(chǎn)業(yè)鏈的完整以及穩(wěn)定，一旦產(chǎn)業(yè)鏈發(fā)生變化，將會對產(chǎn)業(yè)鏈上的企業(yè)產(chǎn)生負面影響，因此增值稅將打擊非正規(guī)經(jīng)濟部門運行（Piggott和Whalley，2001;Keen，2008）。

“營改增”政策通過進項稅扣除項目對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新釋放了積極的改革效應(yīng)。一方面企業(yè)通過購買含有進項稅抵扣項目的服務(wù)和貨物，降低企業(yè)研發(fā)成本;另一方面，通過加強產(chǎn)業(yè)鏈上的聯(lián)動效應(yīng)，促進企業(yè)服務(wù)外包需求，推動企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新市場化。《增值稅暫行條例》中明確指出“直接用于科學研究、科學試驗和教學的進口儀、設(shè)備”免征增值稅。在一定程度降低了企業(yè)的稅收負擔，在這個過程中，國家通過減稅的形式成為企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新的“隱形合作人”，降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新風險，鼓勵企業(yè)加大科技研發(fā)投入，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。同時已有研究顯示，稅收激勵政策由于高透明度以及可預期性，是政府鼓勵企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新的重要政策形式（Hall，Van Reenen，2000），二者之間是顯著正相關(guān)（Jiang，2014），但是有可能不利于企業(yè)技術(shù)效率的提升，原因在于增值稅的繳納過程中，增加固定資產(chǎn)投資不僅僅可以增加企業(yè)的盈利能力，同時可以享受增值稅的抵扣減免項目，但是企業(yè)研發(fā)活動的高風險性質(zhì)并沒有得到增值稅補貼或者減免，因此導致增值稅對企業(yè)技術(shù)效率提升的效應(yīng)不明顯。

關(guān)于“營改增”政策效應(yīng)的研究有兩類：第一類是中觀層面的研究。國內(nèi)比較有代表性的是基于CGE模型的分析（胡怡建，2016）。第二類是微觀層面的研究（曹越等，2017;李成和張玉霞，2015;陳釗和王旸，2016等）。曹越等（2017）研究了“營改增”對上市企業(yè)稅收的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)“營改增”政策對企業(yè)的所得稅無顯著影響，“營改增”使得試點公司的所得稅稅負在上海等8省市試點地區(qū)均略有上升，而在全國性試點地區(qū)略有下降;“營改增”使得交通運輸業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)試點公司所得稅稅負在上海略有上升，而在其他試點省市中略有下降。李成和張玉霞（2015）研究發(fā)現(xiàn)“營改增”有可能加大企業(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。陳釗和王旸（2016）研究發(fā)現(xiàn)“營改增”之后重復征稅問題得到解決，企業(yè)開始不再自己提供中間投入品，催生了一系列提供中間產(chǎn)品的企業(yè)，加速了企業(yè)間的專業(yè)化分工。

較之以上研究本文的創(chuàng)新之處在于理論和實證兩個層面。首先，本文基于廠商理論構(gòu)建包含企業(yè)稅收的生產(chǎn)函數(shù)，對比分析營業(yè)稅和增值稅征收情況下，企業(yè)研發(fā)對利潤變動的影響。其次，聚焦“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的長短期效應(yīng)分析，選取了雙重差分方法對“營改增”促進企業(yè)研發(fā)投入的相關(guān)研究假設(shè)進行實證檢驗，使用中國證券市場A股上市公司2009—2016年面板數(shù)據(jù)，綜合考慮了企業(yè)所在地的城市以及企業(yè)屬性的異質(zhì)性影響來驗證結(jié)論的穩(wěn)健性。

二、研究理論模型及假設(shè)

公式（3）描述了“營改增”前后企業(yè)利潤變化的決定機制。從中可以看到，利潤變化函數(shù)是流轉(zhuǎn)稅率、研發(fā)投入中物耗和人耗的比重、產(chǎn)品銷售價格和銷售量、生產(chǎn)成本等的函數(shù)。根據(jù)現(xiàn)行的所得稅政策（一般企業(yè)所得稅率為25%），我們假定公式（3）中的所得稅率為25%，Δπ的符號方向是流轉(zhuǎn)稅率、增值稅繳納時研發(fā)投入中物耗的比重、企業(yè)生產(chǎn)成本、企業(yè)產(chǎn)量和銷售價格等的復雜函數(shù)。在其他因素既定的情況下，“營改增”企業(yè)生產(chǎn)的最終產(chǎn)品越多，增值稅繳納時研發(fā)投入中物耗的比重越高，那么企業(yè)“營改增”后利潤增加的可能性就越大。在這些因素中，我們更加關(guān)注流轉(zhuǎn)稅率、研發(fā)投入中物耗和人耗的比重對企業(yè)利潤變化的影響，對公式（3）中β₁、β₂、β₃求偏導數(shù)，有：

公式（7）、（8）衡量的是企業(yè)“營改增”增值稅稅率對企業(yè)利潤的影響。進項稅率對企業(yè)“營改增”后利潤的增加具有單調(diào)的正向作用。而增值稅率對“營改增”后企業(yè)利潤的作用符合方向取決于（7）大括號內(nèi)的符號方向，與企業(yè)增值稅繳納時物耗在研發(fā)投入中比重、增值稅率、進項稅率、企業(yè)物耗總投入、生產(chǎn)數(shù)量及銷售價格相關(guān)。在給定其他假定條件不變時，符合進項抵扣范圍的物耗比重越大，物耗在企業(yè)生產(chǎn)中比重越大，越有利于增值稅繳納時企業(yè)利潤增加。由此，我們推測“營改增”后對于物耗大的企業(yè)更有利。

根據(jù)《營業(yè)稅改征增值稅試點實施辦法》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(wù)、服務(wù)、無形資產(chǎn)或者不動產(chǎn)，支付或者負擔的增值稅額”、《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”，“營改增”企業(yè)研發(fā)抵扣與研發(fā)中的物耗抵扣、物耗占比都相關(guān)，因此，對公式（7）、（8）中β₂求偏導數(shù)有：

綜合公式（4）-（10），在其他條件不變的情況下，“營改增”前，企業(yè)利潤差對研發(fā)投入的偏導數(shù)小于零，企業(yè)研發(fā)行為與利潤增加之間是負向關(guān)系?！盃I改增”后，企業(yè)研發(fā)投入越多，研發(fā)投入中物耗的比重越大，企業(yè)利潤增加的幾率也越大，并且，企業(yè)研發(fā)中物耗比重加大在增值稅情況下具有放大效應(yīng)。究其原因在于，納入“營改增”范疇的企業(yè)，在繳納營業(yè)稅和增值稅情況下進行研發(fā)創(chuàng)新活動所承擔的風險是相對固定的，風險外生于市場和企業(yè)所處的技術(shù)水平，而營業(yè)稅和增值稅的差異在于稅基不一致，企業(yè)繳納營業(yè)稅情況下，稅基為全部營業(yè)收入，收入越多繳納的稅收越多;而增值稅的稅基為增加值，存在研發(fā)創(chuàng)新相關(guān)抵扣項，總收入扣掉以研發(fā)抵扣等進項抵扣后的增加值為稅基。在這種情況下，研發(fā)創(chuàng)新將成為企業(yè)長期目標或者短期目標的內(nèi)生理性選擇，而隨著企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的增加，企業(yè)利潤更大幾率得到有效提升，二者之間的內(nèi)生促進關(guān)系將進一步激發(fā)企業(yè)研發(fā)熱情，提高企業(yè)研發(fā)技術(shù)水平，提升企業(yè)競爭力。另一方面，“營改增“對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響還與Ck相關(guān)，Ck由于企業(yè)所處的行業(yè)、地區(qū)以及企業(yè)自身屬性的不同而不同。因此，我們提出本文的研究假設(shè)：

同一企業(yè)的研發(fā)風險相對固定時，“營改增”后稅基中研發(fā)抵扣項的存在促使企業(yè)更加重視研發(fā)創(chuàng)新行為，通過提高研發(fā)投入中的物耗水平，增加企業(yè)研發(fā)投入，促進企業(yè)利潤上升。同時由于企業(yè)屬性及所在區(qū)域的異質(zhì)會導致“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入作用的差異。

三、計量模型構(gòu)造及計量結(jié)果

（一）計量模型說明

在理論分析框架的基礎(chǔ)上，本文采用雙重差分固定效應(yīng)模型來檢驗“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的影響。雙重差分估計是處理組差分與控制組差分之差，該方法一方面可以控制“營改增”前后的時間效應(yīng)，另一方面也可以控制“營改增”實施企業(yè)與非實施企業(yè)之間的個體異質(zhì)性效應(yīng)。最早由Ashenfelter（1978）引入經(jīng)濟學進行政策效應(yīng)分析，國內(nèi)最早應(yīng)用的是周黎安和陳燁（2005）。“營改增”政策的實施是先試點后推廣逐步展開進行的（見表1），這種分批分步驟可視為一種“自然實驗”，符合雙重差分模型的要求，同時上市企業(yè)的經(jīng)營狀況并不會受到“營改增”政策的實施而進行遷移，也不會因為所處的地理位置受到差異性影響，可以視為上市企業(yè)的行為符合外生性要求。因此，本文采用雙重差分模型識別“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

在構(gòu)建模型的過程中，采用上市企業(yè)的年份和行業(yè)兩類虛擬變量進行分組區(qū)分。其中treat變量來識別上市企業(yè)中“營改增”的實驗組和對照組，treat=1表示實驗組，即納入“營改增”范圍的企業(yè)，treat=0表示對照組，沒有納入“營改增”范圍的企業(yè);time變量用于區(qū)分“營改增”政策實施的時間先后順序，time=1表示企業(yè)已經(jīng)處于“營改增”試點及其以后，time=0表示企業(yè)處于“營改增”試點之前，具體的時間節(jié)點選擇，參考范子英和彭飛（2017）的處理方法，試點實施開始前賦值為0，試點實施開始當年賦值為1，如上海、北京、天津等9省市區(qū)在研究中統(tǒng)一以2012年為改革開始日期，2012年后的年份為處理組樣本?？紤]到“營改增”政策的實施是先試點后逐步推廣的過程，本文的研究采用雙向固定效應(yīng)模型，即在一般雙重差分模型的基礎(chǔ)上加入個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，以及其他控制變量。

根據(jù)上述假設(shè)，構(gòu)建本研究的計量模型為：

y_it=α₀+α₁×treat_i×time_t+δ×X_it+γ_it+θ_it+ε_it（1）

其中，i代表企業(yè)，t代表年份（t=2009，2010，…2016），time是年份的dummy變量，因為政策實施是一個逐漸試點推廣的過程，因此年份的dummy變量的系數(shù)值α₁視為雙重差分固定效應(yīng)模型的政策效應(yīng)項，衡量“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的影響，X為控制變量集合，Y為上市企業(yè)的研發(fā)投入，λ_it為上市企業(yè)固定效應(yīng)，θ_it為年份固定效應(yīng)，ε_it為擾動項。在本研究中以上市企業(yè)公布年報中的研發(fā)投入為基礎(chǔ)，當年年報中研發(fā)投入的缺失項根據(jù)后續(xù)年份中公布進行推算。關(guān)于控制變量集合，本研究參考已有的研究（劉俊和劉峰，2014;范子英和彭飛，2017），做如下處理：1.企業(yè)規(guī)模，采用上市企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的對數(shù)衡量，考慮到企業(yè)規(guī)模對企業(yè)研發(fā)投入影響的二次型，本文分別引入企業(yè)規(guī)模和企業(yè)規(guī)模的平方項;2.企業(yè)的年齡，采用樣本研究年份減去企業(yè)注冊年份①。

（二）樣本數(shù)據(jù)說明

本文使用的企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫上市企業(yè)年報，包括滬深兩市2009—2016年期間上市公司基本情況數(shù)據(jù)、財務(wù)報表、附注數(shù)據(jù)以及公布的上市公司年報?？紤]到“營改增”是試點時間和范圍的逐步擴大，在時間節(jié)點的選擇上，基于范子英和彭飛（2017）的處理方法，以實施年份為改革開始，如上海、北京、天津等9省市區(qū)在研究中統(tǒng)一以2012年為改革開始日期，2012年后的年份為處理組樣本，而鐵路運輸和郵政業(yè)、電信業(yè)的改革年份均為2014年。

樣本數(shù)據(jù)篩選處理如下：剔除借殼上市樣本，ST上市樣本，B股上市樣本，固定資產(chǎn)比率等于0的樣本，試點期間上市企業(yè)注冊地發(fā)生遷移樣本，借殼上市企業(yè)樣本，2017年上市的企業(yè)樣本以及銀行業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)和建筑業(yè)的樣本。

（三）實證結(jié)果

針對前文的研究假設(shè)以及計量模型，本文主要采用DID模型探究“營改增”對上市企業(yè)研發(fā)投入。首先，采用模型（1）驗證“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用，考慮到“營改增”在地區(qū)和行業(yè)的逐步試點以及研發(fā)投入累積的性質(zhì)，分別采用“營改增”實施年限以及實施前的年限分析政策效應(yīng)以及動態(tài)效應(yīng);其次，雙重差分模型的核心假設(shè)是實驗組和對照組具有相同的時間趨勢，本文采用安慰劑方法檢驗計量檢驗結(jié)果佐證DID方法的適用性;最后，采用異質(zhì)性分析檢驗“營改增”政策效應(yīng)的差異性，為地區(qū)“營改增”完善配套措施提供理論建議。

1. “營改增“實施對企業(yè)研發(fā)投入的促進效應(yīng)。根據(jù)計量模型（1）檢驗“營改增”政策對企業(yè)研發(fā)投入的總效應(yīng)結(jié)果如表3的2、3列所示，列2、列3分別為加入控制變量和不加入控制變量時的結(jié)果，結(jié)果顯示“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入有顯著的正向影響?！盃I改增”的實施使得實驗組企業(yè)相對于對照組企業(yè)的研發(fā)投入分別增加9.79%，且企業(yè)規(guī)模對研發(fā)投入存在倒U型的影響關(guān)系，企業(yè)年齡的估計結(jié)果不具有統(tǒng)計學意義。

由于“營改增”政策實施的時間和行業(yè)范圍是一個逐漸的過程，因此采用年份與實驗組的交叉項來衡量政策效應(yīng)情況，同時由于企業(yè)研發(fā)行為是一個長期連續(xù)的累積過程，“營改增”實施時間變化對企業(yè)研發(fā)投入的影響是否也會存在逐漸增強呢？基于此，為了考察2012年以來“營改增”逐漸試點的影響，本文將計量模型（1）中treat_i×time_t變換成以下形式：

其中，β₁、β₂、β₃、β₄、β₅分別表示“營改增”政策實施當年、第2年、第3年、第4年、第5年對企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)。其他變量與模型（1）保持一致。表3中第4列匯報了計量模型（2）的實證結(jié)果，“營改增”實施年限所代表的政策效應(yīng)估計系數(shù)均在10%以上的水平顯著為正，“營改增”政策效應(yīng)當年放大后經(jīng)歷短暫回落繼而上升，具體為實施當年的影響估計系數(shù)為0.224，隨后有所下降到0.148，而后繼續(xù)保持持續(xù)上升，到政策實施第5年影響系數(shù)達到0.472?？梢姡盃I改增”對企業(yè)研發(fā)投入影響的強度具有顯著的短期沖擊效應(yīng)和長期持續(xù)效應(yīng)，而且長期效應(yīng)更明顯。

2. “營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的動態(tài)影響。為了檢驗“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入作用的動態(tài)變化，在計量模型（1）中加入進行實施前后的年份?；貧w結(jié)果如表4所示。表4第2列顯示加入實施前2年和后3年的回歸結(jié)果，政策實施前兩年企業(yè)研發(fā)投入顯著為負，政策實施當年為正，而后作用方向不顯著;第3列顯示加入實施前2年和后5年的回歸結(jié)果，政策實施當年開始顯著為正，一直實施后第四年政策效應(yīng)再次顯著為正。

3. 安慰劑（placebo）效應(yīng)檢驗。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，我們分別將“營改增”政策實施提前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5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(yīng)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。

4. 異質(zhì)性分析。本文的異質(zhì)性分析主要關(guān)注三個方面：一是企業(yè)所處地理區(qū)位;二是企業(yè)所在城市規(guī)模;三是企業(yè)自身所有權(quán)屬性。通過異質(zhì)性分析我們試圖比較“營改增”對東、中、西、東北哪個地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更大，對哪種規(guī)模城市的企業(yè)促進作用更大，對哪種所有制企業(yè)的促進作用更大？

考慮到中國區(qū)域差異，以公司注冊地所在省份將研究樣本劃分為東部、中部、西部和東北地區(qū)，分別分析“營改增”實施時間對上市企業(yè)研發(fā)投入的影響。表6計算出“營改增”對上市企業(yè)投入影響的區(qū)域差異性，“營改增”激勵企業(yè)的研發(fā)強度逐漸增加，并且存在區(qū)域差異性，中部和東部地區(qū)的激勵作用最顯著，東北地區(qū)在“營改增”實施的第四年達到最大激勵效應(yīng)，對西部地區(qū)促進作用為正向但是不顯著。

根據(jù)最新城市分類，包括35個大中城市、70個大中城市（35個大中城市除外）②以及其他城市，此處主要檢驗城市規(guī)模異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投入的影響。表7得出基于城市類型異質(zhì)性的回歸結(jié)果，“營改增”后所有城市的企業(yè)研發(fā)投入在不同程度上有促進作用，其中第2列是35個大中城市的回歸結(jié)果，“營改增”顯著提高了注冊地為35個大中城市的企業(yè)研發(fā)投入，并且這種促進作用隨著時間而增大。第2-3列是注冊地為70個大中城市（35個大中城市除外）和其他類型城市的影響為正，但是不顯著。

從WIND數(shù)據(jù)庫中提取企業(yè)屬性數(shù)據(jù)，根據(jù)企業(yè)所有制類型將樣本企業(yè)化分為中央國有企業(yè)、地方國有企業(yè)、外資企業(yè)、民營企業(yè)等，表8得出四類屬性企業(yè)的回歸結(jié)果，“營改增”顯著促進了民營企業(yè)研發(fā)強度的增強?！盃I改增”促進了地方國有企業(yè)和外資企業(yè)的研究投入，對中央國有企業(yè)的影響存在滯后性。

四、結(jié)論與政策建議

“營改增”是中國自1994年稅改以來中國又一輪稅改的重要舉措，也是中國轉(zhuǎn)型期發(fā)展的重要決策。通過改變稅制結(jié)構(gòu)，引導市場資源的重新配置，從而實現(xiàn)經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型調(diào)整?！盃I改增”改革預期能減輕稅負、促進研發(fā)創(chuàng)新、提升企業(yè)競爭能力、加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。政策評估研究發(fā)現(xiàn)，第一，“營改增”顯著促進了企業(yè)研發(fā)投入的增加，政策實施時間越長，其促進效應(yīng)越強;第二，政策實施前企業(yè)對“營改增”政策實施存在預期，這種預期會促使企業(yè)在政策實施前1、2年降低研發(fā)投入，企業(yè)研發(fā)投入在政策實施后會得到大量增加以賺取“政策紅利”;第三，企業(yè)所在地區(qū)、城市規(guī)模以及所有權(quán)屬性的異質(zhì)使得“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入促進作用的差異性明顯，其中“營改增”對東中部地區(qū)、35個大中城市、民營企業(yè)的政策效應(yīng)更強。也就是說，企業(yè)在行業(yè)分布、實施年限上的差異，“營改增”對不同類企業(yè)帶來不同影響，有可能產(chǎn)生差異性作用，弱化了“營改增”政策實施的初衷。

本文結(jié)論為“營改增”的進一步完善提供了有力論證，完善“營改增”政策著重思考如下問題：首先，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新是長期高風險高成本的活動，雖然當前稅法已經(jīng)給予企業(yè)一定的稅收優(yōu)惠政策，但是由于統(tǒng)計口徑以及《增值稅暫行條例》規(guī)定，企業(yè)還有部分研發(fā)投入未進入進項抵扣范圍，需進一步加大擴大研發(fā)投入統(tǒng)計范疇;其次，“營改增”后上市企業(yè)的研發(fā)投資行為加大了固定資產(chǎn)類投資，而研發(fā)活動的實施主體為人，如何調(diào)節(jié)人力資本和資本投入之間的關(guān)系是需要進一步考慮的問題;第三，“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的影響差異性有可能與企業(yè)注冊地所處的宏觀環(huán)境相關(guān)，政府如何提升自身的治理能力來營造有利企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新環(huán)境，引導企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，并最終提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力值得關(guān)注。

注釋：

①其他的影響企業(yè)研發(fā)投入的因素（如盈利能力、固定資產(chǎn)比率等）均考慮到“營改增”稅收激勵的內(nèi)生性沒有入選。

②35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。

參考文獻：

[1]Baghana，R.，& Mohnen，P. Effectiveness of R&D tax incentives in small and large enterprises in Quebec[J].Small Business Economics，2009（33）：91-107.

[2]Bernstein Jeffrey I. The effect of direct and indirect tax incentives on Canadian industrial R&D expenditures[J].Canadian Public Policy，1986（3）：438-446.

[3]Bloom，N.，N. Griffith & J. Van Reenen. Do R&D Tax Credits Work？ Evidence from? a? Panel of Countries 1979-1997[J].Journal of Public? Economics，2002（1）：1-31.

[4]Guellec，D. & Van Pottelsberghe. The impact of public R&D Expenditure? on? business? R和D[J].Economics of Innovation and New Technology，2003（12）：225-243.

[5]Keen， Michael. VAT tariffs and withholding： Border? taxes and informality in developing countries[J]. Journal of Public Economics，2008（2）：1892-1906.

[6]Koga，T. Firm size and R&D tax incentives[J]. Technovation，2003（23）：643-648.

[7]Piggott，John，Whalley，John.VAT base broadening，self supply，and the informal sector[J].American? Economic? Review，2001（91）：1084-1094.

[8]YangfengJiang.Study on the Relationship between Tax Structure and R&D Investment in China[J].International Conference on Logistics Engineering，Management and Computer Science，2014，1000-1004.

[9]曹越，易冰心，胡新玉，張卓然.“營改增”是否降低了所得稅稅負——來自中國上市公司的證據(jù)[J].審計與經(jīng)濟研究，2017（1）.

[10]陳釗，王旸.“營改增”是否促進了分工：來自中國上市公司的證據(jù)[J].管理世界，2016（3）.

[11]范子英，彭飛.“營改增”的減稅效應(yīng)和分工效應(yīng)：基于產(chǎn)業(yè)互聯(lián)的視角[J].經(jīng)濟研究，2017（2）.

[12]胡怡建，田志偉.營改增宏觀經(jīng)濟效應(yīng)的實證研究[J].稅務(wù)研究，2016（11）.

[13]胡怡建.推進服務(wù)業(yè)增值稅改革 促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化[J].稅務(wù)研究，2011（6）.

[14]賈康.為什么要“營改增”？[J].上海國資，2011（4）.

[15]李春瑜.“營改增”對企業(yè)行為影響的實證分析[J].財政研究，2016（1）.

[16]馬悅，章子樂.企業(yè)研發(fā)投入的異質(zhì)性激勵與增值稅優(yōu)惠政策——基于傾向匹配方法的研究[J].學習與實踐，2015（9）.

[17]王俊.我國政府R和D稅收優(yōu)惠強度的測算及影響效應(yīng)檢驗[J].科研管理，2011（9）.

[18]王志剛.營改增：供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的助推器[N].光明日報，2016-04-27.

[19]袁從帥，劉曄，王治華，劉睿智.“營改增”對企業(yè)投資、研發(fā)及勞動雇傭的影響——基于中國上市公司雙重差分模型的分析[J].中國經(jīng)濟問題，2015（4）.

[20]張本照，逯婧.“營改增”能改善上市公司研發(fā)投入嗎？——基于滬深交易所創(chuàng)新型試點企業(yè)的實證分析[J].財會月刊，2015（2）.

[21]鄭世林，韓高峰，石光.房地產(chǎn)限購對公司違約風險的影響[J].世界經(jīng)濟，2016（10）.

[22]周黎安，陳燁.中國農(nóng)村稅費改革的政策效果：基于雙重差分模型的估計[J].經(jīng)濟研究，2005（4）.

Whether VAT Promoting R&D Investment？

Zhou Mi1，2

（1.School of Guanghua Management， Peking University， Beijing 100871， China;

2.School of Management， HuNan City of University， Yiyang 413000， China）

Abstract： The fiscal and taxation system reform represented by "replacing the BT with a VAT" is the breakthrough of the current supply-side structural reform. By adjusting the tax base to optimize the structure of enterprise expenditures， enterprises are encouraged to increase their R & D investment so as to reduce their tax burden and improve the competitiveness of enterprises. Taking the Chinese listed firms between 2009-2016 as samples， the annual data of wind database and CSMAR database， we adopted DID model to investigates the policy effect of "replacing the BT with a VAT" on R & D innovation of enterprises. The results show that "replacing the BT with a VAT" significantly stimulated the R & D investment of enterprises， and the policy effect became more obvious over time. Because of the heterogeneity of the regions， the policy effect of private enterprises in the eastern region and megalopolises are stronger. Based on the analysis conclusions， It is the future development direction of "replacing business tax with value-added tax" policy to improve the system of enterprise R&D deduction.

Key words： Value-Added Tax， R&D investment， difference-in-difference fixed effect model