“營改增”政策試點對企業(yè)創(chuàng)新的影響
——基于多時點雙重差分模型的檢驗

張 超, 劉春園

(安徽財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院,安徽 蚌埠233030)

一、文獻(xiàn)綜述

國家想要占得發(fā)展先機(jī),贏得發(fā)展優(yōu)勢,穩(wěn)步邁入創(chuàng)新型國家行列,必須依托于創(chuàng)新。國內(nèi)外學(xué)者從多個方面對企業(yè)創(chuàng)新的影響因素進(jìn)行考察。有的從公司角度出發(fā),主要從股權(quán)激勵計劃、高管權(quán)力、董事會特征、資本結(jié)構(gòu)以及股權(quán)結(jié)構(gòu)等方面進(jìn)行分析[1-5];有的從外部因素考察,主要對政府補(bǔ)貼、環(huán)境約束以及企業(yè)金融化等因素進(jìn)行研究[6-8]。企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新的不確定性高、風(fēng)險大,且需要充足的資金支撐,但國內(nèi)企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)提高了創(chuàng)新成本,對企業(yè)的研發(fā)投入有明顯的抑制作用[9]。有學(xué)者以歐盟和日本為例進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)越輕,則研發(fā)產(chǎn)出效率越高[10-12]。這表明稅收優(yōu)惠及減稅降費(fèi)政策對企業(yè)的技術(shù)研發(fā)有著較強(qiáng)的激勵作用,有利于技術(shù)創(chuàng)新。

自2012年起,我國開始重視企業(yè)的稅負(fù)問題,“營改增”政策成為國家給企業(yè)減負(fù)的重要舉措。“營改增”政策旨在打通企業(yè)增值稅抵扣的鏈條,解決重復(fù)納稅問題,切實緩解企業(yè)的稅負(fù)壓力。如此,企業(yè)能夠?qū)⒊湓５馁Y金投入研發(fā)之中,加快轉(zhuǎn)型升級速度,使得產(chǎn)品層次和質(zhì)量得以全面提升。隨著稅制改革工作的推進(jìn),促使“營改增”政策持續(xù)發(fā)揮推動力成為研究的熱點。在此背景下,各種減稅降費(fèi)政策得到了學(xué)者廣泛的關(guān)注,但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響。本文對“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新力度的影響進(jìn)行考察,并通過對二者影響機(jī)制的分析,揭示融資約束的中介效應(yīng)。同時,從政府角度出發(fā),研究地方政府競爭激勵模式的調(diào)節(jié)作用,并從企業(yè)規(guī)模以及地域差異角度,研究“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新影響的異質(zhì)性。本文為考察政策效應(yīng)提供了新視角,是對現(xiàn)有研究的補(bǔ)充,對于地方政府政策的制定以及實施有著重要的借鑒意義。本文深入分析“營改增”政策影響企業(yè)創(chuàng)新的傳導(dǎo)路徑,研究融資約束在“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新影響機(jī)制中的中介效應(yīng);進(jìn)一步考察政府的作用,分析政府激勵機(jī)制的調(diào)節(jié)作用,為政府制定并實施減稅降費(fèi)政策提供可靠依據(jù);運(yùn)用多時點DID模型進(jìn)行實證檢驗,對“營改增”政策與企業(yè)創(chuàng)新的因果關(guān)系進(jìn)行有效的識別;考慮地域差異以及企業(yè)規(guī)模的影響,研究“營改增”政策創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)的異質(zhì)性,為地方政府制定針對性的政策提供微觀依據(jù);廣泛分析各個地區(qū)以及各個行業(yè)上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù),以豐富“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)的研究。

二、研究假設(shè)

1994年開始,我國對制造業(yè)與服務(wù)業(yè)分別采取增值稅與營業(yè)稅2種不同的稅收制度。在此稅制下,營業(yè)稅的繳納方為商品的購買者,當(dāng)制造業(yè)企業(yè)外購服務(wù)(技術(shù)服務(wù)、技術(shù)咨詢等)時,不僅需要承擔(dān)商品的價格,還需要繳納商品的營業(yè)稅額,而這部分稅額不能被抵扣,這不可避免地造成重復(fù)征稅的問題[13]。針對這一問題,我國自2012年起開始進(jìn)行稅制改革,推行“營改增”政策。先從上海的“1+6”行業(yè)(交通運(yùn)輸業(yè)和6個現(xiàn)代服務(wù)業(yè))進(jìn)行試點,后逐漸推廣到北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、浙江及湖北等地。2013年8月,范圍擴(kuò)大到全國,并新增廣播影視服務(wù)業(yè)。2014年1月,新增鐵路運(yùn)輸和郵政業(yè),同年6月新增電信業(yè)。2016年5月,試點覆蓋建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)以及生活服務(wù)等。這一舉措打通了制造業(yè)與服務(wù)業(yè)之間的增值稅抵扣鏈條,同時,減免制造業(yè)對外購買技術(shù)服務(wù)時的增值稅進(jìn)項稅額,從而解決了重復(fù)征稅的問題。“營改增”政策實施是分批次進(jìn)行的,2012年從上海部分行業(yè)開始實施,逐漸推廣到其他省份和行業(yè)。這樣的制度安排可以視為一個準(zhǔn)自然實驗,因此,本文使用多時點DID模型對其政策效應(yīng)進(jìn)行檢驗。

(一)“營改增”政策與企業(yè)創(chuàng)新

當(dāng)今世界,國家間關(guān)于以技術(shù)為核心的競爭日益激烈,只有依靠自主創(chuàng)新,才能實現(xiàn)技術(shù)獨(dú)立。企業(yè)的技術(shù)研發(fā)需要大量資金,因此,緩解企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)以提高其自主創(chuàng)新能力是我國目前急需解決的問題。相比于財政補(bǔ)貼,稅收激勵政策公開透明,管控成本較低,能夠更加靈活地調(diào)控市場,促進(jìn)資源有效分配,擴(kuò)大企業(yè)的發(fā)展空間,是創(chuàng)新型國家普遍采用的戰(zhàn)略[14]。為給企業(yè)創(chuàng)造良好的發(fā)展條件,拓寬其創(chuàng)新空間,作為國家減稅的主要措施之一的“營改增”政策應(yīng)運(yùn)而生。“營改增”政策的實施為企業(yè)發(fā)展注入了巨大活力。首先,該項改革使得納稅人享受到了極大的稅收優(yōu)惠,緩解了企業(yè)的稅負(fù)壓力,增強(qiáng)了資金的流動性和未來現(xiàn)金流的預(yù)期[15]。其次,制造業(yè)與服務(wù)業(yè)之間的抵扣鏈條被打通,不同產(chǎn)業(yè)之間的專業(yè)化分工水平得以提高,這使得生產(chǎn)成本得以降低,企業(yè)凈利潤實現(xiàn)持續(xù)性增長,而所得利潤作為內(nèi)部融資增加了企業(yè)的可用資金。再次,對技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)轉(zhuǎn)讓以及技術(shù)咨詢等方面實行免征增值稅政策[16],提高了企業(yè)自主研發(fā)的意愿,增強(qiáng)了企業(yè)的創(chuàng)新能力?；诖?本文從實證角度考察“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新的影響,提出假設(shè)H1:“營改增”政策的實施顯著促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新水平。

(二)融資約束的中介效應(yīng)

本文通過理論分析,考察“營改增”政策影響企業(yè)自主創(chuàng)新行為的作用機(jī)制。(1)“營改增”政策的“減稅效應(yīng)”。稅收優(yōu)惠政策的實施打通了上下游企業(yè)的抵扣鏈條,使得企業(yè)能夠抵扣外購資產(chǎn)的進(jìn)項稅額[17],這提高了企業(yè)增加無形資產(chǎn)的意愿,進(jìn)而產(chǎn)生“抵扣效應(yīng)”。同時,企業(yè)對外進(jìn)行技術(shù)轉(zhuǎn)讓、咨詢以及服務(wù)等都可以進(jìn)行增值稅稅額抵扣,這促使企業(yè)更加關(guān)注自身的技術(shù)研發(fā)與創(chuàng)新。此外,銷售商品或提供勞務(wù)所產(chǎn)生的增值稅,還可以在下一生產(chǎn)或銷售環(huán)節(jié)進(jìn)行銷項稅額抵扣,從而產(chǎn)生“稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁效應(yīng)”。可見,實行“營改增”政策可以減輕企業(yè)稅收負(fù)擔(dān),增強(qiáng)資金的流動性和未來現(xiàn)金流的預(yù)期[15],進(jìn)而刺激企業(yè)的資源投入[15,18-19],使得企業(yè)愿意將更多資金投入到創(chuàng)新研發(fā)領(lǐng)域,在抑制非金融類企業(yè)“脫實向虛”的同時,提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平[20]。(2)“營改增”政策的專業(yè)化分工效應(yīng)。在稅制改革前,服務(wù)業(yè)外購的中間品均不能實現(xiàn)稅額抵扣。在這種情況下,企業(yè)會自行向中間品或原料的經(jīng)營領(lǐng)域擴(kuò)展,即除自身主營業(yè)務(wù)之外,企業(yè)向業(yè)務(wù)的上一環(huán)節(jié)或下一環(huán)節(jié)不斷延伸,實現(xiàn)供產(chǎn)一體化,這降低了企業(yè)的專業(yè)化分工水平。實施“營改增”政策之后,服務(wù)業(yè)的中間產(chǎn)品可以實現(xiàn)進(jìn)項稅額抵扣,生產(chǎn)成本得以降低。此時,企業(yè)將注意力集中到主營業(yè)務(wù)的發(fā)展上,也可以把研發(fā)、設(shè)計等中間業(yè)務(wù)分離出去,形成生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)和制造業(yè)互相依賴又分工明確的態(tài)勢。不同行業(yè)的企業(yè)因分工聯(lián)系在一起,形成產(chǎn)業(yè)集聚,而產(chǎn)業(yè)之間的相互競爭與知識外溢會提升整個集群的創(chuàng)新水平,進(jìn)而產(chǎn)生外部效應(yīng)[21],刺激企業(yè)對固定資產(chǎn)進(jìn)行投資與更新?lián)Q代[20],這有助于企業(yè)長期的技術(shù)進(jìn)步和未來的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級[22]。此外,專業(yè)化分工理順了產(chǎn)業(yè)鏈條,使得上下游之間及不同行業(yè)之間的交流成本降低,供求匹配渠道更為通暢,服務(wù)業(yè)得到了更多制造業(yè)的外包服務(wù),營業(yè)收入也有所增加[23]。

“營改增”政策提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率和盈利水平,增加了企業(yè)的利潤[24],使得企業(yè)對未來的現(xiàn)金流持樂觀態(tài)度。從信號傳遞理論的角度,“營改增”政策能夠?qū)ν獠客顿Y者釋放正面的信號,改變其投資決策[25]。而外來資金的增加有利于增加企業(yè)的流動資金,減輕企業(yè)的融資難問題,從而為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新提供良好的條件[26]?！盃I改增”政策的減稅效應(yīng)和專業(yè)化分工效應(yīng)直接或間接影響了企業(yè)創(chuàng)新,主要是通過改變企業(yè)的研發(fā)成本、經(jīng)營成本、生產(chǎn)效率,以及專業(yè)化分工等,為企業(yè)創(chuàng)造良好的融資條件[27],給予企業(yè)更為寬松的融資空間。在現(xiàn)金流充裕的條件下,企業(yè)更傾向于通過研發(fā)、技術(shù)創(chuàng)新、改革管理制度等方式來提高自身的競爭優(yōu)勢。因此,“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制最終是通過融資約束渠道實現(xiàn)的?；诖?本文提出假設(shè)H2:“營改增”政策通過減輕企業(yè)的融資約束來提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新意愿,融資約束的中介作用顯著。

(三)政府競爭激勵的調(diào)節(jié)作用

在過去很長一段時間內(nèi),以GDP為績效考核的方式在一定程度上推動了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的發(fā)展,但在“為增長而競爭”的導(dǎo)向下,政府偏向于從迅速提升經(jīng)濟(jì)總量出發(fā),對周期短、回報高的項目有較強(qiáng)的偏好[28],這不利于引導(dǎo)企業(yè)投資于周期長、風(fēng)險高的技術(shù)創(chuàng)新項目。隨著高質(zhì)量發(fā)展理念的提出,績效考核理念逐漸從簡單的經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)向創(chuàng)新推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展[29],創(chuàng)新能力得到更多的關(guān)注。“營改增”政策實施后,政府為使減稅政策、財政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)更有效地結(jié)合,采取了相應(yīng)措施,如對技術(shù)層面的項目提供資金扶持,為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)提供良好的內(nèi)外部條件等,從而激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新積極性。基于此,本文提出假設(shè)H3:傾向創(chuàng)新競爭而非經(jīng)濟(jì)增長競爭的政府競爭激勵制度,能夠合理引導(dǎo)政策與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動相匹配,起到更顯著的正向調(diào)節(jié)作用。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型構(gòu)建

(一)數(shù)據(jù)來源與數(shù)據(jù)處理

以2009—2018年我國31個省份(港澳臺地區(qū)除外,下同)的滬深兩市非金融上市公司為樣本企業(yè),并對數(shù)據(jù)作以下處理:(1)刪除數(shù)據(jù)不完整的企業(yè)樣本;(2)刪除金融企業(yè);(3)剔除ST和*ST公司樣本;(4)為消除極端值對研究結(jié)果的影響,對連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位的縮尾處理。處理后本文共有1 582家公司的數(shù)據(jù)觀測值,共計15 809組數(shù)據(jù)。同時,按照證監(jiān)會2012年制定的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)對樣本企業(yè)進(jìn)行行業(yè)分類。關(guān)于公司財務(wù)數(shù)據(jù)以及股東相關(guān)信息來自CSMAR數(shù)據(jù)庫,各省份的GDP數(shù)據(jù)來自EPS數(shù)據(jù)庫。

(二)變量選取

1.被解釋變量:企業(yè)創(chuàng)新水平(Y)。目前,現(xiàn)有文獻(xiàn)多采用創(chuàng)新投入、研發(fā)投入與企業(yè)總資產(chǎn)的比值和專利數(shù)量等指標(biāo)對企業(yè)的創(chuàng)新能力進(jìn)行衡量[30-32]。但投入指標(biāo)僅是對創(chuàng)新決策的描述,不能度量企業(yè)創(chuàng)新的成果和效率。而專利數(shù)量雖能反映企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)果和效率,但其申請周期長且受多種因素的影響。相較之下,選取企業(yè)總資產(chǎn)中無形資產(chǎn)增加額所占的比重進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新水平的度量[33],更能全面反映企業(yè)的創(chuàng)新結(jié)果。此外,企業(yè)無形資產(chǎn)凈額增量數(shù)據(jù)的獲取更為簡單直接,數(shù)據(jù)更為完整,有助于提高實證結(jié)果的準(zhǔn)確性。

2.解釋變量:“營改增”政策(X1)。根據(jù)多時點雙重差分模型的前提條件,設(shè)定不受“營改增”政策影響的樣本企業(yè)作為對照組,即對照組中每個企業(yè)都不會因為其他企業(yè)進(jìn)行稅制改革而受到影響。在本研究中,將進(jìn)行“營改增”政策試點推廣的地區(qū)企業(yè)作為處理組,其他未進(jìn)行改革的地區(qū)企業(yè)作為對照組。鑒于政策效應(yīng)的發(fā)揮需要一定的時間,本研究把第t年接受“營改增”政策的企業(yè)視為第t+1年納入“營改增”政策實施范圍。如把2012年下半年進(jìn)入“營改增”政策實施范圍的企業(yè)視為2013年接受稅制改革,能更準(zhǔn)確地反映“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新的效應(yīng)。

3.中介變量:融資約束(X2)。本文采用SA指數(shù)來估計企業(yè)的融資約束[34]。計算公式如下:

X2=-0.737D1+0.043D12-0.04D2

(1)

其中,D1為企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù),D2為企業(yè)年齡。式(1)計算出來的結(jié)果為負(fù)值,表明SA指數(shù)越大,融資空間越寬松,融資條件越好,融資約束越小。該方法解決了融資約束測算中存在的內(nèi)生性問題,結(jié)果更加準(zhǔn)確且具有說服力。

4.調(diào)節(jié)變量:分為經(jīng)濟(jì)競爭激勵(X3)和創(chuàng)新競爭激勵(X4)。用該省份所處地區(qū)板塊(東中西部)的創(chuàng)新指標(biāo)增長率均值(或該省份所處地區(qū)板塊GDP增長率均值)與該省份創(chuàng)新指標(biāo)增長率(或該省GDP增長率)的差值,衡量地方政府的創(chuàng)新競爭激勵水平和經(jīng)濟(jì)競爭激勵水平。若差值為正,則表示該省份的技術(shù)創(chuàng)新水平(或經(jīng)濟(jì)增長水平)總體較差,這將迫使地方政府更加注重當(dāng)?shù)貏?chuàng)新水平的提高。

5.控制變量。根據(jù)企業(yè)創(chuàng)新的影響因素,將企業(yè)規(guī)模(D1)、企業(yè)年齡(D2)、總資產(chǎn)凈利率(D3)、資產(chǎn)負(fù)債率(D4)、固定資產(chǎn)比(D5)、前十大股東持股比例(D6)、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量(D7)作為研究模型的控制變量。此外,還設(shè)定個體效應(yīng)、時間效應(yīng)以及省份效應(yīng)。因為“營改增”政策是按地區(qū)、分行業(yè)試點的,政策效應(yīng)的發(fā)揮會因環(huán)境而異,處于同一地區(qū)或同一行業(yè)的企業(yè)具有關(guān)聯(lián)性,因此,本文對實證結(jié)果使用省份固定效應(yīng)進(jìn)行修正。具體變量的構(gòu)造及測量方法見表1。

表1 變量構(gòu)造及測量方法

(三)模型構(gòu)建

為了驗證假設(shè)H1,本文借鑒Bertrand等的做法[35],建立多時點雙重差分模型進(jìn)行實證檢驗。具體公式如下:

Yi,t=α+βX1i,t+γZi,t+δi+φt+Φi+εi,t

(2)

式(2)中,被解釋變量Yi,t表示企業(yè)i在第t年的創(chuàng)新水平,用企業(yè)無形資產(chǎn)增加額與總資產(chǎn)比值來測算。解釋變量X1i,t表示企業(yè)i在第t年實行了“營改增”政策,若實行了政策,則取值為1;反之,取值為0。Zi,t表示影響企業(yè)創(chuàng)新因素的控制變量;δi表示企業(yè)固定效應(yīng);φt表示年份固定效應(yīng);Φi表示省份固定效應(yīng),因為“營改增”政策的實施是逐步擴(kuò)大試點范圍,其政策效應(yīng)與企業(yè)所在地區(qū)及市場環(huán)境有著不可避免的關(guān)聯(lián)性,所以為縮小不同試點地區(qū)的政策效果差異,采用省份固定效應(yīng)對樣本誤差進(jìn)行修正。α表示常數(shù)項,εi,t表示隨機(jī)誤差項?！盃I改增”政策是分時點、分地區(qū)進(jìn)行的,即該模型中實驗組的企業(yè)樣本是不同時間依次進(jìn)入的,因此,解釋變量Yi,t就相當(dāng)于普通DID模型中政策與時點的交乘項。在該模型中,β系數(shù)代表了“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響方向和程度。

為了驗證假設(shè)H2,本文借鑒Baron等的做法[36],構(gòu)建“中介效應(yīng)三步法”模型檢驗“‘營改增’政策—融資約束—企業(yè)創(chuàng)新”這一傳導(dǎo)路徑,具體公式如下:

Yi,t=α0+α1X1i,t+γZi,t+δi+φt+εi,t

(3)

X2=θ0+θ1X1i,t+γZi,t+δi+φt+εi,t

(4)

Yi,t=α+β1X1i,t+β2X2+γZi,t+δi+φt+εi,t

(5)

其中,α1、θ1、β1是政策變量的系數(shù),β2是融資約束變量的系數(shù),α0、θ0、α是常數(shù)項,其他變量及系數(shù)的含義與式(2)相同。“中介效應(yīng)三步法”檢驗步驟如下:首先,檢驗“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新的政策效應(yīng);其次,檢驗“營改增”政策對融資約束的影響是否顯著;最后,同時檢驗“營改增”政策、融資約束是否顯著提高了企業(yè)的創(chuàng)新意愿。融資約束具有顯著的中介作用需滿足如下條件:(1)α1在數(shù)值上應(yīng)當(dāng)顯著為正,這是進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗的必要條件。若α1在數(shù)值上不顯著,即解釋變量與被解釋變量之間并無顯著關(guān)系,則對其進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗無意義可言。(2)當(dāng)θ1、β2顯著為正時,若β1顯著為正但絕對值較α1減小,則證明融資約束在其中發(fā)揮部分中介作用;若β1不顯著,則表示融資約束為完全中介。

為了驗證假設(shè)H3,本文借鑒溫忠麟等的做法[37],構(gòu)建交互項來檢驗調(diào)節(jié)變量,考察政府激勵制度是否會影響“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新的政策效應(yīng)。具體公式如下:

Yi,t=α0+β1X3i,t×X4i,t+β2X3i,t+β3X4i,t+γZi,t+δi+φt+εi,t

(6)

在式(6)中,X3i,t×X4i,t為政府競爭激勵制度與“營改增”政策的交互項, 以檢驗在不同理念的地方政府競爭制度下,“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新水平的提高是否有不同程度的效果。β1、β2、β3為各變量的待回歸系數(shù), α0為常數(shù)項,其他變量及系數(shù)的含義與式(2)相同。

四、實證結(jié)果分析

(一)變量描述性統(tǒng)計

各個變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。觀察創(chuàng)新指標(biāo)發(fā)現(xiàn),無形資產(chǎn)增加額占總資產(chǎn)比重的均值為0.048,表明我國企業(yè)的總體創(chuàng)新水平較高;最大值達(dá)到0.938,表明部分企業(yè)擁有較高的創(chuàng)新能力;最大值與最小值的差距較大,表明不同上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平有著較為明顯的差距。

表2 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3顯示了“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新影響的多時點DID模型的回歸結(jié)果。本文使用省份聚類效應(yīng)對實證結(jié)果進(jìn)行誤差修正,根據(jù)是否控制年份、省份和企業(yè)個體效應(yīng),分別進(jìn)行三次回歸,系數(shù)均為正,表明“營改增”政策的實施明顯提高了上市企業(yè)的創(chuàng)新意愿及創(chuàng)新水平。

表3 “營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響

回歸結(jié)果表明,若企業(yè)被納入“營改增”試點范圍,其創(chuàng)新產(chǎn)出水平會顯著提高。與對照組相比,處理組樣本在“營改增”政策實施之后,無形資產(chǎn)增加額占總資產(chǎn)的比例上升,企業(yè)創(chuàng)新水平提高,假設(shè)H1得以驗證。實證結(jié)果中控制變量與企業(yè)創(chuàng)新水平之間的系數(shù)也與理論假設(shè)相符:“營改增”政策具有規(guī)模異質(zhì)性,企業(yè)規(guī)模越大,政策效應(yīng)越顯著;企業(yè)年齡的系數(shù)顯著為正,說明成立時間長的企業(yè)更傾向于進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新;固定資產(chǎn)比的系數(shù)顯著為正,表明固定資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的比重越高,企業(yè)的盈利水平就越高,因而實現(xiàn)利潤的可持續(xù)增長,創(chuàng)新能力顯著提高。此外,資產(chǎn)負(fù)債率的系數(shù)均顯著為負(fù),表明企業(yè)承擔(dān)的負(fù)債越高,面臨的資金壓力越大,則越不利于企業(yè)創(chuàng)新能力的提高。

(三)平行性檢驗

借鑒Bertrand等的做法[35],構(gòu)建雙重差分模型對政策效應(yīng)進(jìn)行平行性檢驗,同時控制年份以及省份固定效應(yīng),重新進(jìn)行DID模型估計。具體公式如下:

Yi,t=α0+β1d-3i,t+β2d-2i,t+β3d-1i,t+β4d0i,t+β5d1i,t+β6d2i,t

+β7d3i,t+...+β10d6i,t+γZi,t+δi+φt+εi,t

(7)

其中,d-3、d-2、d-1、d0、d1、d2、d3、d4、d5、d6作為虛擬變量,依次代表上市企業(yè)在“營改增”政策推行的前3年、前2年、前1年、當(dāng)年、后1年、后2年、后3年和后4年、后5年、后6年的觀察值,βi是虛擬變量的系數(shù),其余系數(shù)含義與式(2)相同。

平行趨勢的檢驗結(jié)果如表4所示。從表中可知,d-3、d-2、d-1的估計系數(shù)接近于0且并不顯著,這說明在尚未實施“營改增”政策時,模型中實驗組和對照組企業(yè)的創(chuàng)新水平并無較大差異,有著共同的發(fā)展趨勢,符合DID模型要求的實驗組與對照組的平行趨勢假定。d1、d2、d3、d4、d5、d6的估計系數(shù)都是正值,并且d1、d2、d3、d4的系數(shù)值隨著年份的增加,顯著性增強(qiáng),這是因為2013年開始大范圍推廣“營改增”政策,該政策促進(jìn)了企業(yè)無形資產(chǎn)的研發(fā)產(chǎn)出,但其效果具有一定的滯后性(隨著企業(yè)稅負(fù)的減少及可用現(xiàn)金流的增加,更多的資金投入到研發(fā)部門,但創(chuàng)新取得實質(zhì)性成果需要經(jīng)歷一定的過程)。

表4 平行性檢驗結(jié)果

為了檢驗兩組樣本是否滿足政策沖擊前后具有可比性的假設(shè)條件,本文根據(jù)表4的結(jié)果制作平行趨勢檢驗圖(圖1),以便更加直觀地對比“營改增”政策實施前后企業(yè)創(chuàng)新水平的變化。圖1反映了“營改增”政策每一年度對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響效應(yīng),橫軸代表相應(yīng)年份,縱軸代表系數(shù)大小以及方向。橫坐標(biāo)0點表示“營改增”政策實施的年份,-1和-2依次代表實施政策的前1年和前2年,1和2分別表示實施政策后的第1年和第2年。由圖1可知,在實施政策之前,交乘項的估計系數(shù)在0附近波動且并不顯著,說明實驗組與控制組中的企業(yè)在技術(shù)創(chuàng)新方面并無顯著波動,創(chuàng)新水平差異較小,符合DID模型要求的實驗組與對照組的平行趨勢假定。實施政策之后,估計系數(shù)呈明顯上升趨勢,且上升程度顯著,進(jìn)一步證實“營改增”政策確實使得企業(yè)創(chuàng)新水平得以顯著提高。

圖1 平行趨勢檢驗圖

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.改變政策實施時間。上述實證結(jié)果證明了“營改增”政策的實施對企業(yè)的創(chuàng)新水平有顯著的正向促進(jìn)作用,但這不能保證因果變量的必然性,樣本期間企業(yè)創(chuàng)新水平的提高是否存在其他原因,“營改增”政策的實施是否只是恰好在同一時間內(nèi)推行,這些問題值得思考。為此,本文進(jìn)行時間安慰劑檢驗,將“營改增”政策各個階段推行的時間提前2年,其他條件不變,具體見表5。若實證結(jié)果均不顯著,則證明樣本期間企業(yè)創(chuàng)新水平的提高的確是“營改增”政策施行引起的。

從表5可知,無論是否控制年份、省份和個體效應(yīng),回歸結(jié)果均不顯著,表明通過時間安慰劑檢驗,“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新水平有正向的激勵效應(yīng)。

表5 時間安慰劑檢驗

2.改變樣本的時間范圍?？s短樣本的時間范圍對實證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗:選取2009—2016年數(shù)據(jù)為樣本區(qū)間,將2016年之后第三批實行“營改增”政策的行業(yè)作為對照組,構(gòu)建多時點雙重差分模型進(jìn)行檢驗。結(jié)果如表6所示。

從表6可知,“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響系數(shù)為正,且在控制年份和省份固定效應(yīng)時,估計系數(shù)仍顯著為正值。因此,本文的研究假設(shè)H1成立。

表6 穩(wěn)健性檢驗:改變時間范圍

五、機(jī)制檢驗

(一)中介作用檢驗

“營改增”政策主要從3個途徑影響企業(yè)的融資約束,進(jìn)而影響企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。因此,本文從融資約束角度,構(gòu)建“中介效應(yīng)三步法”模型,深度剖析“營改增”政策促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的傳導(dǎo)機(jī)制。實證檢驗結(jié)果見表7。

表7第1列數(shù)值不包含中介變量X2的回歸結(jié)果,X1的系數(shù)顯著大于0,這再次驗證了假設(shè)H1。第2列數(shù)值是“營改增”政策對中介變量融資約束的實證結(jié)果,X1在1%的水平上顯著為正,表明“營改增”政策對企業(yè)的融資約束具有顯著的正向作用。融資約束越大,企業(yè)面臨的融資空間越寬松,這說明“營改增”政策實施之后,SA指數(shù)增大,減緩了企業(yè)的融資約束問題。而融資約束在“營改增”政策與企業(yè)創(chuàng)新的傳導(dǎo)機(jī)制中是否發(fā)揮了中介效應(yīng),需要判斷第3列數(shù)值的系數(shù)。在加入X2之后,SA指數(shù)的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正,說明當(dāng)企業(yè)處在較為輕松的融資約束環(huán)境時,SA指數(shù)越大,企業(yè)對無形資產(chǎn)的研發(fā)創(chuàng)新效率就越高。此外,X1的估計系數(shù)在5%的水平上顯著為正值,顯著性減弱且回歸系數(shù)的絕對值較第1列數(shù)值有所下降,說明融資約束在“營改增”政策促進(jìn)企業(yè)無形資產(chǎn)創(chuàng)新中起到了部分中介的作用?！盃I改增”政策通過緩解企業(yè)的融資約束,使得企業(yè)對未來現(xiàn)金流有較好的預(yù)期,從而提高創(chuàng)新活動的積極性,這驗證了假設(shè)H2,“營改增”政策是通過融資約束的中介變量,進(jìn)而影響企業(yè)的創(chuàng)新水平。

表7 融資約束中介作用的回歸結(jié)果

(二)調(diào)節(jié)作用檢驗

上文著重探討了“營改增”政策對技術(shù)創(chuàng)新活動的影響,并從融資約束角度出發(fā),探討了“營改增”政策促進(jìn)企業(yè)無形資產(chǎn)研發(fā)的具體傳導(dǎo)路徑。但從省份層面來看,地方政府的行為也會影響企業(yè)的經(jīng)濟(jì)活動。畢竟每一種經(jīng)濟(jì)政策(如稅收政策)的實施都與當(dāng)?shù)卣男袨槊懿豢煞?雖然整體的稅收政策均為法定,但地方政府可以根據(jù)當(dāng)?shù)匕l(fā)展情況制定一攬子政策工具進(jìn)行調(diào)控,如通過稅收減免、資金扶持等手段,將稅收政策與企業(yè)的技術(shù)活動進(jìn)行合理的引導(dǎo)匹配?；诖?本文在研究“‘營改增’政策—企業(yè)無形資產(chǎn)研發(fā)創(chuàng)新”路徑時,嵌入地方政府的競爭激勵制度,具體結(jié)果如表8、表9所示。

回歸結(jié)果表明,在不同理念的政府競爭激勵制度下,“營改增”政策對企業(yè)無形資產(chǎn)的研發(fā)創(chuàng)新水平有著明顯的差異性。從表8來看,“營改增”政策與經(jīng)濟(jì)競爭激勵的交互項的估計系數(shù)沒有通過任何水平的顯著性檢驗。這是因為在以經(jīng)濟(jì)增長為目標(biāo)的考核制度下,地方政府總是更偏向于短期內(nèi)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的項目,對企業(yè)的創(chuàng)新行為關(guān)注不夠,因此無法引導(dǎo)政策與企業(yè)行為合理匹配,沒有起到有效的創(chuàng)新驅(qū)動作用,這與本文的假設(shè)H3相符。

表8 地方政府GDP考核壓力的調(diào)節(jié)作用

在表9中,“營改增”政策與創(chuàng)新競爭激勵的交互項在10%的水平上顯著為正值。這可以解釋為,創(chuàng)新帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的理念已經(jīng)深入人心。為了高質(zhì)量發(fā)展,地方政府考核也從簡單的以經(jīng)濟(jì)增長為目標(biāo)轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新競爭[29],而“以創(chuàng)新帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展”的創(chuàng)新競爭激勵制度有利于政府推動減稅政策與企業(yè)技術(shù)研發(fā)行為相融合[20]?！罢幼o(hù)效應(yīng)”使得在偏向創(chuàng)新競爭的省份在制定政策(如稅收政策)時,更加關(guān)注對技術(shù)項目的減稅降費(fèi)和資金扶持[38],進(jìn)而為企業(yè)無形資產(chǎn)的研發(fā)創(chuàng)造良好的環(huán)境支撐。交互項對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動具有統(tǒng)計意義,因此本文的假設(shè)H3得到了檢驗。

表9 地方政府創(chuàng)新考核壓力的調(diào)節(jié)作用

六、異質(zhì)性檢驗

(一)企業(yè)規(guī)模

“營改增”政策對企業(yè)的創(chuàng)新行為有著顯著的正向促進(jìn)作用,但從企業(yè)自身發(fā)展角度出發(fā),不同規(guī)模的企業(yè)的政策效應(yīng)存在差異[39]。在融資約束方面,創(chuàng)新活動需要充足的資金,而銀行等投資者更偏好于實力強(qiáng)、信譽(yù)高的大型企業(yè),中小型企業(yè)面臨著融資難、融資貴的局面,進(jìn)行研發(fā)所面臨的風(fēng)險更大。本文根據(jù)企業(yè)規(guī)模大小,將總樣本企業(yè)劃分成大型及中小型企業(yè)子樣本,對企業(yè)的規(guī)模效應(yīng)進(jìn)行實證分析,具體結(jié)果見表10。

從表10可知,第1列的政策變量X1的系數(shù)為0.000 28,為正但不顯著,說明“營改增”政策雖然促進(jìn)了大型企業(yè)的創(chuàng)新積極性,但作用并不顯著。第2列X1的系數(shù)為0.004 79,在1%的水平上顯著為正,說明對中小企業(yè)來說,“營改增”政策發(fā)揮了顯著的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)?！盃I改增”政策通過減輕企業(yè)稅負(fù)來緩解企業(yè)的融資約束,使得企業(yè)對未來現(xiàn)金流產(chǎn)生積極預(yù)期,將更多的資金投入到創(chuàng)新活動中。大型企業(yè)本身經(jīng)濟(jì)實力雄厚,貸款渠道多,更容易籌集到所需要的資金,而中小型企業(yè)資金不足且對外融資困難,此時“營改增”政策的實施減輕了其稅收負(fù)擔(dān),切實緩解了其資金問題,給企業(yè)創(chuàng)造了良好的融資條件,提高了其創(chuàng)新積極性。因此,“營改增”政策對中小企業(yè)創(chuàng)新活動的促進(jìn)作用更顯著。

表10 企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性影響的回歸結(jié)果

(二)地區(qū)差異

從地區(qū)的發(fā)展水平來看,企業(yè)的創(chuàng)新與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)水平、科研能力以及資源等密切相關(guān),因此,不同地區(qū)的“營改增”政策的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)也會存在差異。為驗證地域差異對政策效果的異質(zhì)性,本文將總樣本企業(yè)按照地區(qū)劃分為東部、中部、西部,并進(jìn)行實證分析,具體結(jié)果見表11。

表11 東中西部地區(qū)“營改增”政策對企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

總體來看,在東部、中部、西部地區(qū)的回歸結(jié)果中,解釋變量的系數(shù)均為正值,再次證實“營改增”政策促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新的積極性。進(jìn)一步分析系數(shù)的顯著性,可知東部、中部、西部系數(shù)的顯著性依次降低,主要原因在于:最先進(jìn)行“營改增”政策試點的省份大多位于東部及中部地區(qū),稅收負(fù)擔(dān)的減輕使得該地區(qū)企業(yè)的資金更加充足[40],政策效果較為顯著。其中,西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展及資源稟賦不及東中部地區(qū),創(chuàng)新型企業(yè)較少,即使有減稅政策的加持,政策效果也很難充分發(fā)揮;東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高,科研水平先進(jìn),有更完善的增值稅抵扣鏈條,更容易獲得充足的資金,能夠更充分地享受改革紅利[38];中部地區(qū)的資源稟賦以及發(fā)展水平處于一般水平,尚有發(fā)展空間,此時“營改增”政策的實施減輕了企業(yè)稅負(fù),增加了企業(yè)的現(xiàn)金流,企業(yè)將重心轉(zhuǎn)移到創(chuàng)新活動上,因此,“營改增”政策的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)在中部地區(qū)較為顯著。

七、研究結(jié)論與政策建議

(一)研究結(jié)論

本文以2009—2018年31個省份的A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本,構(gòu)建多時點雙重差分模型,通過比較“營改增”政策實施前后企業(yè)無形資產(chǎn)凈額占總資產(chǎn)的比重,研究該稅制改革對企業(yè)的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)“營改增”顯著提升了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新力度;(2)“營改增”政策的實施緩解了企業(yè)的融資約束,從傳導(dǎo)機(jī)制來看,減稅能夠通過降低企業(yè)內(nèi)部成本,提高資金流動性,從而擴(kuò)大企業(yè)的融資空間,緩解其融資約束;(3)創(chuàng)新競爭政府激勵制度能夠合理引導(dǎo)政策與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動相匹配,相比于經(jīng)濟(jì)競爭政府激勵制度,其考核理念更能發(fā)揮政府的調(diào)節(jié)作用;(4)“營改增”政策的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)具有異質(zhì)性,對中小型企業(yè)、東中部地區(qū)企業(yè)的政策效應(yīng)更為顯著。

(二)政策建議

1.改變政府激勵模式,營造良好市場環(huán)境。政府不應(yīng)將GDP增長作為唯一的考核指標(biāo)及發(fā)展的最終目標(biāo),而是要將績效考核理念從簡單的經(jīng)濟(jì)增長向“創(chuàng)新推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展”轉(zhuǎn)變,優(yōu)化治理制度,為企業(yè)的創(chuàng)新活動提供有力的支撐。良好的市場環(huán)境是持續(xù)發(fā)揮“營改增”政策創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng)的重要前提。政府應(yīng)不斷健全市場機(jī)制,完善知識產(chǎn)權(quán)和專利保護(hù)制度,為企業(yè)技術(shù)的引進(jìn)提供堅實的后盾。同時,出臺相應(yīng)的調(diào)節(jié)政策,對積極進(jìn)行創(chuàng)新活動的企業(yè)給予適當(dāng)?shù)闹С趾图?以促進(jìn)“營改增”政策效應(yīng)的最大化。

2.促進(jìn)專業(yè)化分工,提高企業(yè)創(chuàng)新活力。實施“營改增”政策之后,不同行業(yè)的企業(yè)由于分工聯(lián)系在一起,形成產(chǎn)業(yè)集聚。企業(yè)應(yīng)抓住這一契機(jī),提高專業(yè)化分工水平,理順產(chǎn)業(yè)鏈條,使得上下游企業(yè)之間、不同行業(yè)之間的交流成本降低,供求匹配渠道更為通暢。同時,抓住產(chǎn)業(yè)之間的合作機(jī)遇,降低生產(chǎn)成本,提高生產(chǎn)效率,促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級,提高自主創(chuàng)新能力,最終在市場中占據(jù)優(yōu)勢地位。

3.優(yōu)化稅收制度,緩解企業(yè)融資約束。全面深化財稅體制改革,認(rèn)真落實“營改增”政策,優(yōu)化稅收制度,切實減輕企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān),當(dāng)某些行業(yè)在稅額抵扣環(huán)節(jié)出現(xiàn)問題時,應(yīng)及時處理并完善相關(guān)規(guī)定,使各個行業(yè)都享受到“營改增”政策的紅利。此外,加強(qiáng)納稅的監(jiān)管力度,制定逃稅漏稅相關(guān)行為的懲治措施,營造公平公正的納稅環(huán)境。緩解企業(yè)的融資約束,讓企業(yè)真正享受到優(yōu)惠,使得生產(chǎn)成本得以降低,促使更多資金流入創(chuàng)新部門,在高質(zhì)量發(fā)展新常態(tài)下,讓“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”勢態(tài)向更廣范圍、更高層次和更深程度推進(jìn)。

4.制定多元化政策,促進(jìn)地區(qū)均衡發(fā)展。由于不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、科研水平以及資源稟賦不同,“營改增”政策實施的效果也存在差異。因此,政府應(yīng)根據(jù)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的總體發(fā)展水平來制定政策。如對技術(shù)層面的項目提供資金扶持,為中小型企業(yè)提供良好的內(nèi)外部條件。再如,政策及資源適當(dāng)向中西部傾斜,引導(dǎo)“營改增”政策、財政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)更有效的結(jié)合,充分發(fā)揮“營改增”的政策效應(yīng),從而激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新積極性,拓寬創(chuàng)新空間。

本文檢驗了“營改增”政策的創(chuàng)新驅(qū)動效應(yīng),驗證了融資約束的中介作用,并分析了政府在其中的調(diào)節(jié)作用,豐富了現(xiàn)有研究,具有一定的理論參考價值和現(xiàn)實意義,但在指標(biāo)構(gòu)建上還不夠全面。企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)包括研發(fā)資金的投入及研發(fā)人員的投入。由于企業(yè)信息披露有限,難以獲取完整的企業(yè)研發(fā)人員投入數(shù)據(jù),本文只選取企業(yè)研發(fā)資金投入指標(biāo),對企業(yè)創(chuàng)新水平的衡量不夠深入。后續(xù)研究應(yīng)進(jìn)一步完善企業(yè)創(chuàng)新指標(biāo)的構(gòu)建,以提高研究結(jié)果的準(zhǔn)確度。同時,提高異質(zhì)性分析的全面性,除地區(qū)差異及企業(yè)規(guī)模外,可進(jìn)一步分析產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)管理方式等因素導(dǎo)致的政策效應(yīng)差異性,使得政策的實施更有針對性。此外,研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為研發(fā)產(chǎn)出的能力,也就是創(chuàng)新效率,在衡量“營改增”政策效應(yīng)時尤為重要,后續(xù)研究可進(jìn)一步探討“營改增”政策對企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出及效率的影響,以豐富研究視角。