姜 安，黃惠丹，吳松彬

(深圳大學 a.馬克思主義學院;b.經濟學院,廣東 深圳 518060)

一、引言

R&D稅收激勵是政府通過稅收抵扣(R&D tax allowance)、抵免(R&D tax credits)或免征以及其他優(yōu)惠方式增強企業(yè)的稅后自有資金，保障企業(yè)下一生產周期能夠有充足資金提升R&D投入(Mansfield，1986[1])。技術創(chuàng)新是新常態(tài)下供給側改革補短板的核心力量，也是經濟高質量持續(xù)發(fā)展的主要標志，其對經濟增長的重要性早被古典經濟增長理論和內生經濟增長理論所強調和認可(Arrow，1962[2];Romer，1986[3])。我國創(chuàng)新正處于數(shù)量激增到質量攀升的階段，是唯一的橫跨“創(chuàng)新鴻溝”的中等收入經濟體，這和中國強有力的創(chuàng)新激勵政策分不開(1)摘自國家知識產權局的報告。網址：http://www.sipo.gov.cn/mtsd/1126208.htm。。有數(shù)據(2)2009—2015年《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》中的加計扣除及企業(yè)所得稅減免總減免額從2009年的410.96億元上升至2015年的1151.61億元。表明，隨著我國R&D稅收減免規(guī)模不斷攀升，特別是在當前經濟下行壓力劇增和實體經濟人口紅利減少的背景下，2019年政府工作報告發(fā)布力度空前的減稅降費政策，直擊實體經濟的痛點和難點，著眼企業(yè)發(fā)展后勁和財政可持續(xù)。可見，減稅對宏觀經濟持續(xù)穩(wěn)定和高質量發(fā)展的重要性不言而喻。

然而大規(guī)模的R&D稅收優(yōu)惠政策是否有效激勵了企業(yè)創(chuàng)新，引發(fā)了政策制定者和研究人員的廣泛討論和質疑。無論是國外的經驗研究抑或國內的假說檢驗，研究結論莫衷一是。多數(shù)實證研究表明R&D稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新具有正效應。國外學者代表如Mansfield(1986)[1]早在1986年就為R&D稅收激勵的擠入效應提供了經驗證據。Bloom等(2002)[4]用跨國數(shù)據進一步檢驗并支持了R&D稅收優(yōu)惠的長短期正向激勵效應的假說。而較新研究代表Thomson(2017)[5]承認R&D稅收抵免短期內的激勵效應，但質疑并認為其長期內對企業(yè)的R&D投入的擠入效應并不明顯。國內研究同樣頗具爭議。王春元(2017)[6]、鄭寶紅和張兆國(2018)[7]實證結果符合預期，為R&D稅收優(yōu)惠正效應提供了有力說明。與之相反，楊國超等(2017)[8]、徐長生和孔令文(2017)[9]以及黎文靖和鄭曼妮(2016)[10]研究結果相似，認為可能存在創(chuàng)新假象和研發(fā)泡沫，R&D稅收優(yōu)惠并未帶來研發(fā)投入的增加。基于此，一個迫切研究的問題需要回答：到底是什么原因造成其結果眾說紛紜，究竟如何有效識別R&D稅收優(yōu)惠政策的激勵效應？

本文通過梳理文獻發(fā)現(xiàn)，與研究結論相左的原因主要有三點：第一，解決內生性問題的方式異同造成R&D稅收激勵效應的差異。內生性是研究R&D稅收激勵效應時無法避免的關鍵問題，其來源主要是核心解釋變量R&D稅收激勵和因變量R&D支出互為因果帶來所謂的即時性(simultaneity)(Thomson，2017[5])和自選擇特性(Rao，2016[11])。為解決該問題，學者們主要通過引入R&D使用成本(User Cost)(Jorgenson，1963[12])的概念，抑或使用研發(fā)強度與R&D稅收激勵力度進行回歸來緩解內生性。第二，指標選取的差異。在核心解釋變量R&D稅收激勵方面，以往的企業(yè)數(shù)據庫很難找到R&D稅收優(yōu)惠金額、稅收優(yōu)惠種類等相關數(shù)據，這給準確評估R&D稅收激勵政策效應帶來一定挑戰(zhàn)。在解釋變量R&D支出方面，學者集中從研發(fā)投入(胡凱和吳清,2018[13])、研發(fā)產出(黎文靖和鄭曼妮,2016[10])測度企業(yè)創(chuàng)新，不同的測量指標造成R&D稅收激勵效應的異同。第三，R&D稅收激勵政策的動態(tài)調整給其效應評估帶來一定干擾(汪沖和江笑云,2018[14])。雖然稅收優(yōu)惠額度與開發(fā)研究費用的披露力度逐步增強，但從2008—2019年，中國R&D稅收激勵政策體系仍處于不斷調整和優(yōu)化的過渡期。以廣泛實施的研發(fā)加計扣除政策為例，在給定2008—2019年的時間跨度內，我們在國家稅務總局數(shù)據庫(3)國家稅務總局稅收法規(guī)庫網址：http://hd.chinatax.gov.cn/guoshui/main.jsp。中輸入“研發(fā)加計扣除”字樣，輸出結果竟高達13條，其中關于該政策調整的條例共出現(xiàn)7次。另外也有學者(汪沖和江笑云,2018[14])發(fā)現(xiàn)高新技術企業(yè)資格認定和稅收激勵共同作用下的企業(yè)營收規(guī)模擴張顯著提高了企業(yè)下一年度不能持續(xù)獲得減免的可能性，因而R&D稅收激勵政策不斷調整和企業(yè)享受該政策的間斷性一定程度上為揭示R&D稅收政策激勵效應增加了難度。

本文需著重解決兩個需要回答的疑問，即采取何種緩解內生性的處理方式來有效識別R&D稅收激勵效應以及如何選擇合適的變量指標來增加研究結論的信服度。鑒于此，嘗試利用2008—2014年全國稅收調查數(shù)據(包含豐富的R&D稅收減免指標)，以R&D增值稅優(yōu)惠政策(財稅2011年[100]號增值稅政策)作為研究對象，通過篩選出僅享受門檻較低的R&D增值稅優(yōu)惠政策的樣本企業(yè)的方式構造自然實驗，從創(chuàng)新數(shù)量和質量視角捕捉R&D增值稅優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響。本文的邊際貢獻歸納為三點：第一，內生性處理方面，通過數(shù)據篩選的方式構建自然實驗，排除其他R&D稅收激勵政策影響及R&D稅收激勵政策的自選擇干擾，即降低了以往研究R&D稅收優(yōu)惠政策效應中的內生性問題，以準確識別R&D稅收激勵政策的凈效應。第二，指標測量方面，以往研究(吳松彬等,2018[15];劉放等,2016[16])多集中探討R&D稅收激勵政策與企業(yè)創(chuàng)新投入和產出，忽視了我國創(chuàng)新著力點已從創(chuàng)新數(shù)量到創(chuàng)新質量的轉變事實，而R&D稅收激勵政策的最終目的不僅是增加創(chuàng)新數(shù)量更是提升企業(yè)的創(chuàng)新質量。除了考察創(chuàng)新數(shù)量，還明確了R&D稅收激勵政策是否提高了企業(yè)創(chuàng)新質量，符合我國創(chuàng)新發(fā)展階段的事實，更能準確識別R&D稅收激勵效應。第三，研究對象方面，有學者發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在為繞過企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策門檻而進行策略性創(chuàng)新(楊國超等,2017[8])的行為。而本文將研究對象設定為門檻較低的R&D增值稅優(yōu)惠政策，對進一步思考我國稅收優(yōu)惠政策高門檻存在的必要性具有一定啟示。

二、研究對象和作用機制

(一)研究對象說明：R&D增值稅激勵政策

本文研究對象為實施于軟件產業(yè)的R&D增值稅優(yōu)惠政策(即財政部和國家稅務總局聯(lián)合發(fā)布的[2011]100號文件(4)財稅[2011]100號文件網址：http://www.chinatax.gov.cn/n810341/n810765/n812156/n812464/c1186045/content.html。)。該政策主要包括如下三條內容：一是增值稅一般納稅人銷售其自行開發(fā)生產的軟件產品，按17%稅率征收增值稅后，對其增值稅實際稅負超過3%的部分實行即征即退政策。二是增值稅一般納稅人將進口軟件產品進行本地化改造后對外銷售，其銷售的軟件產品可享受本條第一款規(guī)定的增值稅即征即退政策。本地化改造是指對進口軟件產品進行重新設計、改進、轉換等，但不包括單純對進口軟件產品進行漢字化處理。三是納稅人受托開發(fā)軟件產品，著作權屬于受托方的征收增值稅，著作權屬于委托方或屬于雙方共同擁有的不征收增值稅；對經過國家版權局注冊登記，納稅人在銷售時一并轉讓著作權、所有權的，不征收增值稅。整體而言，該政策具有以下特征：一是較低的增值稅稅負。財稅字[1999]273號文件(5)[1999]273號文件的網址：http://www.chinatorch.gov.cn/kjb/zcwj/199911/3fd6ee9b8a374526b8bb4804d082cb2e.shtml。規(guī)定軟件產品的增值稅稅負為6%，而財政部和國家稅務總局聯(lián)合發(fā)布的[2011]100號文件(6)財稅[2011]100號文件網址：http://www.chinatax.gov.cn/n810341/n810765/n812156/n812464/c1186045/content.html。規(guī)定R&D增值稅優(yōu)惠政策將軟件企業(yè)的增值稅稅負限定在3%以內。較低的增值稅稅負會提高軟件企業(yè)進行高質量軟件產品開發(fā)的動力，在一定程度上消除了軟件產業(yè)與上下游產業(yè)的聯(lián)通壁壘。二是R&D增值稅優(yōu)惠政策適用于企業(yè)自行研發(fā)的軟件產品，注重企業(yè)突破式創(chuàng)新，同時還支持引進改造和再設計國外先進軟件技術，兼顧軟件企業(yè)進行突破式創(chuàng)新。三是有效避免企業(yè)重復征稅，進一步厘清軟件企業(yè)的納稅邊界。如R&D增值稅優(yōu)惠政策出臺后，轉讓所有權和著作權不繳納增值稅，只需按條例繳納營業(yè)稅，進一步厘清了軟件企業(yè)的納稅邊界。四是拓寬了軟件產品內涵，進一步明晰了政策作用對象。R&D增值稅優(yōu)惠政策在以往政策的基礎上進一步延伸了軟件產品定義，借鑒《計算機軟件保護條例》(國務院令第399號)(7)國務院令第399號網址：http://www.cqsoft.org/index2.php?c=article&id=118。的規(guī)定，將軟件產品統(tǒng)一定義為“計算機程序和有關文檔”，其主要包括計算機軟件產品、信息系統(tǒng)和嵌入式軟件產品。且在實際操作中，只要通過相關軟件產品審核批準(8)主要有兩種審核批準。第一種是取得省級軟件產業(yè)主管部門認可的軟件檢測機構出具的檢測證明材料；第二種是取得軟件產業(yè)主管部門頒發(fā)的《軟件產品登記證書》或著作權行政管理部門頒發(fā)的《計算機軟件著作權登記證書》。，即可享受該政策。

本文選取實施于軟件產業(yè)的R&D增值稅優(yōu)惠政策(財稅[2011]100號增值稅政策)作為研究對象，原因主要有三點：一是軟件產業(yè)和集成電路產業(yè)一直是我國重點支持的產業(yè)之一，也是我國稅收優(yōu)惠重點實施對象，其R&D增值稅激勵政策體系較為成熟，企業(yè)迎合政策的動機和可操作性較低，有助于觀察該政策的真實激勵效應。二是軟件產業(yè)和集成電路產業(yè)的R&D增值稅激勵政策(財稅[2011]100號)的準入門檻較低，普惠性較強，具有較高的稅收中性，具有良好的推廣價值。如該政策規(guī)定具備兩證(9)省級軟件產業(yè)主管部門認可的軟件檢測機構出具的證明，以及軟件產業(yè)主管部門頒發(fā)的相關證書。的企業(yè)即可享受優(yōu)惠政策。三是軟件產業(yè)和集成電路產業(yè)的R&D增值稅激勵政策與《企業(yè)所得稅法》政策不能同時享受。依照財稅[2012]27號政策(10)財稅[2012]27號政策的網站：http://www.chinatax.gov.cn/n810341/n810765/n812151/n812421/c1083639/content.html。的第二十二條規(guī)定，集成電路生產企業(yè)、集成電路設計企業(yè)和軟件企業(yè)等企業(yè)有機會享受企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策與其他相同方式優(yōu)惠政策，則由企業(yè)選擇一項最優(yōu)惠政策執(zhí)行(即企業(yè)可選擇優(yōu)惠力度最大的稅收政策)，不疊加享受。而作為一個理性個體，企業(yè)基于利潤最大化視角，會在《企業(yè)所得稅法》和R&D增值稅優(yōu)惠政策進行權衡，選擇最有利于自身發(fā)展的政策。政策的不疊加享受有助于本文政策研究效應更為精準。

(二)R&D增值稅激勵的作用機制分析

R&D增值稅激勵政策(財稅[2011]100號文件)短期內直接增加了企業(yè)稅后結余資金，中期內提升了企業(yè)R&D投入量，長期內軟件企業(yè)專利數(shù)量的顯著提升帶動創(chuàng)新質量的提高。

首先，在政策初始階段，R&D增值稅優(yōu)惠政策通過降低企業(yè)稅負和彌補企業(yè)創(chuàng)新要素投入，增加可支配現(xiàn)金流，進而降低創(chuàng)新風險(黃志忠等,2015[17];劉波等,2017[18])。軟件開發(fā)過程充滿一系列的不確定性，而軟件行業(yè)的高風險和技術溢出性較其他行業(yè)更為突出。但也因其高技術含量、高收益、高風險、高成長性和低能耗，激發(fā)我國出臺一系列R&D稅收激勵政策扶持軟件產業(yè)發(fā)展。而R&D增值稅激勵政策通過減征或免征的方式有效地降低了企業(yè)增值稅稅負，使得軟件企業(yè)的增值稅稅負長期保持在3%以內，間接增加企業(yè)可支配現(xiàn)金流(黃志忠等,2015[17];王君實,2000[19];聶瑾茗,2016[20])，促使企業(yè)購買更多的R&D設備和人力資本。另外，降低企業(yè)資金短缺、占用和研發(fā)費用支出風險，有助于降低軟件企業(yè)對創(chuàng)新要素的敏感性，增強軟件企業(yè)創(chuàng)新意愿。

其次，在政策實施中期，R&D增值稅激勵政策是政府通過稅式支出分擔企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的部分投資風險，間接作用于研發(fā)活動全程，促進企業(yè)加大創(chuàng)新要素投入(江靜,2011[21])。軟件開發(fā)創(chuàng)新活動主要經過研究發(fā)明、開發(fā)設計、產品調試和軟件產業(yè)化四個階段，而其中任何環(huán)節(jié)的創(chuàng)新要素投入不足都會導致軟件產業(yè)化失敗。在研究發(fā)明階段，R&D增值稅激勵政策通過鼓勵企業(yè)進行突破式和漸進性創(chuàng)新降低企業(yè)創(chuàng)新的試錯成本，引導企業(yè)積極開展研發(fā)創(chuàng)新。在開發(fā)設計階段，企業(yè)通過優(yōu)勢互補、資源共享的方式合作開發(fā)軟件，共享軟件成果著作權和所有權，進而降低企業(yè)創(chuàng)新要素投入成本(高金平,2016[22])。在軟件產品調試階段，R&D增值稅激勵政策保證了企業(yè)增值稅稅負穩(wěn)定在3%以內，從而增進企業(yè)研發(fā)資本投入和提升新軟件產品質量，激勵軟件企業(yè)加速產品大規(guī)模生產。在軟件銷售階段，R&D增值稅激勵政策降低了軟件企業(yè)對軟件產品交易的營業(yè)稅和增值稅的識別風險，通過降低交易成本提高軟件產品交易收益，增進軟件企業(yè)新產品再研發(fā)動力。

最后，R&D增值稅激勵政策通過不斷增加創(chuàng)新投入，助推企業(yè)創(chuàng)新成果的持續(xù)產出，最終提高企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量(張文春,2006[23];陶虎等,2013[24])。創(chuàng)新數(shù)量和質量的提升主要從以下三個機制實現(xiàn)：一是成本降低機制。R&D增值稅優(yōu)惠降低新軟件產品交易成本，提升市場競爭優(yōu)勢，進而增進創(chuàng)新產品銷售量和市場份額，即軟件產品收益長期內具有較強突破性和輻射性(孫繼紅等,2013[25])。二是信號機制。R&D增值稅的信號作用增進軟件企業(yè)獲取更多外部研發(fā)資金支持(如社會資本等)，推動企業(yè)研發(fā)資金在社會資本和政府減免稅政策刺激下爆發(fā)式增長，進而提升企業(yè)軟件開發(fā)的成功率和產出規(guī)模。而軟件企業(yè)的創(chuàng)新成果多以新軟件產品和專利的形式存在，意味著R&D增值稅的信號作用間接增進企業(yè)的專利申請量。三是競爭機制。軟件行業(yè)較其他行業(yè)具有較高的競爭性、技術外溢性和模仿性。為繼續(xù)穩(wěn)固和拓寬已有的市場份額，軟件企業(yè)通過調整技術資源結構和重塑創(chuàng)新要素作用關系，拓展新領域內創(chuàng)新成果，增加發(fā)明專利或新產品產值，提高企業(yè)的行業(yè)競爭力以及社會影響力。綜合上述分析提出如下假說：

假說H1：R&D增值稅激勵政策增進企業(yè)加大R&D投資。

假說H2：R&D增值稅激勵政策有效增加企業(yè)的創(chuàng)新產出數(shù)量和提升企業(yè)創(chuàng)新質量。

三、研究策略和數(shù)據解釋

(一)模型設置和變量測量

結合R&D增值稅激勵政策作用機制分析，本研究旨在探析R&D增值稅激勵政策對企業(yè)創(chuàng)新的凈效應，即R&D增值稅激勵政策對企業(yè)R&D投資和創(chuàng)新產出的影響。而較高普惠性和低門檻特征的R&D增值稅激勵政策保證了對照組和實驗組較為一致的增長趨勢。因此，通過篩選出僅享受門檻較低的R&D增值稅優(yōu)惠政策的樣本企業(yè)的方式構造自然實驗，從創(chuàng)新數(shù)量和質量視角捕捉R&D增值稅優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響，構建的DID回歸模型如下：

yit=β0+β1DIDit+β2Di+γDt+β3area+β4scale+β5owner+εit(i=1，…，n;t=2008，…，2014)

在計量模型中，核心被解釋變量yit統(tǒng)一設定為R&D投資和創(chuàng)新產出(創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質量)。研究對象為R&D增值稅激勵政策(財稅政策[2011]100號)的樣本企業(yè)。為捕捉政策實施前后企業(yè)的R&D投資變動情況，將數(shù)據庫中調查企業(yè)的R&D投資作為yit的子變量。在創(chuàng)新數(shù)量產出方面，學者利用企業(yè)的新產品產值和專利作為衡量指標。由于該數(shù)據庫中并不包含新產品產值，因此手工搜集企業(yè)專利申請量作為創(chuàng)新數(shù)量產出的替代指標。在創(chuàng)新質量方面，為探討企業(yè)的創(chuàng)新質量在政策實施前后是否發(fā)生顯著變化，借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)[10]的做法，利用發(fā)明專利申請量作為創(chuàng)新質量的替代變量。發(fā)明專利申請量數(shù)據均來源于國家知識產權局(11)專利數(shù)據來自國家知識產權局的專利檢索及分析網站http://www.pss-system.gov.cn/sipopublicsearch/portal/uiIndex.shtml。，搜集方式為手動搜集。

核心解釋變量：雙重差分法的要義是組內跨期、組間分別進行兩次差分。本研究構造兩組虛擬變量，分別為實驗組虛擬變量Di和試驗組虛擬變量Dt。 如果樣本i均屬于2011—2014年享受政策的軟件企業(yè)，Di則為1，否則為0。該變量系數(shù)反映享受政策企業(yè)與不享受政策企業(yè)的yit差異性。如果在政策享受時間內，Dt則為1，否則為0。該變量系數(shù)代表yit的時間趨勢。交叉項DID的系數(shù)是真正度量減免稅政策對高新技術企業(yè)的政策效應。因此雙重差分的優(yōu)點在于它同時控制了分組效應Di與時間效應Dt。只要政策虛擬變量外生，就可以得到DID系數(shù)β1的一致性估計量。

控制變量主要包括企業(yè)規(guī)模、盈利能力等企業(yè)屬性。為避免異方差，企業(yè)規(guī)模用企業(yè)總資產的對數(shù)表示，符號記作lnas。根據熊彼特的觀點，規(guī)模是企業(yè)進行創(chuàng)新的一個重要影響因素，而企業(yè)總資產越大，企業(yè)進行創(chuàng)新活動的能力越強。企業(yè)盈利能力用資產收益率(roa)、營業(yè)成本的對數(shù)(lnco)反映。這主要考慮到企業(yè)研發(fā)投入受企業(yè)內部融資約束，而企業(yè)盈利能力可緩解企業(yè)資金壓力，因而企業(yè)盈利能力是影響企業(yè)研發(fā)投入的主要因素。另外，還引入了企業(yè)性質啞變量owner、企業(yè)地區(qū)啞變量area。將企業(yè)經濟成分劃分為國有、私營和外資企業(yè)，并引入兩個啞變量進行控制。把我國經濟區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)。除此，還控制了樣本企業(yè)的時間效應，按照年份生成虛擬變量。變量具體定義和測量見表1。

表1 變量定義與測量

(二)方法說明

雙重差分法通過區(qū)分增長趨勢接近的對照組和實驗組樣本，在某一個時刻對實驗組給予政策沖擊，可有效刻畫政策效應。該方法的原理是基于一個反事實的框架來評估政策發(fā)生和不發(fā)生這兩種情況下被觀測因素的變化。研究的政策對象為門檻較低的R&D增值稅激勵政策，而該政策的較高普惠性和低門檻特征保證了對照組和實驗組具備較為一致的增長趨勢。因此，本研究運用雙重差分法對R&D增值稅激勵政策效應進行實證檢驗。選取雙重差分法對R&D增值稅激勵政策效應進行識別的原因主要有兩點：一是以往學者主要通過引入R&D使用成本(User Cost)的概念，抑或使用研發(fā)強度與R&D稅收激勵力度進行回歸來緩解內生性，從而無法真正捕捉R&D稅收優(yōu)惠政策的真實激勵效應。而本文通過篩選出僅享受門檻較低的R&D增值稅優(yōu)惠政策的樣本企業(yè)的方式構造自然實驗，使得實驗組和對照組盡可能滿足平行趨勢假設(Parallel Assumption)，利于構造雙重差分法估計模型來刻畫R&D增值稅激勵政策效應。二是R&D增值稅激勵政策效應估計結果會受宏觀政策干擾，部分學者運用DID模型對大范圍R&D激勵政策效應進行評估，難以保證政策實施組和對照組在樣本分配上的完全隨機。本文通過篩選僅享受R&D增值稅的企業(yè)，排除其他政策干擾，為提升R&D增值稅激勵政策效應研究的信服力提供支撐。

(三)數(shù)據處理和樣本選擇

本文所用的高新技術企業(yè)數(shù)據全部來源于2008—2014年的全國高新技術企業(yè)稅收調查。該數(shù)據庫具備豐富的稅收減免數(shù)據和微觀企業(yè)財務數(shù)據，為本文篩選指定樣本提供可靠保證。由于數(shù)據庫多個指標存在異常值，其數(shù)據處理過程如下：首先在數(shù)據整理階段，借鑒劉志彪和張杰(2009)[26]，參考其對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫微觀企業(yè)數(shù)據的處理細節(jié)，對2008—2014年高新技術企業(yè)數(shù)據進行處理：刪除主要變量出現(xiàn)缺失的樣本，主要變量有總資產、銷售收入、營業(yè)收入和營業(yè)成本；刪除一些明顯違背常識的統(tǒng)計變量，如企業(yè)總資產、研發(fā)和銷售收入出現(xiàn)負值的樣本；刪除銷售額增長率大于100%或者小于0的企業(yè)樣本。其次在數(shù)據篩選階段，為構造本文所需要的自然實驗，篩選具有可對比的實驗組和對照組，盡量確保R&D增值稅優(yōu)惠政策實施的隨機性與外生性。最后在樣本選擇方面，考慮到2011年R&D增值稅優(yōu)惠政策正式實施，篩選出17家僅在2011年享受但2012—2014年不享受該政策的企業(yè)作為對照組，而“實驗組”則是2008—2010年不享受R&D增值稅優(yōu)惠政策，但財務信息齊全且2011—2014年均享受該政策的35家企業(yè)(見表2)。而后續(xù)穩(wěn)健性討論中平行趨勢檢驗為該篩選方式的合理性提供了有力支撐。另外，為初步確認R&D增值稅優(yōu)惠政策對高新技術企業(yè)是否存在顯著激勵效應，將實驗組的高新技術企業(yè)和對照組的企業(yè)進行對比(見表3)。統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)實驗組和對照組在研發(fā)投資、創(chuàng)新數(shù)量和質量方面均呈顯著性差異，這為雙重差分模型運用提供一定依據。

表2 對照組與實驗組樣本量統(tǒng)計

表3 被解釋變量基本統(tǒng)計情況

四、實證結果與穩(wěn)健性討論

(一)R&D增值稅優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新的影響

表4報告了控制企業(yè)規(guī)模和盈利能力等變量后R&D增值稅優(yōu)惠政策對R&D投資、創(chuàng)新數(shù)量產出(專利申請)和創(chuàng)新質量(發(fā)明專利申請)的影響?；貧w結果分別見列(1)、列(2)、列(3)和列(4)。其中變量DID的估計系數(shù)為R&D增值稅優(yōu)惠政策的激勵效應。列(1)估計結果表明排除其他稅收優(yōu)惠政策干擾后，R&D增值稅優(yōu)惠政策的實施促使企業(yè)R&D支出平均增加49901.5元。這與徐長生和孔令文(2017)[9]、楊國超等(2017)[8]研究提及的研發(fā)操縱有所差異?？赡芙忉屖情T檻較低的R&D增值稅優(yōu)惠政策一定程度上削弱了企業(yè)為迎合政策門檻而進行研發(fā)泡沫的動力，進而為企業(yè)增加研發(fā)投資、發(fā)揮R&D增值稅激勵效應創(chuàng)造環(huán)境。列(2)～(4)是企業(yè)實施增值稅優(yōu)惠政策后創(chuàng)新產出變動情況，包括創(chuàng)新數(shù)量(企業(yè)專利申請)和創(chuàng)新質量產出(發(fā)明專利申請量)。其中列(2)、(3)、(4)估計結果展示R&D增值稅優(yōu)惠政策平均增加企業(yè)專利申請量2.24(e1.746-1)件(創(chuàng)新數(shù)量)、企業(yè)發(fā)明專利申請量0.65(e0.503-1)件(創(chuàng)新質量)和企業(yè)非發(fā)明專利申請變量0.26(e0.234-1)件。該發(fā)現(xiàn)表明R&D增值稅優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質量均具有促進效應。不同于黎文靖和鄭曼妮(2016)[10]的結論，該結果也間接表明R&D增值稅優(yōu)惠政策并未給企業(yè)策略性創(chuàng)新提供契機。除了2008—2014年樣本數(shù)據跨度期間我國重視企業(yè)自主創(chuàng)新和企業(yè)研發(fā)意識提高以及該研究政策的低門檻特征外，這和本文排除其他財稅政策干擾篩選出更加符合“自然實驗”的樣本分不開，一定程度上提升核心發(fā)現(xiàn)的可靠性，間接論證了假說H1和H2的合理性。

表4 R&D增值稅優(yōu)惠政策激勵效應檢驗結果

(二)穩(wěn)健性分析與討論

1.平行趨勢檢驗

為保證雙重差分法估計結果的準確性，有必要對兩組樣本進行平行趨勢檢驗。借鑒鄭寶紅和張兆國(2018)[7]的研究思路，構建政策實施前后的年份虛擬變量，通過觀察政策實施前的年份虛擬變量的估計系數(shù)是否顯著，判斷政策實施樣本的因變量變化趨勢是否一致。本研究將2012年作為R&D增值稅激勵政策的沖擊時間點，2011年享受但2012—2014年不享受的企業(yè)作為對照組，2011年開始并在2012—2014年均享受該政策的企業(yè)作為實驗組，主要通過觀察2011—2014年年份虛擬變量估計系數(shù)來驗證并判斷R&D增值稅優(yōu)惠政策激勵效應和變化趨勢。

表5顯示了R&D增值稅激勵效應的平行趨勢檢驗結果。列(1)展示了R&D增值稅優(yōu)惠政策對企業(yè)研發(fā)投資的激勵效應。列(1)實證顯示2009—2012年年份虛擬變量估計系數(shù)不顯著，從2013年開始直到2014年年份虛擬變量估計系數(shù)顯著并呈先增后減的態(tài)勢。其中2013年的年份虛擬變量在1%的置信水平上是顯著的，2014年的年份虛擬變量在10%的置信水平上是顯著的，驗證了R&D稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)R&D投資的促進效應。同時2012年的年份虛擬變量為正但并不顯著，說明了R&D稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)R&D投資的激勵效應具有滯后性。列(2)～(3)展示了R&D增值稅優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量(專利申請)和創(chuàng)新質量(發(fā)明專利申請)的激勵效應。列(2)實證顯示2009—2010年年份虛擬變量估計系數(shù)不顯著，但2011—2014年年份虛擬變量估計系數(shù)顯著并呈先增后減的趨勢，且均在1%的置信水平上顯著。列(3)實證顯示2012—2014年年份虛擬變量的估計系數(shù)分別為0.219、0.439、0.222，估計系數(shù)大小先增后減。其中2013年的年份虛擬變量的估計系數(shù)在1%的置信水平上顯著，而2012和2014年年份虛擬變量的估計系數(shù)在10%的置信水平上顯著。結果表明R&D增值稅優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質量均具有正向激勵效應，且驗證了研究設計(對照組和實驗組劃分方式)的合理性。

在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模變量(lnas)和盈利能力變量(roa)均為正，這符合經濟學基本原理，即規(guī)模越大和盈利越好越有可能進行創(chuàng)新活動，而企業(yè)的成本變量(lnco)為負，這也與預期相符。

表5(續(xù))

2.排除其他因素影響：金融危機和專利執(zhí)行保險試點

為進一步確保研究發(fā)現(xiàn)的可信度，采取排除金融危機和專利執(zhí)行保險影響的兩種穩(wěn)健性檢驗方法。排除金融危機的影響主要考慮到2008年正處于金融危機爆發(fā)期，而本文所選取數(shù)據時間跨度為2008—2014年。因此剔除2008年樣本并采用原回歸模型進行排他性檢驗，發(fā)現(xiàn)核心變量DID仍顯著為正(見表6)，意味著排除金融危機的影響后，R&D增值稅優(yōu)惠政策對企業(yè)R&D投資和企業(yè)創(chuàng)新(數(shù)量和質量)仍具有顯著的激勵效應。

龍小寧和林菡馨(2018)[27]認為企業(yè)創(chuàng)新質量還會受2012年推行的專利保險試點政策影響。同樣思路，本文認為專利保險試點政策也會影響R&D增值稅優(yōu)惠政策激勵效應。為盡量排除專利保險試點推行的影響，本文篩選出東部地區(qū)企業(yè)進行研究。這主要顧慮到東部企業(yè)的產權保護等制度環(huán)境較好，其受專利保險試點推行政策的影響較小。實證發(fā)現(xiàn)DID的系數(shù)均顯著為正(見表7)，進一步驗證了核心發(fā)現(xiàn)的可靠性，并為R&D增值稅激勵政策的有效性提供了支撐。

表6 排除金融危機因素后的R&D增值稅優(yōu)惠政策激勵效應穩(wěn)健性檢驗

表6(續(xù))

表7 專利保險試點政策排除后的R&D增值稅優(yōu)惠政策激勵效應

五、主要結論與政策啟示

大規(guī)模R&D稅收優(yōu)惠政策是否有效激勵了企業(yè)創(chuàng)新一直是我國政策制定者和研究人員廣泛關注和討論的現(xiàn)實問題。然而限于內生性解決方式和指標選擇異同以及其他政策干擾，無論是國外的經驗研究抑或國內的假說檢驗，研究結論莫衷一是。可見，采取何種緩解內生性的處理方式和如何選擇合適的變量指標對有效識別R&D稅收激勵凈效應，提升研究結論的可靠性具有不可估量的作用。鑒于此，本研究嘗試利用2008—2014年全國稅收調查數(shù)據(包含豐富的R&D稅收減免指標)，通過篩選出僅享受門檻較低的R&D增值稅優(yōu)惠政策的樣本企業(yè)的方式構造自然實驗，從創(chuàng)新數(shù)量和質量視角捕捉R&D增值稅優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響，這為厘清現(xiàn)有文獻爭議和后續(xù)政策完善提供參考。核心研究表明：R&D增值稅激勵政策有效增進了企業(yè)R&D投資，激勵企業(yè)增加創(chuàng)新數(shù)量和提升企業(yè)創(chuàng)新質量。穩(wěn)健性討論中不管是平行趨勢檢驗，還是排除金融危機影響和專利執(zhí)行保險試點影響，均支持了該研究結論。

本研究發(fā)現(xiàn)符合我國政府R&D稅收激勵政策實施預期，印證了2019年政府工作報告公布的減稅降費政策實施的必要性，對優(yōu)化現(xiàn)有的R&D稅收激勵政策提供啟示。具體表現(xiàn)：第一，當前中國尚處調整期的R&D稅收激勵政策體系加劇了企業(yè)了解掌握該政策的成本和R&D稅收激勵推廣的難度，闡明了構筑銜接性良好的R&D稅收激勵政策體系的必要性和重要性。第二，有學者發(fā)現(xiàn)部分企業(yè)存在為繞過企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策門檻而進行策略性創(chuàng)新。高門檻的稅收優(yōu)惠政策推動創(chuàng)新資源向重點產業(yè)和企業(yè)傾斜，而導致研發(fā)需求較為旺盛但未滿足門檻需求的企業(yè)“望洋興嘆”。本研究表明門檻較低的R&D增值稅優(yōu)惠政策增進了企業(yè)R&D投資，提高了企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質量。誠然，降低R&D稅收優(yōu)惠政策門檻和增強政策的普惠性是優(yōu)化R&D稅收優(yōu)惠政策、增進創(chuàng)新資源效率和質量提升的有效渠道。第三，本研究發(fā)現(xiàn)至少享受2種政策企業(yè)占據樣本總量的80%以上，即印證了我國高新技術企業(yè)享受稅收優(yōu)惠政策的多樣性的事實。而多種政策的享受提高了企業(yè)管理成本，對各政策的實施效力造成挑戰(zhàn)。正如2019年政府工作報告所強調的普惠性減稅和結構性減稅并舉，要注重不同稅收優(yōu)惠政策的協(xié)調性和互動性，匯聚政策激勵效應合力，推動經濟持續(xù)高質量發(fā)展。