周 密

（1.湖南城市学院 管理学院，湖南 益阳 413000；2.江苏理工学院 经济学院，江苏 常州 213000）

2012年开始逐步分行业分地区试点、2016年全面实施的营改增税制改革，旨在通过减少重复征税，完善企业产业抵扣链条、激发企业研发创新热情、提升企业创新能力、实现经济结构转型。那么，“营改增”激发企业研发创新热情了吗？受益于“营改增”减税效应的企业怎么改善研发决策呢？众所周知，企业追求利润的本质导致其有规避风险偏好，而研发创新过程的高风险、正外部性特性以及金融市场中信息不对称问题，遏制了企业技术创新投入的积极性，因此政府应当采取干预措施来支持企业的研发行为。[1-3]政府干预措施有财政补贴和税收优惠。[4]税收优惠因其普通、透明与无歧视性，[5]在企业研发、新产品生产阶段作用力度更明显，[6]更能激励企业的研发创新投入，[1,7-8]且具有长期效应。[5]税收优惠降低企业研发创新边际成本，在企业研发真实成本不增加的情况下，不仅不会对相关产业的研发投入产生挤出效应，[1,9]还会弥补研发创新正外部性对企业造成的损失。[1]

“营改增”政策属于税收优惠或者税收激励范畴，对企业研发创新影响途径有：第一，“营改增”优惠焦点在增值税的“进项抵扣”部分，“进项抵扣”增加企业创新购置的固定资产成本，降低创新沉没成本和单位研发成本，促进企业研发投入增加。“营改增”带来的激励效应在试点企业、非国有企业、政府补助较多的企业以及低增值税率企业作用更明显。[10]政策实施后企业新增固定资产投资增加 4.85%，技术投入平均增加0.27%，企业根据进项抵扣项调整投资行为：[11-12]当研发在内部时，“营改增”加大企业的固定资产投资、通过加大技术要素投入提升全要素生产率；[12-14]当研发在外部时，催生一系列提供中间产品的企业，加速企业间的专业化分工，[11,15]自主研发、软件以及信息技术等服务部门缩减的同时，降低与之相匹配的自主创新意愿，创新产出减少，降低企业自主创新产出。[13]第二，通过结构性减税增加企业利润来增加研发投入。[16-17]政策实施后技术服务业和信息技术服务业企业利润率上升，规模越大利润率提升的效果越明显；规模越大的企业研发力度越小，企业以往的利润积累对研发投入也有抑制作用。[18]有研究认为，“营改增”对企业研发投资冲击影响属于短期行为，不具备可持续性；企业需要合理设置经营战略，提高核心竞争力。[14]当然“营改增”对企业研发投入影响存在差异，[11,16,19]同时还受到一系列因素的影响，如企业规模、地区、行业的影响。[8,19]

技术创新是一个系统的过程，对于“营改增”的财税制度改革应该如何促进企业技术创新，尤其是在中国当前区域发展不平衡背景下，地方政府应该如何制定适合自身特点的“营改增”配套措施和政策，来促进企业研发创新投入，提高企业研发创新水平，实现经济增长方式转型，是十分有意义且必要的。

本文在 Sala-i-matin经济增长模型中纳入税收部分，分析平衡增长路径上企业的研发行为，由此提出本文的研究假设。采用2009—2019年中国上市企业数据和双重差分法检验“营改增”对企业研发强度的影响方向和程度，结果显示：“营改增”显著促进了企业研发强度，且具有时间累积效应，即实施“营改增”时间越长对企业研发强度的促进效应越大；“营改增”的实施对于东部地区、35个大中城市及民营企业、外资企业研发强度的影响程度越大，即位于东部地区的五个一线城市的民营企业、外资企业在“营改增”后企业研发强度增加更多。

二、理论分析与研究假说

本文关注“营改增”实施后，由于增值税的进项抵扣项、税基和税率调整对企业自主研发创新产生积极作用。当前，企业也可能因增值税进项抵扣中的部分条款，在自主创新与专利技术外包之间进行权衡。①

Barro & Sala-i-Martinzai[20]建立的产品品种数量扩张长模型，采用产品种类数量衡量技术创新水平，为当前研究中国研发创新问题提供了分析框架。但本文首先考虑税收及税制改革因素，在宏观经济平衡增长路径上分析税收及“营改增”的影响，更契合宏观经济政策的长期效应特质；此外将企业的技术创新分为自主研发创新与技术购进创新，符合当前中国企业在技术创新过程中的行为选择。假设企业的最优生产选择分为企业产品生产和企业研发生产两个部分，企业产品生产分为最终产品生产和中间产品生产，企业研发生产解决企业研发投入的选择以及研发投入在自主研发与技术购进之间分配的选择。

首先，产品生产部分。在最终产品生产部门中，中间产品以D-S形式进入生产，中间产品种类数量 N(t)是连续，N(t)衡量代表性企业生产过程中的技术复杂程度，采用中间产品数量来衡量企业技术水平。最终产品生产函数为：

假设最终产品价格 PY=1，tv为增值税率，tp为营业税，所得税税率为零，β代表企业在缴税过程中“营改增”的程度，β∈[0，1]，当β=1时，说明流通环节全部缴纳增值税；当β=0时，流通环节只缴纳营业税。当税收不可转嫁时企业的利润函数为：

由最优化一阶条件，得：

假设中间产品生产平均成本和边际成本均为c，c为常数，同时有 0＜c＜1，②将（3）代入生产中间产品利润函数，有：

可知，产品生产与中间产品生产成本、劳动力以及“营改增”前后税制变化相关，“营改增”税制改革参数A影响到企业最终产品生产。

其次，研发生产部分。企业研发投入分别配置在自主研发和购进技术消化吸收，企业进行研发创新是盈利的内生行为，通过增加中间产品数量增加最终产品的生产。企业研发面临的是一个两阶段的模型，首先企业需要决定是否在研发创新上进行投入？只有企业研发投入获得预期利润的净现值大于当前研发支出时，企业才会在研发创新上进行投资；其次企业需要决定如何在自主研发和消化吸收之间进行分配。该两阶段模型采用逆向回归法进行求解，从第二阶段开始求解。

企业研发部门面临的生产函数形式为[10]：

(t)为研发创新结果，中间产品种类数量衡量研发创新成果。Z1(t)代表自主研发投入，Z2(t)代表消化吸收购进技术的投入，包括购进前沿技术、购置相关的设备、聘请和培训研发人员等企业支出。γ和 1-γ分别衡量自主研发投入、消化吸收投入在总研发投入中的占比。γ越大自主研发占比越大，技术越靠近所在技术领域的前沿，γ∈[0，1]。δ衡量自主研发技术与购进技术的替代关系，δ∈（0，∞）。φ1、φ2分别衡量自主研发和模仿研发的生产效率。

结合（8），最优化一阶条件得到均衡时的自主研发投入和模仿创新投入分别为：

均衡时技术创新水平为：

回归第一阶段企业如何决定研发总投入？假定中间产品发明者可以永久垄断该项成果的收益，那么该中间产品收益贴现为：

据Barro（1995）企业自由进入研发条件，研发市场是完全竞争的，企业可以自由进出研发市场。因此企业研发创新仅仅得到正常利润，有：

其中，βtvZ(t)为企业在缴纳增值税过程中产生的研发抵扣部分，研发抵扣有效降低研发成本，Z(t)≥0。

结合（8）～（12）有研发投入均衡条件：

假设代表性家庭为具有无限寿命的 Ramsey家庭，且具有不变跨期替代弹性的消费偏好，人口增长率为0近似劳动生产力外生，ρ为主观时间贴现率，θ为跨期替代弹性的倒数，居民获得的资产收益率为r(t)。代表性家庭满足欧拉方程，据最优消费规则有均衡条件：

将（13）代入（14），长期经济均衡增长路径为：

式（16）描述了“营改增”过程中企业研发强度的决定机制，企业研发强度是主观时间贴现率、企业生产效率、自主研发投入比重、研发生产效率、“营改增”的程度以及流转税税率的复杂函数。考虑到短时间内主观时间贴现率、企业生产效率、自主研发投入比重、研发生产效率相对稳定，分析“营改增”的程度以及流转税对企业研发强度的影响。有：

同时图1也显示“营改增”前后税率差对企业研发强度的影响明显，“营改增”后流转税税率下降对企业的研发强度的影响是正向的，且随着“营改增”的程度增加而上升，“营改增”后流转税税率上升对企业的研发创新的影响存在门限效应，只有当β＞β*时，“营改增”程度的上升对企业研发强度的影响才是正向的，根据中国当前的实际情况，流转税税率的差异从另一个角度显示企业规模、企业所处的产业及区域的差异。由此提出本文的研究命题 2：“营改增”对企业研发强度有正向促进作用，但是这种促进作用受企业规模大小、企业所处的产业及区域的影响。

图1 公式（19）结果变化模拟（模拟图中加粗的部分小于0）

三、研究方法

（一）计量模型设定

评价“营改增”政策对企业研发强度的影响，直观方法是比较企业在“营改增”前后在研发强度上的差异，但这种差异不仅受到企业是否在“营改增”政策实施范畴的影响，还受到同一时间内其他财税政策的影响。考虑到这些共时性以及历时性因素的干扰，本研究采用双重差分固定效应模型这一准自然实验方法。首先，“营改增”政策是中央政府进行的全国性分行业分步骤的战略布局，符合“自然实验”的要求；其次，企业的研发行为不会因为“营改增”政策实施发生迁移，也不会因为所处的地理位置因素受到差异性影响，进一步确保了“营改增”对上市企业的研发强度影响的外生性。结合命题1、2，设定研究的计量模型为：

其中，yint衡量第i个行业第n家企业t年的研究强度；treatin衡量实验组中第i个行业第n家企业；timet衡量“营改增”政策实施的前与后，政策实施前赋值为0，政策实施后赋值为1；X为控制变量，包括企业规模、企业规模的平方项、资本密集度、企业盈利能力、企业年龄。企业研发是一个累积的过程，同时与所处地区的宏观经济水平等有关，因此，为消除企业自身、城市发展等固有因素的影响，控制模型（a）中的企业固定效应γit；为了进一步控制全球金融环境以及通胀水平等随时间变化而变化的影响因素，控制模型（a）中的年份时间固定效应θt；εit为随机误差扰动项。本文主要考察α1的估计参数值的显著性和大小。

考虑到“营改增”对企业研发强度的累积影响，对公式（a）进行“营改增”实施年限拆分处理。以“营改增”实施当年为第1年，随后年份累加。以 2012年上海现代服务业的企业为例，2012年赋值为1，2013年赋值为2，逐年累加到2019年为8，2011年以及之前年份赋值为0。因此有：

其中，βs分别衡量“营改增”实施后第s年对企业研发强度的影响程度，其他变量与式（a）保持一致。

（二）数据说明

本文的研究样本区间为2009—2019年。③以中国A股上市企业为研究对象，采用中国证监会发布的上市公司行业分类标准对样本进行行业划分。④数据均来源于CSMAR数据库。采用中国上市企业的研发强度为因变量，检验“营改增”政策实施对企业研发强度的影响。研发强度采用上市企业当年的研发支出总额占营业收入的比例，控制变量包括企业规模、企业规模的平方项、资本密集度、企业盈利能力、企业年龄。

（三）描述统计分析

根据双重差分模型定义，将研究样本分为三类：treat=0，time=0、treat=1，time=0和treat=1，time=1，对三组样本进行描述统计分析，结果如表1所示。标准组样本19 530个，研发强度均值4.289；对照组“营改增”前样本940个，研发强度2.925；对照组“营改增”后样本3 597个，研发强度均值6.798。为了更加精准测度两组差异，采用样本均值检验方法，结果如表2所示。没有纳入“营改增”改革范畴的企业与纳入“营改增”改革范畴的企业相比，研发强度均值显著低1.708；纳入“营改增”改革范畴企业在政策实施前与实施后相比，研发强度显著低3.873。

表1 研究样本研发强度分布

表2 企业研发强度的分组均值检验

四、计量检验结果

从实证检验的角度出发，着重考察税制改革后经济增长效应，探讨“营改增”政策实施对企业研发强度的影响，采用双重差分模型通过设定的计量回归模型（a）、（b）验证命题1、命题2。

（一）基本回归分析

根据计量模型假设（a）、（b）评价“营改增”对企业研发强度的影响作用，基本回归结果如表3 所示。表3第1、2列分别采用OLS回归分析方法和双重差分检验（DID）评价“营改增”实施对企业研发强度的影响。政策效应项的系数估计值显示“营改增”确实显著促进了企业研发强度的增加，“营改增”后企业研发强度提高了65.1个百分点。同时研究还检验了企业规模与企业研发强度之间是显著的U型关系，但是企业规模估计系数显示当前企业的平均规模还没有达到临界水平。企业盈利能力、企业年龄、固定资本率会显著促进企业研发强度的增加，而企业的资本密集度与企业研发强度值之间关联不显著。

表3 “营改增”对企业研发强度影响的回归结果

考虑到企业研发投入的持续性，我们就“营改增”对企业研发强度的累积效应进行评价。根据公式（b），以“营改增”实施的年限衡量政策效应，进行双重差分检验结果如表3第3列所示，“营改增”实施年限对企业研发强度的促进作用具有放大累积效应，政策效应估计系数从政策实施当年的翻倍后逐渐回落到政策实施第 4年的0.777，再逐渐上升到政策实施第8年时再次翻倍，再次验证了“营改增”在激励企业研发投入方面的累积效应。

由于双重差分模型的基本假设是“自然实验”，本文采用安慰剂检验方法来验证企业研发强度的变化是“营改增”的税改政策导致的，具体做法是将政策实施的年限分别提前1年和2年，得到的回归结果是表3的第4、5列。结果显示，当“营改增”政策实施的年份分别提前1年和2年时，政策效应项均不显著，说明“营改增”实施前纳入“营改增”范围的企业和没有纳入“营改增”范围的企业之间的研发强度之间没有显著差异，而“营改增”之后企业研发强度的显著差异确实是“营改增”政策所导致的，由此也证明了采用双重差分模型所得到计量检验结果的可信度和有效性。

双重差分模型只有满足“营改增”政策冲击前实验组和对照组的研发投入没有显著差异的条件下，即满足平行性假定条件，得到的双重差分估计量才是无偏的。对于上述结果，如果实施“营改增”与非“营改增”企业的研发投入在事前存在时间趋势差异，那么企业研发投入的变化就有可能不是”营改增“政策实施所导致，而是由于事前时间趋势的不同引起的。为了验证”营改增”政策实施前，“营改增”与非“营改增”企业的研发投入是否存在平行趋势，我们将“营改增”政策实施分别提前1年和2年考察企业的研发投入情况，回归结果如表3的第4、5列所示。从回归结果来看，“营改增”政策实施分别提前1年和 2年企业研发投入的政策效应不存在显著影响。因此，在“营改增”政策实施之前企业的研发投入并没有显著增加，这说明“营改增”政策确实对企业的研发投入产生了作用。

以上实证分析结果表明，“营改增”实施后，企业显著提高了研发强度，且研发强度的提高具有时间累积性，实施的时间越长对企业研发强度的促进作用越大，验证了命题1的内容。

（二）基于企业异质性的回归分析

接下来分析企业异质性是否影响“营改增”对企业研发强度作用差异。异质性分析从区域、总部所在城市的规模及产权性质三个方面进行。基于2009—2019年上市企业的地理区域、城市规模、产权性质进行分类回归，结果如表4所示。

表4 “营改增”对企业研发强度影响的异质性回归结果

表4第1～4列分别报告了企业所在区域为东部、中部、西部、东北地区的上市企业的计量回归结果。结果显示：“营改增”政策实施提高东部地区企业研发强度70.5个百分点，并且企业研发强度的政策累积效应显著地逐渐加强；对中部、西部和东北地区企业的研发强度总效应为负，“营改增”效应项分年度进入模型（表5第2～4列）后当年的政策效应项均为正，从第2年开始政策效应开始为负，中部地区的政策效应逐渐开始具备统计学意义。

表4第5～7列分别报告了企业所在城市规模属于5个大一线城市、35个大中城市、70个大中城市⑤的计量回归结果。结果显示：对于注册所在地为北京、上海、天津、广州、深圳的企业而言，“营改增”显著提高企业研发强度32.7个百分点；对注册所在地为 35个大中城市的企业而言，“营改增”显著提高企业研发强度的66.9个百分点；70个大中城市的企业政策效应系数为负，将“营改增”效应项分年度进入模型（表 5第7列）后政策效应项估计系数经历了“正—负—正”的过程，但估计系数均不具备统计学意义。

表5 “营改增”对企业研发强度影响的异质性回归结果（政策效应分年度）

表4 第8～12列分别报告了企业产权属性为中央国有企业、地方国有企业、外资企业、民营企业、公众企业的计量回归结果。结果显示：“营改增”显著提高了外资企业、中央国有企业、民营企业的研发强度，地方国有企业的政策总效应目前为负。将“营改增”效应项分年度进入模型（表5第8～12列）后，中央国有企业的政策累积效应逐年下降，外资企业的政策累积效应逐年增强，民营企业的政策效应经历了“正—负—正”过程，估计系数值均具有统计学意义。

以上实证分析结果表明，在其他因素不变的情况下，“营改增”显著提高了东部地区、35个大中城市、外资企业和民营企业的研发强度，政策的累积效应随政策实施时间存在波动，说明“营改增”对企业研发强度的正向促进作用因企业所在的区域、城市规模、产权属性而存在差异，验证了命题2。

五、结论与政策建议

根据内生经济增长和税收政策文献，税制改革对企业研发强度具有长期且深度的影响。本文构建了基于创新驱动的内生经济增长框架，将“营改增”税制改革引入实验设备增长和产品种类扩展模型衡量技术进步的内生过程，基于理论模型求解“营改增”财税改革在平衡增长路径下的促进效应和给定中国“营改增”政策前后企业研发强度的模型数值模拟结果，由此提出本文的研究命题。在此基础上，利用2009—2019年中国上市企业数据，采用多时点双重差分模型方法进行实证检验。结果显示：“营改增”税制改革后企业显著提高了65.1个百分点的研发强度，进一步将政策以实施具体年限代替政策项进入方程，“营改增”税制改革对企业研发强度的影响具有时间累积效应，即实施“营改增”时间越长对企业研发强度的促进效应越大；若将企业异质性特征考虑其中，“营改增”税制改革对于东部地区、35个大中城市及民营企业、外资企业研发强度的影响程度越大，也就是说，位于东部地区的35个大中城市的民营企业和外资企业在“营改增”实施后企业研发强度增加更多。

本研究的启示如下：“营改增”配套支持政策以及创新环境培育对于“营改增”促进对企业研发创新作用十分重要。理论机制分析显示经济增长平衡路径上，营业税缴纳抑制企业研发投入，而增值税通过税基变动、进项抵扣激励企业增加研发投入；“营改增”实施范围越大对企业研发强度的激励效应越明显，“营改增”实施范围越小对企业研发强度的激励效应有可能为负，具体情况与“营改增”前后税率的变化有关；“营改增”实现了促进企业转型升级发展的初衷。因此，政府税务部门在“营改增”政策实施中需要充分考虑税率变化对企业带来的影响，在当前税收抵扣链条不完整的情况下，可以相应缩小增值税税率与营业税税率之间的差异，完善研发减税抵扣政策，进一步放大“营改增”在企业研发创新方面的政策红利。同时，“营改增”激励企业增加研发投入，且这种激励效应对于经济越发达越开放地区的民营企业更强。

因此，国家应该在“营改增”提高企业研发强度的基础上，进一步激发企业的创新意愿，提高企业创新能力。具体可以考虑从以下几个方面着手：第一，加大知识产权保护力度，保护企业创新成果。研发创新的外部效应在互联网信息时代得到放大，完善专利保护制度一方面可以使创新者得到更高的预期利润和更大的创新激励，另一方面可以促进技术和产品在经济空间的合理布局。第二，加大中西部地区人力资本培养储备和引进力度，人力资本是创新第一要素，供给侧改革将人力资本质量定位为经济发展新动能。加大中西部地区人力资本储备，完善人力资本管理机制，提高人力资本积累，形成提高企业研发创新的新动能。[11]第三，营造公平的营商环境，激发企业研发创新热情，提高政府工作效率、减少不必要的政府干预；加强地方腐败监管、减少企业寻租空间；实现公平竞争审查制度法律化、规划范，确定公平竞争政策在国民经济运行中的基础性地位。第四，逐渐完善研发抵押制度，培育多样的融资环境，制定研发抵押核算标准，规范研发抵押价值核算体系，提高企业研发投入的外部融资可行性。

注释：

① 根据《增值税暂行条例》中第十五条免征增值税中“(四)直接用于科学研究、科学试验和教学的进口仪器、设备”、《营业税改征增值税试点实施办法》第十二条“在境内销售服务、无形资产或者不动产，是指：（一）服务（租赁不动产除外）或者无形资产（自然资源使用权除外）的销售方或者购买方在境内”、第二十四条对进项税额抵扣部分界定为“进项税额是指纳税人购进货物、加工修理修配劳务、服务、无形资产或者不动产，支付或者负担的增值税额”、第二十五条“下列进项税额准予从销项税额中抵扣：从单位或者个人购进服务、无形资产或者不动产，自税务机关或者扣缴义务人取得的解缴税款的完税凭证上注明的增值税额”。企业进行研发抵扣和免征增值税的项目主要可以分为：1）企业自主研发过程中的仪器设备和不动产；2）购进技术服务、无形资产以及消化吸收过程中产生的支出。

② 前文假设 PY=1，中间产品与最终产品之间是一一对应关系，中间产品价格应该小于最终产品价格，有PY＞Px，同时根据企业生产的目标函数，Px≥AC，Px≥MC，因此生产中间产品的平均成本和边际成本与中间产品价格、最终产品价格之间的关系为：PY＞Px≥AC＞0；PY＞Px≥AC＞0。

③ 考虑新型冠状病毒肺炎疫情对经济的影响，本研究时间区间设定为2009—2019年。

④ 对研究样本进行如下初步筛选：剔除借壳上市样本120个，剔除ST上市样本74个，剔除B股上市样本48个，剔除固定资产比率等于0的样本8个，剔除试点期间上市企业注册地发生迁移样本0个，最后得到研究样本24 067个样本。

⑤ 35个大中城市是指直辖市、计划单列市及省会城市的集合。70个大中城市是指从2005年开始，在35个大中城市基础上增加的经济发展较快的其他35个城市，增加的城市具体包括唐山、秦皇岛、包头、丹东、锦州、吉林、牡丹江、无锡、扬 州、徐州、温州、金华、蚌埠、安庆、泉州、九江、赣州、烟台、济宁、洛阳、平顶山、宜昌、襄樊、岳阳、常德、惠州、湛江、韶关、桂林、北海、三亚、泸州、南充、遵义、大理。分析中，35个大中城市分析不包括5个大一线城市的样本，70个大中城市分析不包括 35个大中城市的样本。（数据来源：http://www.gov.cn/ztzl/2006-06/30/content_323815.htm）