“營改增”政策試點對企業創新的影響
——基于多時點雙重差分模型的檢驗

張 超, 劉春園

(安徽財經大學金融學院,安徽 蚌埠233030)

一、文獻綜述

國家想要占得發展先機,贏得發展優勢,穩步邁入創新型國家行列,必須依托于創新。國內外學者從多個方面對企業創新的影響因素進行考察。有的從公司角度出發,主要從股權激勵計劃、高管權力、董事會特征、資本結構以及股權結構等方面進行分析[1-5];有的從外部因素考察,主要對政府補貼、環境約束以及企業金融化等因素進行研究[6-8]。企業進行自主創新的不確定性高、風險大,且需要充足的資金支撐,但國內企業的稅收負擔提高了創新成本,對企業的研發投入有明顯的抑制作用[9]。有學者以歐盟和日本為例進行研究,發現企業的稅收負擔越輕,則研發產出效率越高[10-12]。這表明稅收優惠及減稅降費政策對企業的技術研發有著較強的激勵作用,有利于技術創新。

自2012年起,我國開始重視企業的稅負問題,“營改增”政策成為國家給企業減負的重要舉措?！盃I改增”政策旨在打通企業增值稅抵扣的鏈條,解決重復納稅問題,切實緩解企業的稅負壓力。如此,企業能夠將充裕的資金投入研發之中,加快轉型升級速度,使得產品層次和質量得以全面提升。隨著稅制改革工作的推進,促使“營改增”政策持續發揮推動力成為研究的熱點。在此背景下,各種減稅降費政策得到了學者廣泛的關注,但鮮有文獻關注“營改增”政策對企業創新的影響。本文對“營改增”政策對企業創新力度的影響進行考察,并通過對二者影響機制的分析,揭示融資約束的中介效應。同時,從政府角度出發,研究地方政府競爭激勵模式的調節作用,并從企業規模以及地域差異角度,研究“營改增”政策對企業創新影響的異質性。本文為考察政策效應提供了新視角,是對現有研究的補充,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”政策影響企業創新的傳導路徑,研究融資約束在“營改增”政策對企業創新影響機制中的中介效應;進一步考察政府的作用,分析政府激勵機制的調節作用,為政府制定并實施減稅降費政策提供可靠依據;運用多時點DID模型進行實證檢驗,對“營改增”政策與企業創新的因果關系進行有效的識別;考慮地域差異以及企業規模的影響,研究“營改增”政策創新驅動效應的異質性,為地方政府制定針對性的政策提供微觀依據;廣泛分析各個地區以及各個行業上市公司的相關數據,以豐富“營改增”政策對企業創新驅動效應的研究。

二、研究假設

1994年開始,我國對制造業與服務業分別采取增值稅與營業稅2種不同的稅收制度。在此稅制下,營業稅的繳納方為商品的購買者,當制造業企業外購服務(技術服務、技術咨詢等)時,不僅需要承擔商品的價格,還需要繳納商品的營業稅額,而這部分稅額不能被抵扣,這不可避免地造成重復征稅的問題[13]。針對這一問題,我國自2012年起開始進行稅制改革,推行“營改增”政策。先從上海的“1+6”行業(交通運輸業和6個現代服務業)進行試點,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,范圍擴大到全國,并新增廣播影視服務業。2014年1月,新增鐵路運輸和郵政業,同年6月新增電信業。2016年5月,試點覆蓋建筑業、房地產業、金融業以及生活服務等。這一舉措打通了制造業與服務業之間的增值稅抵扣鏈條,同時,減免制造業對外購買技術服務時的增值稅進項稅額,從而解決了重復征稅的問題?！盃I改增”政策實施是分批次進行的,2012年從上海部分行業開始實施,逐漸推廣到其他省份和行業。這樣的制度安排可以視為一個準自然實驗,因此,本文使用多時點DID模型對其政策效應進行檢驗。

(一)“營改增”政策與企業創新

當今世界,國家間關于以技術為核心的競爭日益激烈,只有依靠自主創新,才能實現技術獨立。企業的技術研發需要大量資金,因此,緩解企業稅收負擔以提高其自主創新能力是我國目前急需解決的問題。相比于財政補貼,稅收激勵政策公開透明,管控成本較低,能夠更加靈活地調控市場,促進資源有效分配,擴大企業的發展空間,是創新型國家普遍采用的戰略[14]。為給企業創造良好的發展條件,拓寬其創新空間,作為國家減稅的主要措施之一的“營改增”政策應運而生?！盃I改增”政策的實施為企業發展注入了巨大活力。首先,該項改革使得納稅人享受到了極大的稅收優惠,緩解了企業的稅負壓力,增強了資金的流動性和未來現金流的預期[15]。其次,制造業與服務業之間的抵扣鏈條被打通,不同產業之間的專業化分工水平得以提高,這使得生產成本得以降低,企業凈利潤實現持續性增長,而所得利潤作為內部融資增加了企業的可用資金。再次,對技術創新、技術轉讓以及技術咨詢等方面實行免征增值稅政策[16],提高了企業自主研發的意愿,增強了企業的創新能力?；诖?本文從實證角度考察“營改增”對企業創新的影響,提出假設H1:“營改增”政策的實施顯著促進了企業的創新水平。

(二)融資約束的中介效應

本文通過理論分析,考察“營改增”政策影響企業自主創新行為的作用機制。(1)“營改增”政策的“減稅效應”。稅收優惠政策的實施打通了上下游企業的抵扣鏈條,使得企業能夠抵扣外購資產的進項稅額[17],這提高了企業增加無形資產的意愿,進而產生“抵扣效應”。同時,企業對外進行技術轉讓、咨詢以及服務等都可以進行增值稅稅額抵扣,這促使企業更加關注自身的技術研發與創新。此外,銷售商品或提供勞務所產生的增值稅,還可以在下一生產或銷售環節進行銷項稅額抵扣,從而產生“稅負轉嫁效應”?？梢?實行“營改增”政策可以減輕企業稅收負擔,增強資金的流動性和未來現金流的預期[15],進而刺激企業的資源投入[15,18-19],使得企業愿意將更多資金投入到創新研發領域,在抑制非金融類企業“脫實向虛”的同時,提升企業的技術創新水平[20]。(2)“營改增”政策的專業化分工效應。在稅制改革前,服務業外購的中間品均不能實現稅額抵扣。在這種情況下,企業會自行向中間品或原料的經營領域擴展,即除自身主營業務之外,企業向業務的上一環節或下一環節不斷延伸,實現供產一體化,這降低了企業的專業化分工水平。實施“營改增”政策之后,服務業的中間產品可以實現進項稅額抵扣,生產成本得以降低。此時,企業將注意力集中到主營業務的發展上,也可以把研發、設計等中間業務分離出去,形成生產性服務業和制造業互相依賴又分工明確的態勢。不同行業的企業因分工聯系在一起,形成產業集聚,而產業之間的相互競爭與知識外溢會提升整個集群的創新水平,進而產生外部效應[21],刺激企業對固定資產進行投資與更新換代[20],這有助于企業長期的技術進步和未來的產業轉型升級[22]。此外,專業化分工理順了產業鏈條,使得上下游之間及不同行業之間的交流成本降低,供求匹配渠道更為通暢,服務業得到了更多制造業的外包服務,營業收入也有所增加[23]。

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

(三)政府競爭激勵的調節作用

在過去很長一段時間內,以GDP為績效考核的方式在一定程度上推動了當地經濟的發展,但在“為增長而競爭”的導向下,政府偏向于從迅速提升經濟總量出發,對周期短、回報高的項目有較強的偏好[28],這不利于引導企業投資于周期長、風險高的技術創新項目。隨著高質量發展理念的提出,績效考核理念逐漸從簡單的經濟增長轉向創新推動經濟發展[29],創新能力得到更多的關注?！盃I改增”政策實施后,政府為使減稅政策、財政補貼與企業創新研發更有效地結合,采取了相應措施,如對技術層面的項目提供資金扶持,為高新技術產業提供良好的內外部條件等,從而激發企業的創新積極性?；诖?本文提出假設H3:傾向創新競爭而非經濟增長競爭的政府競爭激勵制度,能夠合理引導政策與企業技術創新活動相匹配,起到更顯著的正向調節作用。

三、數據來源、變量選取與模型構建

(一)數據來源與數據處理

以2009—2018年我國31個省份(港澳臺地區除外,下同)的滬深兩市非金融上市公司為樣本企業,并對數據作以下處理:(1)刪除數據不完整的企業樣本;(2)刪除金融企業;(3)剔除ST和*ST公司樣本;(4)為消除極端值對研究結果的影響,對連續變量進行1%和99%分位的縮尾處理。處理后本文共有1 582家公司的數據觀測值,共計15 809組數據。同時,按照證監會2012年制定的行業分類標準對樣本企業進行行業分類。關于公司財務數據以及股東相關信息來自CSMAR數據庫,各省份的GDP數據來自EPS數據庫。

(二)變量選取

1.被解釋變量:企業創新水平(Y)。目前,現有文獻多采用創新投入、研發投入與企業總資產的比值和專利數量等指標對企業的創新能力進行衡量[30-32]。但投入指標僅是對創新決策的描述,不能度量企業創新的成果和效率。而專利數量雖能反映企業創新的結果和效率,但其申請周期長且受多種因素的影響。相較之下,選取企業總資產中無形資產增加額所占的比重進行企業創新水平的度量[33],更能全面反映企業的創新結果。此外,企業無形資產凈額增量數據的獲取更為簡單直接,數據更為完整,有助于提高實證結果的準確性。

2.解釋變量:“營改增”政策(X1)。根據多時點雙重差分模型的前提條件,設定不受“營改增”政策影響的樣本企業作為對照組,即對照組中每個企業都不會因為其他企業進行稅制改革而受到影響。在本研究中,將進行“營改增”政策試點推廣的地區企業作為處理組,其他未進行改革的地區企業作為對照組。鑒于政策效應的發揮需要一定的時間,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年下半年進入“營改增”政策實施范圍的企業視為2013年接受稅制改革,能更準確地反映“營改增”政策對企業創新的效應。

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

X2=-0.737D1+0.043D12-0.04D2

(1)

其中,D1為企業總資產的對數,D2為企業年齡。式(1)計算出來的結果為負值,表明SA指數越大,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生性問題,結果更加準確且具有說服力。

4.調節變量:分為經濟競爭激勵(X3)和創新競爭激勵(X4)。用該省份所處地區板塊(東中西部)的創新指標增長率均值(或該省份所處地區板塊GDP增長率均值)與該省份創新指標增長率(或該省GDP增長率)的差值,衡量地方政府的創新競爭激勵水平和經濟競爭激勵水平。若差值為正,則表示該省份的技術創新水平(或經濟增長水平)總體較差,這將迫使地方政府更加注重當地創新水平的提高。

5.控制變量。根據企業創新的影響因素,將企業規模(D1)、企業年齡(D2)、總資產凈利率(D3)、資產負債率(D4)、固定資產比(D5)、前十大股東持股比例(D6)、經營活動現金流量(D7)作為研究模型的控制變量。此外,還設定個體效應、時間效應以及省份效應。因為“營改增”政策是按地區、分行業試點的,政策效應的發揮會因環境而異,處于同一地區或同一行業的企業具有關聯性,因此,本文對實證結果使用省份固定效應進行修正。具體變量的構造及測量方法見表1。

表1 變量構造及測量方法

(三)模型構建

為了驗證假設H1,本文借鑒Bertrand等的做法[35],建立多時點雙重差分模型進行實證檢驗。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i在第t年的創新水平,用企業無形資產增加額與總資產比值來測算。解釋變量X1i,t表示企業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表示影響企業創新因素的控制變量;δi表示企業固定效應;φt表示年份固定效應;Φi表示省份固定效應,因為“營改增”政策的實施是逐步擴大試點范圍,其政策效應與企業所在地區及市場環境有著不可避免的關聯性,所以為縮小不同試點地區的政策效果差異,采用省份固定效應對樣本誤差進行修正。α表示常數項,εi,t表示隨機誤差項?！盃I改增”政策是分時點、分地區進行的,即該模型中實驗組的企業樣本是不同時間依次進入的,因此,解釋變量Yi,t就相當于普通DID模型中政策與時點的交乘項。在該模型中,β系數代表了“營改增”政策對企業創新的影響方向和程度。

為了驗證假設H2,本文借鑒Baron等的做法[36],構建“中介效應三步法”模型檢驗“‘營改增’政策—融資約束—企業創新”這一傳導路徑,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,β2是融資約束變量的系數,α0、θ0、α是常數項,其他變量及系數的含義與式(2)相同?！爸薪樾椒ā睓z驗步驟如下:首先,檢驗“營改增”政策對企業創新的政策效應;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的創新意愿。融資約束具有顯著的中介作用需滿足如下條件:(1)α1在數值上應當顯著為正,這是進行中介效應檢驗的必要條件。若α1在數值上不顯著,即解釋變量與被解釋變量之間并無顯著關系,則對其進行中介效應檢驗無意義可言。(2)當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H3,本文借鑒溫忠麟等的做法[37],構建交互項來檢驗調節變量,考察政府激勵制度是否會影響“營改增”政策對企業創新的政策效應。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”政策對企業創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, α0為常數項,其他變量及系數的含義與式(2)相同。

四、實證結果分析

(一)變量描述性統計

各個變量的描述性統計如表2所示。觀察創新指標發現,無形資產增加額占總資產比重的均值為0.048,表明我國企業的總體創新水平較高;最大值達到0.938,表明部分企業擁有較高的創新能力;最大值與最小值的差距較大,表明不同上市企業的技術創新水平有著較為明顯的差距。

表2 變量描述性統計結果

(二)基準回歸結果

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

表3 “營改增”政策對企業創新的影響

回歸結果表明,若企業被納入“營改增”試點范圍,其創新產出水平會顯著提高。與對照組相比,處理組樣本在“營改增”政策實施之后,無形資產增加額占總資產的比例上升,企業創新水平提高,假設H1得以驗證。實證結果中控制變量與企業創新水平之間的系數也與理論假設相符:“營改增”政策具有規模異質性,企業規模越大,政策效應越顯著;企業年齡的系數顯著為正,說明成立時間長的企業更傾向于進行技術創新;固定資產比的系數顯著為正,表明固定資產在總資產中的比重越高,企業的盈利水平就越高,因而實現利潤的可持續增長,創新能力顯著提高。此外,資產負債率的系數均顯著為負,表明企業承擔的負債越高,面臨的資金壓力越大,則越不利于企業創新能力的提高。

(三)平行性檢驗

借鑒Bertrand等的做法[35],構建雙重差分模型對政策效應進行平行性檢驗,同時控制年份以及省份固定效應,重新進行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,依次代表上市企業在“營改增”政策推行的前3年、前2年、前1年、當年、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,其余系數含義與式(2)相同。

平行趨勢的檢驗結果如表4所示。從表中可知,d-3、d-2、d-1的估計系數接近于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的創新水平并無較大差異,有著共同的發展趨勢,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的估計系數都是正值,并且d1、d2、d3、d4的系數值隨著年份的增加,顯著性增強,這是因為2013年開始大范圍推廣“營改增”政策,該政策促進了企業無形資產的研發產出,但其效果具有一定的滯后性(隨著企業稅負的減少及可用現金流的增加,更多的資金投入到研發部門,但創新取得實質性成果需要經歷一定的過程)。

表4 平行性檢驗結果

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條件,本文根據表4的結果制作平行趨勢檢驗圖(圖1),以便更加直觀地對比“營改增”政策實施前后企業創新水平的變化。圖1反映了“營改增”政策每一年度對企業創新水平的影響效應,橫軸代表相應年份,縱軸代表系數大小以及方向。橫坐標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,交乘項的估計系數在0附近波動且并不顯著,說明實驗組與控制組中的企業在技術創新方面并無顯著波動,創新水平差異較小,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,估計系數呈明顯上升趨勢,且上升程度顯著,進一步證實“營改增”政策確實使得企業創新水平得以顯著提高。

圖1 平行趨勢檢驗圖

(四)穩健性檢驗

1.改變政策實施時間。上述實證結果證明了“營改增”政策的實施對企業的創新水平有顯著的正向促進作用,但這不能保證因果變量的必然性,樣本期間企業創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推行,這些問題值得思考。為此,本文進行時間安慰劑檢驗,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。若實證結果均不顯著,則證明樣本期間企業創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,回歸結果均不顯著,表明通過時間安慰劑檢驗,“營改增”政策對企業創新水平有正向的激勵效應。

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果進行穩健性檢驗:選取2009—2016年數據為樣本區間,將2016年之后第三批實行“營改增”政策的行業作為對照組,構建多時點雙重差分模型進行檢驗。結果如表6所示。

從表6可知,“營改增”政策對企業創新水平的影響系數為正,且在控制年份和省份固定效應時,估計系數仍顯著為正值。因此,本文的研究假設H1成立。

表6 穩健性檢驗:改變時間范圍

五、機制檢驗

(一)中介作用檢驗

“營改增”政策主要從3個途徑影響企業的融資約束,進而影響企業的創新產出。因此,本文從融資約束角度,構建“中介效應三步法”模型,深度剖析“營改增”政策促進企業創新的傳導機制。實證檢驗結果見表7。

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

表7 融資約束中介作用的回歸結果

(二)調節作用檢驗

上文著重探討了“營改增”政策對技術創新活動的影響,并從融資約束角度出發,探討了“營改增”政策促進企業無形資產研發的具體傳導路徑。但從省份層面來看,地方政府的行為也會影響企業的經濟活動。畢竟每一種經濟政策(如稅收政策)的實施都與當地政府的行為密不可分,雖然整體的稅收政策均為法定,但地方政府可以根據當地發展情況制定一攬子政策工具進行調控,如通過稅收減免、資金扶持等手段,將稅收政策與企業的技術活動進行合理的引導匹配?；诖?本文在研究“‘營改增’政策—企業無形資產研發創新”路徑時,嵌入地方政府的競爭激勵制度,具體結果如表8、表9所示。

回歸結果表明,在不同理念的政府競爭激勵制度下,“營改增”政策對企業無形資產的研發創新水平有著明顯的差異性。從表8來看,“營改增”政策與經濟競爭激勵的交互項的估計系數沒有通過任何水平的顯著性檢驗。這是因為在以經濟增長為目標的考核制度下,地方政府總是更偏向于短期內能夠促進經濟增長的項目,對企業的創新行為關注不夠,因此無法引導政策與企業行為合理匹配,沒有起到有效的創新驅動作用,這與本文的假設H3相符。

表8 地方政府GDP考核壓力的調節作用

在表9中,“營改增”政策與創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,創新帶動經濟發展的理念已經深入人心。為了高質量發展,地方政府考核也從簡單的以經濟增長為目標轉變為創新競爭[29],而“以創新帶動經濟發展”的創新競爭激勵制度有利于政府推動減稅政策與企業技術研發行為相融合[20]?！罢幼o效應”使得在偏向創新競爭的省份在制定政策(如稅收政策)時,更加關注對技術項目的減稅降費和資金扶持[38],進而為企業無形資產的研發創造良好的環境支撐。交互項對企業技術創新活動具有統計意義,因此本文的假設H3得到了檢驗。

表9 地方政府創新考核壓力的調節作用

六、異質性檢驗

(一)企業規模

“營改增”政策對企業的創新行為有著顯著的正向促進作用,但從企業自身發展角度出發,不同規模的企業的政策效應存在差異[39]。在融資約束方面,創新活動需要充足的資金,而銀行等投資者更偏好于實力強、信譽高的大型企業,中小型企業面臨著融資難、融資貴的局面,進行研發所面臨的風險更大。本文根據企業規模大小,將總樣本企業劃分成大型及中小型企業子樣本,對企業的規模效應進行實證分析,具體結果見表10。

從表10可知,第1列的政策變量X1的系數為0.000 28,為正但不顯著,說明“營改增”政策雖然促進了大型企業的創新積極性,但作用并不顯著。第2列X1的系數為0.004 79,在1%的水平上顯著為正,說明對中小企業來說,“營改增”政策發揮了顯著的創新驅動效應?！盃I改增”政策通過減輕企業稅負來緩解企業的融資約束,使得企業對未來現金流產生積極預期,將更多的資金投入到創新活動中。大型企業本身經濟實力雄厚,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擔,切實緩解了其資金問題,給企業創造了良好的融資條件,提高了其創新積極性。因此,“營改增”政策對中小企業創新活動的促進作用更顯著。

表10 企業規模異質性影響的回歸結果

(二)地區差異

從地區的發展水平來看,企業的創新與當地的經濟水平、科研能力以及資源等密切相關,因此,不同地區的“營改增”政策的創新驅動效應也會存在差異。為驗證地域差異對政策效果的異質性,本文將總樣本企業按照地區劃分為東部、中部、西部,并進行實證分析,具體結果見表11。

表11 東中西部地區“營改增”政策對企業創新影響的回歸結果

總體來看,在東部、中部、西部地區的回歸結果中,解釋變量的系數均為正值,再次證實“營改增”政策促進了企業創新的積極性。進一步分析系數的顯著性,可知東部、中部、西部系數的顯著性依次降低,主要原因在于:最先進行“營改增”政策試點的省份大多位于東部及中部地區,稅收負擔的減輕使得該地區企業的資金更加充足[40],政策效果較為顯著。其中,西部地區的經濟發展及資源稟賦不及東中部地區,創新型企業較少,即使有減稅政策的加持,政策效果也很難充分發揮;東部地區的經濟發展水平較高,科研水平先進,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];中部地區的資源稟賦以及發展水平處于一般水平,尚有發展空間,此時“營改增”政策的實施減輕了企業稅負,增加了企業的現金流,企業將重心轉移到創新活動上,因此,“營改增”政策的創新驅動效應在中部地區較為顯著。

七、研究結論與政策建議

(一)研究結論

本文以2009—2018年31個省份的A股上市公司數據為樣本,構建多時點雙重差分模型,通過比較“營改增”政策實施前后企業無形資產凈額占總資產的比重,研究該稅制改革對企業的創新驅動效應。結果發現:(1)“營改增”顯著提升了企業技術創新力度;(2)“營改增”政策的實施緩解了企業的融資約束,從傳導機制來看,減稅能夠通過降低企業內部成本,提高資金流動性,從而擴大企業的融資空間,緩解其融資約束;(3)創新競爭政府激勵制度能夠合理引導政策與企業技術創新活動相匹配,相比于經濟競爭政府激勵制度,其考核理念更能發揮政府的調節作用;(4)“營改增”政策的創新驅動效應具有異質性,對中小型企業、東中部地區企業的政策效應更為顯著。

(二)政策建議

1.改變政府激勵模式,營造良好市場環境。政府不應將GDP增長作為唯一的考核指標及發展的最終目標,而是要將績效考核理念從簡單的經濟增長向“創新推動經濟發展”轉變,優化治理制度,為企業的創新活動提供有力的支撐。良好的市場環境是持續發揮“營改增”政策創新驅動效應的重要前提。政府應不斷健全市場機制,完善知識產權和專利保護制度,為企業技術的引進提供堅實的后盾。同時,出臺相應的調節政策,對積極進行創新活動的企業給予適當的支持和激勵,以促進“營改增”政策效應的最大化。

2.促進專業化分工,提高企業創新活力。實施“營改增”政策之后,不同行業的企業由于分工聯系在一起,形成產業集聚。企業應抓住這一契機,提高專業化分工水平,理順產業鏈條,使得上下游企業之間、不同行業之間的交流成本降低,供求匹配渠道更為通暢。同時,抓住產業之間的合作機遇,降低生產成本,提高生產效率,促進技術進步及產業轉型升級,提高自主創新能力,最終在市場中占據優勢地位。

3.優化稅收制度,緩解企業融資約束。全面深化財稅體制改革,認真落實“營改增”政策,優化稅收制度,切實減輕企業的稅收負擔,當某些行業在稅額抵扣環節出現問題時,應及時處理并完善相關規定,使各個行業都享受到“營改增”政策的紅利。此外,加強納稅的監管力度,制定逃稅漏稅相關行為的懲治措施,營造公平公正的納稅環境。緩解企業的融資約束,讓企業真正享受到優惠,使得生產成本得以降低,促使更多資金流入創新部門,在高質量發展新常態下,讓“大眾創業、萬眾創新”勢態向更廣范圍、更高層次和更深程度推進。

4.制定多元化政策,促進地區均衡發展。由于不同地區的經濟發展程度、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,政府應根據當地經濟的總體發展水平來制定政策。如對技術層面的項目提供資金扶持,為中小型企業提供良好的內外部條件。再如,政策及資源適當向中西部傾斜,引導“營改增”政策、財政補貼與企業創新研發更有效的結合,充分發揮“營改增”的政策效應,從而激發企業的創新積極性,拓寬創新空間。

本文檢驗了“營改增”政策的創新驅動效應,驗證了融資約束的中介作用,并分析了政府在其中的調節作用,豐富了現有研究,具有一定的理論參考價值和現實意義,但在指標構建上還不夠全面。企業創新的衡量指標包括研發資金的投入及研發人員的投入。由于企業信息披露有限,難以獲取完整的企業研發人員投入數據,本文只選取企業研發資金投入指標,對企業創新水平的衡量不夠深入。后續研究應進一步完善企業創新指標的構建,以提高研究結果的準確度。同時,提高異質性分析的全面性,除地區差異及企業規模外,可進一步分析產權性質、企業管理方式等因素導致的政策效應差異性,使得政策的實施更有針對性。此外,研發投入轉化為研發產出的能力,也就是創新效率,在衡量“營改增”政策效應時尤為重要,后續研究可進一步探討“營改增”政策對企業研發產出及效率的影響,以豐富研究視角。