“营改增”对部分现代服务业技术创新的影响

黄珊 刘顺佳 李丛竹

摘要：“营改增”是我国税制改革的重要一环，对企业技术创新能力有重要影响。本文在理论分析的基础上，选取了 165家上市公司2009-2018年的面板数据，通过双重差分模型研究了“营改增”对部分现代服务业技术创新的影响。结果表明，“营改增”政策下，现代服务业企业研发支出明显增加，技术创新能力显著增强。行业差异方面，“营改增”对信息技术服务业的促进效果较其余两者更为显著。产权属性方面，非国有企业对“营改增”的政策效应较国有企业更为敏感。

关键词：“营改增”;技术创新;双重差分模型

中图分类号：F812.4    文献标识码：A

文章编号：1005-913X（2020）08-0104-04

一、引文

随着我国经济增长主要推动力由传统的生产要素逐渐向技术创新驱动过渡，党的十九大明确提出要推动供给侧结构性改革，提高经济发展的技术创新力量。2012年1月1日，上海的交通运输业和部分现代服务业率先进行“营改增”试点。2012年9月1日至2012年12月1日，试点分批次扩大至北京等八个省（直辖市）。2013年8月1日，“营改增”在交通运输业和部分现代服务业全国试点。2016年5月1日全面推进“营改增”政策。“营改增”根据目前经济社会的发展趋势，减轻企业赋税，促进高端服务业发展，提高企业科技创新积极性。

二、文献回顾

“营改增”从全额征税到对增值额征税，“营改增”政策一定程度上解决了重复征税的问题，[1]降低了企业税收负担，[2][4]且长期效果比短期更加明显。[5]由于进项税额抵扣环节，税改后企业负债水平显著下降，[6]投资水平显著增加，[7][8]尤其是固定资产投资[9]和创新型无形资产投资。[10]由于“营改增”的减税效果，企业人均销售额增加，未来盈利能力增强。“营改增”使企业拥有更多的现金流量和更少的税收及债务负担，为企业合理配置资源[11]和规模扩张提供空间，有利于促进产业升级和融合发展。

大部分研究表明“营改增”对企业技术创新行为有促进作用。企业创新数量增加与创新质量增加，且随时间推移政策效应更加明显。[13]相反，部分研究认为税负降低时企业在较低的创新水平上也能很好的生存，故缺乏技术创新动力。[14][15]对于行业属性差异，苗好鑫和申尊焕（2014）研究显示，“营改增”对非国有企业的政策效果强于国有企业，高新技术企业的政策敏感性强于非高新技术企业，袁建国（2018）、王珮等（2018）等同样证明了这一点。对于行业差异，李成和张玉霞（2015）认为不同行业间“税负转嫁”难易水平导致试点企业间投资上升幅度存在显著差异，王梦月和强国令（2018）认为“营改增”提高绩效的方法——专业化分工的不同使企业自主创新意愿的提升程度也不同。方法上，众多学者采用了模糊断点回归法、[12][18]双重差分法[10][9]和倾向得分匹配法[4][15]等方法，效果显著。

本文可能的边际贡献在于：一是本文选取了三类现代服务业子行业，针对其不同行业特点对比研究，丰富了营改增政策评估的研究成果;二是本文分别考察了行业性质和产权属性对政策效果的影响，全面评估了“营改增”政策对部分现代服务业技术创新的促进作用;三是区别于以往文献单一地将2012年设定为事件年度，本文根据“营改增”政策的推进过程分三个阶段定义事件年度，实证过程更加严谨。

本文其余部分安排如下：第三部分为“营改增”作用机制的理论推演;第四部分阐述研究设计;第五部分为实证结果与分析;第六部分为稳健性检验;最后给出结论及政策建议。

三、理论分析和研究假设

内生增长理论认为，内生变量决定一国的长期经济增长，且受政策影响。[20]技术创新是推动经济持续增长的决定性因素，而人力資本和物质资本的积累会推动技术创新要素内生化，使其在政策影响下向不同方向发展。由于技术创新具有正外部性，[22]仅仅通过市场调节实现的均衡研发水平过低，需要政府采取措施来达到最优水平。“营改增”政策将企业外购无形资产的支出纳入进项税额抵扣环节，对一般纳税人整体上由营业收入全额征税改为对增值额征税。以上方法大大减轻了企业的税负负担，对企业进行技术研发活动起到很好的激励作用。

故提出假设H1：

H1：受“营改增”政策影响，部分现代服务业企业研发投入增加。

研发和技术服务业科技含量高，对科技创新的质量和速度要求高，但对研发使用的固定资产投资巨大。“营改增”对企业购置的直接用于科学研究的仪器免征增值税，大大减轻了企业研发投入的压力。文化创意服务业对无形资产和人力资本的需求较大，“营改增”将无形资产的进项税额纳入抵扣环节，从另一方面促进技术创新。而信息技术服务业具有技术更新快、产品附加值高等特点，[18]其技术创新能力由于受“营改增”影响时间较长，政策效果更加明显。

故提出假设H2：

H2：营改增对技术创新的影响程度存在行业差异。

由于企业异质性的存在，[18]营改增对企业技术创新的作用效果可能会存在差异。国有企业大多经营涉及国家大政方针的业务，对宏观经济有重要影响，故对投资风险大、回收期长的技术研发项目有更多的考虑，同时政府会更多的给予政策支持。而非国有企业，随时面临被市场淘汰的风险，资金供应并不充裕，竞争压力一定程度上推动了非国有企业的创新能力发展。

故提出假设H3：

H3：与国有企业相比，营改增对非国有企业技术创新的促进作用更大。

四、研究设计

（一）模型构建

本文选取经济政策分析的常用模型——双重差分模型进行研究。国际上Feldstein（ 1995） 利用该双重差分法就美国税制改革对个人应税所得的影响进行研究。袁从帅等（2015）最早使用该方法研究“营改增”政策对研发支出的影响。“营改增”由上海地区试点而后推广至全国，整体推进过程可认为是“准自然实验”。上市公司的地区差异不足以导致内生性问题，符合双重差分检验的基本设定。[10]

参考袁从帅等（2015）的模型构建，本文将实施“营改增”政策的上市公司作为实验组，未实施的上市公司作为对照组。上海地区2012年开始实施“营改增”政策，故2012年起上海地区的上市公司作为实验组。2012年9月1日推广至北京等八省（直辖市）实施，考虑政策作用的滞后性，“营改增”的激励效应难以在短时间内反映出来，故2012年以上省市仍为对照组，[6]2013年与上海市上市公司共同作为实验组。2014年及以后本文样本中的上市公司均作为实验组。具体模型如下：

y=β0+β1time+β2treat+β3industry+β4enterprise+β5controls

其中，y为被解释变量，Time为是否属于“营改增”年度，属于则取1，不属于则取0;Treat表示是否是实验组，treat=1为实验组，treat=0为对照组;Industry表示企业所属行业;Enterprise表示企业所属产权性质。Controls表示控制变量。

（二）變量定义

本文以研发支出自然对数作为被解释变量，用于衡量高新技术企业研发支出的变化情况，[4][13]数据取自财务报表附注中长期资产的“研发支出”科目。解释变量包括time和treat以及行业属性和产权属性。对于行业类别，针对某个行业研究时此行业的上市公司为实验组，其余为对照组。对于产权属性，国有企业的产权属性取1，非国有企业的产权属性取0。变量定义如表1。

（三）样本选择与数据来源

本文选取研发和技术服务业、文化创意服务业和信息技术服务业上市公司为样本，剔除金融类上市公司、ST、PT类型公司，通过Winsor处理剔除异常值，最终获得165家上市公司2009～2018年共1280个观测值。本次数据全部来源于国泰安数据库。

五、实证结果与分析

描述性统计结果显示，研发支出自然对数标准差为1.417，个体样本间存在较大差异，数据结构较稳定。相关性检验结果表明，time和treat与被解释变量相关系数为0.2956和0.3767，且在5%水平上显著。初步表明“营改增”对部分现代服务业技术创新有促进作用。

（一）对部分现代服务业技术创新的影响

表2所示，以三类现代服务业为样本的模型（1）中time和treat系数为正，且treat在1%水平上显著。对于time正相关而不显著的问题，可能的原因是技术创新具有延迟性，[17]长期连续效应比短期冲击效应更显著。[13]模型（2）（3）（4）分别研究了“营改增”对三类现代服务业技术创新的影响，treat显著正相关。“营改增”缓解了企业的税收负担，企业可持续再生产资金和未来预期可使用资金增加，研发投入有了更多增长空间。以上所有变量方差膨胀因子均小于10。结果符合假设H1。

（二）行业差异的影响

表3所示，模型（2）（3）（4）中time和treat与研发支出自然对数正相关，且treat在1%水平上显著，“营改增”政策均促进了三类服务业企业的技术创新。模型（4）中，“营改增”对信息技术服务业技术创新的促进效果较强，可能的原因是信息技术服务业受“营改增”政策影响时间较长，[18]在长期积累下技术创新活力得到了充分地释放。而“营改增”对企业购置的直接用于科学研究的仪器免征增值税，使研发和技术服务业创新动力略高于文化创意服务业。结果符合假设H2。

（三）产权属性差异的影响

表2所示，模型中time和treat与研发支出自然对数正相关且通过显著性检验，enterprise系数为负但不显著，即“营改增”政策下国有企业的技术创新动力弱于非国有企业。由此说明，非国有企业受市场竞争和技术发展的影响，更有动力借助税改契机调整企业策略，大量投资于研发活动。结果符合假设H3。

六、稳健性检验

本文用研发支出占营业收入比例对技术创新强度进行重新度量，数据取自利润表中“营业收入”科目。结果表明，time和treat的符号和显著性没有明显变化，控制变量效果基本一致。而后本文将政策发生时间分别提前一年和滞后一年进行回归，检验被解释变量的变化是否由“营改增”引起。安慰剂检验中time变量呈负相关，滞后性检验中time变量呈负相关，treat在1%显著水平上呈正相关。最后通过PSM-DID模型克服内生性影响，[19]结果均符合假设。检验表明，企业研发支出增加确由“营改增”政策引起。

七、结论及政策建议

本文通过考察“营改增”对部分现代服务业技术创新的作用效果，得出如下结论：“营改增”政策下，现代服务业企业研发支出明显增加，技术创新能力显著增强。行业差异方面，“营改增”对信息技术服务业的促进效果较其余两者更为显著。产权属性方面，非国有企业对“营改增”的政策效应较国有企业更为敏感。根据以上结论，本文提出以下建议。一是继续发挥“营改增”对部分现代服务业技术创新投入的激励作用，促进产业升级。二是“营改增”等税制改革应针对行业特性实施。三是“营改增”等税改政策应针对国有企业和非国有企业特性制定，进而提升我国整体的技术创新水平。

参考文献：

[1] 陈 钊，王 旸.“营改增”是否促进了分工：来自中国上市公司的证据[J].管理世界，2016（3）.

[2] 王 珮，董 聪，徐潇鹤，文福生.“营改增”对交通运输业上市公司税负及业绩的影响[J].税务研究，2014（5）.

[3] 龚 强，王璐颖，蔡东玲.“营改增”对企业创新的影响研究[J].浙江社会科学，2016（8）.

[4] 张 璇，张计宝，闫续文，李春涛.“营改增”与企业创新——基于企业税负的视角[J].财政研究，2019（3）.

[5] 曹 越，李 晶.“营改增”是否降低了流转税税负——来自中国上市公司的证据[J].财贸经济，2016（11）.

[6] 李启平.“营改增”对高新技术企业创新行为和财务绩效的影响[J].中南财经政法大学学报，2019（1）.

[7] 袁从帅，刘 晔，王治华，刘睿智.“营改增”对企业投资、研发及劳动雇佣的影响——基于中国上市公司双重差分模型的分析[J].中国经济问题，2015（4）.

[8] 刘 柏，王馨竹.“营改增”对现代服务业企业的财务效应——基于双重差分模型的检验[J].会计研究，2017（10）.

[9] 李 成，张玉霞.中国“营改增”改革的政策效应：基于双重差分模型的检验[J].财政研究，2015（2）.

[10]袁从帅，包文馨.“营改增”与企业创新型无形资产投资——基于信息技术服务业上市公司的双重差分研究[J].河北经贸大学学报：综合版，2015（3）.

[11] 田志伟，胡怡建.“营改增”对财政经济的动态影响：基于CGE模型的分析[J].财经研究，2014（2）.

[12] 师 博，张瀚禹.“营改增”的创新效应：基于模糊断点回归的经验证据[J].财经科学，2018（11）.

[13] 周 密.“营改增”是否促进了研发投入——基于中国上市企业的实证研究[J].河北经贸大学学报，2018（5）.

[14] 曹 平，王桂军.“营改增”提高还是降低了服务业企业的技术创新意愿——来自中国上市公司的实证[J].南方经济，2018（6）.

[15] 邵悦心，陈守明，王 健.“营改增”政策对企业创新投入的影响研究——基于倾向得分匹配的双重差分方法[J].科研管理，2019（6）.

[16] 苗好鑫，申尊焕.增值税转型对企业技术进步的影响——基于我国上市公司的研究[J].西安財经学院学报，2014（1）.

[17] 袁建国，胡明生，唐 庆.营改增对企业技术创新的激励效应[J].税务研究，2018（3）.

[18] 王 珮，李 硕，马原驰，朱珮尧.营改增对信息技术服务业技术创新的影响研究——基于模糊断点回归分析[J].税务研究，2019（5）.

[19] 谭光荣，周 游，李 乐.“营改增”对服务型制造业研发投入的影响——基于双重差分倾向得分匹配法的检验[J].财经理论与实践，2017（6）.

[20] 吴壮倩.营改增的技术创新效应[D].武汉：武汉大学，2018.

[责任编辑：谭志远]