“營(yíng)改增”對(duì)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新行為和財(cái)務(wù)績(jī)效的影響

李啟平

(常州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 常州 213164)

一、引言及文獻(xiàn)綜述

當(dāng)前我國(guó)已經(jīng)步入經(jīng)濟(jì)發(fā)展“新常態(tài)”，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展成為第一要?jiǎng)?wù)。高質(zhì)量發(fā)展的核心是以創(chuàng)新為動(dòng)力，通過(guò)“營(yíng)改增”為代表的結(jié)構(gòu)性稅制改革，大力培育新動(dòng)能，強(qiáng)化科技創(chuàng)新，培育創(chuàng)新型企業(yè)，為“中國(guó)制造2025”奠定堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。高新技術(shù)企業(yè)兼有知識(shí)密集和技術(shù)密集的特點(diǎn)，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的引領(lǐng)作用日益顯著。自20世紀(jì)90年代開始，國(guó)家通過(guò)對(duì)高新技術(shù)企業(yè)資格的認(rèn)定，促進(jìn)了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。為了推動(dòng)中國(guó)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，政府多次修訂高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)。除此之外，政府也鼓勵(lì)社會(huì)資本進(jìn)入高新技術(shù)領(lǐng)域，但由于高新技術(shù)行業(yè)存在風(fēng)險(xiǎn)高、投資見效慢等特征，再加上資本的逐利性，阻礙了社會(huì)資本向高新技術(shù)領(lǐng)域大量進(jìn)入；與此同時(shí)，技術(shù)研發(fā)和應(yīng)用過(guò)程中的溢出效應(yīng)也在一定程度上抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投資活動(dòng)。因此，單純依靠市場(chǎng)機(jī)制不足以激勵(lì)企業(yè)對(duì)創(chuàng)新的大量投資，需要國(guó)家政策予以配合。在眾多政策工具中，稅收優(yōu)惠由于具有較低的尋租風(fēng)險(xiǎn)，被經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)為是補(bǔ)償溢出效應(yīng)的有效手段[1]。國(guó)內(nèi)學(xué)者提供了大量實(shí)證支持[2][3]。既然稅收優(yōu)惠能夠有效激勵(lì)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投資行為，那么政府因稅收優(yōu)惠所減少的稅收收入是否被企業(yè)充分利用？高新技術(shù)企業(yè)的投資水平是否提高？盈利能力是否得到有效改善等等問題是學(xué)術(shù)界需要厘清的問題，而“營(yíng)改增”為研究這些問題提供了很好的契機(jī)。

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者針對(duì)“營(yíng)改增”所做的實(shí)證研究主要從宏觀和微觀兩個(gè)層面開展。從宏觀層面來(lái)看，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要側(cè)重于宏觀經(jīng)濟(jì)及行業(yè)分工領(lǐng)域。有學(xué)者在傳統(tǒng)稅收CGE模型基礎(chǔ)上引入能源和環(huán)境因素，系統(tǒng)分析了“營(yíng)改增”對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)、行業(yè)增加值、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)等諸多方面的影響及其動(dòng)態(tài)累積效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”對(duì)我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值有顯著的正向作用，且有利于降低能源強(qiáng)度[4]。孫正和張志超用PVAR模型考察了“營(yíng)改增”對(duì)國(guó)民收入分配格局的影響，得出了“營(yíng)改增”有利于優(yōu)化國(guó)民收入分配格局的結(jié)論[5]。陳釗和王旸從行業(yè)分工及產(chǎn)業(yè)鏈的角度檢驗(yàn)了“營(yíng)改增”對(duì)全行業(yè)的影響，利用雙重差分模型，從經(jīng)營(yíng)范圍和營(yíng)業(yè)收入變化兩個(gè)層面解釋了“營(yíng)改增”對(duì)于行業(yè)分工的兩種影響[6]；范子英等則從產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的視角檢驗(yàn)了稅改在減稅和分工兩方面的影響，研究結(jié)果表明，“營(yíng)改增”在具備產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的企業(yè)中產(chǎn)生了明顯的節(jié)稅效應(yīng)和分工效應(yīng)[7]。

從微觀層面來(lái)看，多數(shù)學(xué)者側(cè)重于“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)稅負(fù)的影響，進(jìn)而考察稅改后企業(yè)的投資水平是否發(fā)生變化。田志偉和胡怡建通過(guò)構(gòu)建稅收CGE模型，分析了“營(yíng)改增”前后我國(guó)各行業(yè)的兩稅負(fù)擔(dān)動(dòng)態(tài)變化，研究發(fā)現(xiàn)，“營(yíng)改增”短期內(nèi)可使各行業(yè)稅負(fù)平衡，而長(zhǎng)期來(lái)看略有上升[8]；類似地，王玉蘭等通過(guò)對(duì)交通運(yùn)輸業(yè)的分析發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”后交通運(yùn)輸業(yè)稅負(fù)出現(xiàn)不降反增的現(xiàn)象[9]。也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，“營(yíng)改增”后企業(yè)稅負(fù)在短期內(nèi)略有上升，但長(zhǎng)期內(nèi)呈下降趨勢(shì)[10]。另一部分學(xué)者檢驗(yàn)了“營(yíng)改增”對(duì)投資水平的影響。李成和張玉霞利用2011～2013年微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，通過(guò)雙重差分模型檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”后試點(diǎn)地區(qū)試點(diǎn)行業(yè)固定資產(chǎn)投資水平提高[11]。類似地，袁從帥等利用239家上市公司面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”顯著促進(jìn)了公司總投資，對(duì)研發(fā)投入也有正向促進(jìn)作用[12]。理論上講，企業(yè)投資水平的提高，可以提高企業(yè)的生產(chǎn)能力，尤其是優(yōu)化分工后，企業(yè)將非主營(yíng)業(yè)務(wù)外包出去，大大提高了企業(yè)的生產(chǎn)效率，企業(yè)的盈利能力也將得到改善[6][7]。袁從帥和包文馨的研究支持了這一觀點(diǎn)，他們發(fā)現(xiàn)“營(yíng)改增”后企業(yè)銷售額、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)顯著提高[13][14]。

綜上所述，“營(yíng)改增”在宏觀層面改善了國(guó)民收入分配格局和行業(yè)分工等，在微觀層面提高了企業(yè)投資水平和獲利能力。但目前文獻(xiàn)大多著眼于全面“營(yíng)改增”之前，且局限于行業(yè)內(nèi)部研究，缺乏對(duì)全行業(yè)的考察。本文嘗試從微觀企業(yè)著手，聚焦于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，按“營(yíng)改增”逐步推進(jìn)時(shí)間分三個(gè)階段考察其對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新行為及財(cái)務(wù)績(jī)效的影響。可能的貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：第一，科技創(chuàng)新是新時(shí)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要驅(qū)動(dòng)力?！盃I(yíng)改增”首先以交通業(yè)、現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為試點(diǎn)推行，以往文獻(xiàn)主要圍繞這兩類企業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究，少有文獻(xiàn)檢驗(yàn)“營(yíng)改增”對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的影響。本文嘗試考察“營(yíng)改增”對(duì)試點(diǎn)高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)，以期豐富相關(guān)文獻(xiàn)。第二，以往文獻(xiàn)大多單一地將2012年設(shè)定為事件年度，僅探討了稅改的第一階段。本文按“營(yíng)改增”兩次“擴(kuò)圍”和實(shí)施時(shí)間分為三個(gè)階段，先后檢驗(yàn)“營(yíng)改增”對(duì)上海市、“8省市”和全國(guó)范圍內(nèi)試點(diǎn)高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)，從而全面剖析“營(yíng)改增”政策的經(jīng)濟(jì)后果，為現(xiàn)行稅制改革提供經(jīng)驗(yàn)支持。

二、理論分析與研究假設(shè)

服務(wù)業(yè)和制造業(yè)稅負(fù)不均的原因之一是計(jì)稅依據(jù)不同。營(yíng)業(yè)稅的計(jì)稅依據(jù)是銷售總額(營(yíng)業(yè)額)，而增值稅的計(jì)稅依據(jù)是銷售差額(增值額)，在兩稅并存下，較低的營(yíng)業(yè)稅稅率給社會(huì)帶來(lái)一種錯(cuò)覺，即繳納營(yíng)業(yè)稅的服務(wù)業(yè)所承擔(dān)的稅負(fù)比繳納增值稅的制造業(yè)所承擔(dān)的稅負(fù)輕。其實(shí)不然，因?yàn)樵鲋刀惒捎眠M(jìn)項(xiàng)稅額抵扣的方法征稅，稅負(fù)可以轉(zhuǎn)嫁，而營(yíng)業(yè)稅是以總額征稅，稅負(fù)不能轉(zhuǎn)嫁，從而造成服務(wù)業(yè)的稅負(fù)比制造業(yè)的稅負(fù)更重。“營(yíng)改增”將服務(wù)業(yè)和制造業(yè)的計(jì)稅依據(jù)統(tǒng)一起來(lái)，打通了整個(gè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)環(huán)節(jié)的抵扣鏈條，起到了結(jié)構(gòu)性減稅作用。受“營(yíng)改增”減稅效應(yīng)的影響，一方面，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金持有水平相對(duì)上升，在生產(chǎn)規(guī)模既定情況下，無(wú)利率自有資金的利用可能降低企業(yè)信貸融資的意愿；另一方面，根據(jù)金融加速器理論，資產(chǎn)負(fù)債率越低的企業(yè)越有可能獲得較低成本的外源融資，那么通過(guò)償還負(fù)債使得資產(chǎn)負(fù)債率下降將更有利于企業(yè)未來(lái)發(fā)展?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H1：

H1：受“營(yíng)改增”減稅效應(yīng)的影響，“營(yíng)改增”后高新技術(shù)企業(yè)的負(fù)債水平將會(huì)下降。

“營(yíng)改增”的減稅效應(yīng)在一定程度上緩解融資約束，受影響的企業(yè)可能調(diào)整經(jīng)營(yíng)策略，以便充分享受這一政策紅利，推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)。在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的路徑選擇上，原來(lái)技術(shù)水平較低的企業(yè)，可以加大研發(fā)投入，也可以通過(guò)外購(gòu)專項(xiàng)技術(shù)等手段[15]，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展。高新技術(shù)企業(yè)本身具有較強(qiáng)的研發(fā)能力，持有大量的現(xiàn)金流是其持續(xù)研發(fā)投入的保證，“營(yíng)改增”在這方面可以助一臂之力。這是因?yàn)樵鲋刀惒扇〉氖沁M(jìn)項(xiàng)稅額抵扣制度，企業(yè)從事研發(fā)購(gòu)買的設(shè)備類固定資產(chǎn)或無(wú)形資產(chǎn)所取得的進(jìn)項(xiàng)稅額，可以抵扣銷項(xiàng)稅額從而減少應(yīng)納稅額。因此，“營(yíng)改增”有利于提高企業(yè)對(duì)廠房、設(shè)備類固定資產(chǎn)或無(wú)形資產(chǎn)投資的意愿。加之固定資產(chǎn)折舊的抵稅作用，企業(yè)可以保持較多的現(xiàn)金流，足以激勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投入[16]。基于此，本文提出假設(shè)H2：

H2：由于“營(yíng)改增”對(duì)財(cái)務(wù)約束的緩解作用，試點(diǎn)后高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入將會(huì)增加。

從會(huì)計(jì)核算方式看，盡管增值稅為價(jià)外稅，不進(jìn)入利潤(rùn)表，看似不影響企業(yè)利潤(rùn)，但按照我國(guó)現(xiàn)行稅制，城建稅和教育費(fèi)附加是根據(jù)增值稅和消費(fèi)稅實(shí)際繳納的金額作為計(jì)稅依據(jù)，按一定稅率計(jì)征，計(jì)入“稅金及附加”賬戶，從而影響企業(yè)利潤(rùn)。從產(chǎn)業(yè)鏈角度看，由于增值稅為價(jià)外稅，上游企業(yè)可以將稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁給下游企業(yè)，因此，“營(yíng)改增”可能影響上游企業(yè)的定價(jià)機(jī)制，企業(yè)利潤(rùn)受“營(yíng)改增”影響的程度取決于其對(duì)上游企業(yè)的議價(jià)能力。從成本角度看，在購(gòu)買成本相同情況下，原營(yíng)業(yè)稅納稅企業(yè)在改革前計(jì)算利潤(rùn)時(shí)需將繳納的營(yíng)業(yè)稅額全額扣除，改革后，購(gòu)買成本部分可以抵扣，導(dǎo)致計(jì)入營(yíng)業(yè)成本的下降，加上固定資產(chǎn)折舊的抵稅作用，成本下降可能引起利潤(rùn)上升。目前學(xué)術(shù)界對(duì)于“營(yíng)改增”后企業(yè)稅負(fù)究竟是增加還是降低缺乏一致的結(jié)論[17]。綜合以上3個(gè)方面的分析，稅負(fù)的變動(dòng)在一定程度上影響了企業(yè)可支配收入，即稅負(fù)的降低會(huì)引起收入的增加，“營(yíng)改增”后企業(yè)的利潤(rùn)將會(huì)上升?；诖耍疚奶岢黾僭O(shè)H3：

H3：在其他條件不變的情況下，“營(yíng)改增”試點(diǎn)后高新技術(shù)企業(yè)的盈利能力將會(huì)提高。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)實(shí)證模型

基于“自然實(shí)驗(yàn)”的雙重差分模型，近年來(lái)被廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)政策的因果動(dòng)態(tài)檢驗(yàn)。雙重差分模型能夠有效避免政策作為解釋變量可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，確切地說(shuō)是控制了因變量和解釋變量之間的相互影響效應(yīng)。稅改首次在上海試點(diǎn)，其后推廣到北京、天津和江蘇等地，最后推廣至全國(guó)。其分時(shí)段試點(diǎn)過(guò)程可以被看作是一次“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，符合雙重差分檢驗(yàn)的基本設(shè)定。隨著“營(yíng)改增”在全國(guó)范圍內(nèi)的推廣，不斷有學(xué)者利用雙重差分模型檢驗(yàn)“營(yíng)改增”政策的經(jīng)濟(jì)后果。周黎安和陳燁引入雙重差分模型檢驗(yàn)我國(guó)農(nóng)村稅制改革[18]。我們借鑒既有研究方法，采用DID模型檢驗(yàn)“營(yíng)改增”對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng).根據(jù)DID模型的基本設(shè)定，本文構(gòu)建如下分析模型：

Dependentsi,t=β0+β1Timei,t+β2Treati,t+β3Timei,t×Treati,t+β4Controlsi,t+ηt+δi+εi,t

(1)

式(1)中，Dependents表示因變量，Time表示是否屬于“營(yíng)改增”年度，是則取1，否則取0；Treat表示是否屬于實(shí)驗(yàn)組，Treat=1時(shí)為實(shí)驗(yàn)組，Treat=0時(shí)，為對(duì)照組；Controls表示控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡及現(xiàn)金持有水平等；ηt和δi分別表示行業(yè)的時(shí)間固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)。

(二)變量定義

1.因變量。模型(1)中的Dependents表示因變量，分別代表企業(yè)負(fù)債水平、研發(fā)投入和盈利能力。企業(yè)負(fù)債水平(Lev)用于衡量企業(yè)的實(shí)際負(fù)債。本文認(rèn)為，“營(yíng)改增”降低稅負(fù)的同時(shí)可能導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金流的相對(duì)增加，這會(huì)降低企業(yè)通過(guò)外源融資獲取資金的意愿。因此，本文選擇負(fù)債水平作為第一個(gè)被解釋變量，具體為企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率。企業(yè)研發(fā)投入(R&D)用于衡量高新技術(shù)企業(yè)研究與開發(fā)過(guò)程中花費(fèi)的成本。參考袁從帥等的方法，本文將R&D定義為研發(fā)投入金額占營(yíng)業(yè)收入的比例[13]。在企業(yè)盈利能力指標(biāo)選取上，本文選取凈資產(chǎn)收益率(ROE)。根據(jù)前文分析，“營(yíng)改增”優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)分工[6][7]，企業(yè)將薄弱項(xiàng)目外包，從而提高主營(yíng)業(yè)務(wù)的投資水平，有利于提升企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，帶動(dòng)盈利能力上升。

2.自變量。根據(jù)DID模型設(shè)定原則，本文主要自變量為Time、Treat及其交互項(xiàng)Time*Treat。Time表示觀測(cè)年度是否為“營(yíng)改增”試點(diǎn)及以后年度的虛擬變量，是則取1，否則取0；Treat代表企業(yè)是否屬于試點(diǎn)地區(qū)試點(diǎn)行業(yè)的虛擬變量，是則取1，否則取0；交互項(xiàng)Time*Treat為本文的主要解釋變量，其系數(shù)β3代表所要研究的“營(yíng)改增”政策本身對(duì)被解釋變量影響[19]，即政策效應(yīng)。

3.控制變量。筆者借鑒李成和張玉霞、曹越和李晶以及劉柏和王馨竹的文獻(xiàn)[11][10][14]，同時(shí)引入了可能影響模型(1)的控制變量，具體定義如表1。

表1 控制變量定義

此外，本文還通過(guò)在回歸方程中控制行業(yè)效應(yīng)，以此剔除因行業(yè)差異導(dǎo)致的因變量變化的不同。根據(jù)證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引(2012年修訂)》，將所有樣本企業(yè)所屬行業(yè)按經(jīng)營(yíng)內(nèi)容和性質(zhì)細(xì)分為6大類，并分別賦值為1,2...6，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了行業(yè)啞變量(industry)參與回歸(表2)。

表2 樣本企業(yè)所屬行業(yè)分類

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文按“營(yíng)改增”推行時(shí)間分三個(gè)階段對(duì)比試點(diǎn)地區(qū)試點(diǎn)企業(yè)與非試點(diǎn)地區(qū)同類企業(yè)在經(jīng)濟(jì)指標(biāo)上的差異，探究“營(yíng)改增”對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)。因此，本文選取了2011～2014 A股上市公司及部分新三板企業(yè)為初始樣本，選取試點(diǎn)地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，非試點(diǎn)地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)為對(duì)照組。本文數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和Resset數(shù)據(jù)庫(kù)，部分新三板企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)根據(jù)巨潮網(wǎng)公布的企業(yè)年報(bào)手工搜集整理。參照以往文獻(xiàn)，刪除金融類上市公司、ST、PT類型公司和所有者權(quán)益為0或負(fù)的公司，并對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行Winsor處理以剔除異常值干擾。最終獲得1259家企業(yè)，共5013個(gè)觀測(cè)值。由于部分財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失，本文最終基于2011～2014年上市公司非平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建回歸模型。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

表3列示了各控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。不難看出，除資產(chǎn)規(guī)模、固定資產(chǎn)份額和投資水平具有較大差異外，其他變量均不存在顯著差異，與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致，說(shuō)明所選取的樣本在一定程度上具有無(wú)偏性。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

(五)平衡趨勢(shì)假設(shè)的檢驗(yàn)

雙重差分估計(jì)穩(wěn)健性的前提是實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組之間滿足平衡趨勢(shì)假定，即在改革之前，兩組樣本應(yīng)存在相同的變化趨勢(shì)，否則雙重差分的估計(jì)可能是有偏的。如果滿足平衡趨勢(shì)假定，那么可以說(shuō)明被解釋變量在改革之前并不存在顯著差異，即被解釋變量的變動(dòng)完全由政策效應(yīng)解釋。同時(shí)，平衡趨勢(shì)假定的檢驗(yàn)?zāi)軌蛟谝欢ǔ潭壬峡朔盃I(yíng)改增”政策的自選擇問題。為此，本文在2011～2014年原有樣本基礎(chǔ)上補(bǔ)充了2009年、2010年以及2015年、2016年的數(shù)據(jù)，以繪制稅改3個(gè)階段的平衡趨勢(shì)圖(圖1)。

如圖1所示，我們?cè)O(shè)定第一階段以2012年度為事件年份，第二階段以2013年度為事件年份，第三階段以2014年度為事件年份。橫坐標(biāo)中“0”表示樣本處于事件年份，“-1”表示處于事件年份前1年，“1”表示事件年份后1年，依此類推；縱坐標(biāo)表示相應(yīng)的被解釋變量?？梢钥闯?，在改革之前，被解釋變量在事件年份之前沒有顯著的變化趨勢(shì)，并且自變量系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上并不顯著異于0(10%置信區(qū)間包括0)。說(shuō)明平衡趨勢(shì)假設(shè)成立，即在改革之前，被解釋變量之間不存在顯著差異。改革之后，被解釋變量的變化呈現(xiàn)出一定規(guī)律，且系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上顯著異于0(置信區(qū)間不包括0)，即被解釋變量間存在顯著差異。

圖1 平衡趨勢(shì)圖

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)對(duì)上海市高新技術(shù)企業(yè)的回歸

為檢驗(yàn)上文假設(shè)，本文將樣本分為兩組：以上海市試點(diǎn)行業(yè)中的高新技術(shù)企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，此時(shí)Treat=1；否則，Treat=0(對(duì)照組)。以2012年為事件年，當(dāng)年度為2012之前時(shí)，Time=0，表示未開始實(shí)施“營(yíng)改增”；當(dāng)年度為2012及之后時(shí)，Time=1，表示開始實(shí)施“營(yíng)改增”；因此，當(dāng)Time*Treat=1，表示已經(jīng)受“營(yíng)改增”政策影響的上海市高新技術(shù)企業(yè)。

表4的回歸結(jié)果顯示，“營(yíng)改增”對(duì)上海市高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)是顯著的。減稅效應(yīng)在1%水平上顯著，說(shuō)明“營(yíng)改增”實(shí)實(shí)在在降低了上海市高新技術(shù)企業(yè)的稅負(fù)。企業(yè)的研發(fā)投入和凈資產(chǎn)收益率在5%水平上顯著，說(shuō)明“營(yíng)改增”發(fā)揮降稅作用的同時(shí)，增加了上海市高新技術(shù)企業(yè)的現(xiàn)金流，使得企業(yè)有實(shí)力從事創(chuàng)新活動(dòng)。此外，企業(yè)可以利用增值稅進(jìn)項(xiàng)稅額可以抵扣的特性，進(jìn)行專業(yè)化分工，對(duì)非核心業(yè)務(wù)予以外包，自己從事核心業(yè)務(wù)，從而提高企業(yè)的整體收益率。

表4 “營(yíng)改增”對(duì)上海市高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)回歸結(jié)果

注：(1)***、**、*分別為1%、5%和10%的水平上顯著；(2)括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為t值，此處省略了控制變量的回歸結(jié)果，下同。

(二)對(duì)“8省市”高新技術(shù)企業(yè)的回歸

為檢驗(yàn)“營(yíng)改增”對(duì)“8省市”高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)，本文將樣本分為兩組，以“8省市”試點(diǎn)行業(yè)中的高新技術(shù)企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，此時(shí)Treat=1；以非試點(diǎn)地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)為對(duì)照組，此時(shí)Treat=0?！盃I(yíng)改增”于2012年下半年逐步推廣至8個(gè)省市，但考慮到政策效應(yīng)的時(shí)滯性，故本文以2013年度為事件年。當(dāng)年度為2013之前時(shí)，Time=0，表示未實(shí)施“營(yíng)改增”；當(dāng)年度為2013及之后時(shí)，Time=1，表示開始實(shí)施“營(yíng)改增”；因此，當(dāng)Time*Treat=1，表示已受“營(yíng)改增”政策影響的“8省市”高新技術(shù)企業(yè)。

表5的回歸結(jié)果顯示，在年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)同時(shí)控制或只控制其中之一的情況下，“8省市”高新技術(shù)企業(yè)的負(fù)債水平都在1%水平上顯著，且系數(shù)前面的符號(hào)為負(fù)，這說(shuō)明“營(yíng)改增”對(duì)“8省市”的高新技術(shù)企業(yè)存在減稅效應(yīng)?！?省市”高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入在同時(shí)控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)后在5%的水平上顯著，其余情況都在1%的水平上顯著。這說(shuō)明“營(yíng)改增”的減稅效應(yīng)在“8省市”范圍內(nèi)產(chǎn)生了規(guī)模效應(yīng)，使得該區(qū)域內(nèi)的高新技術(shù)企業(yè)可以保持更多的現(xiàn)金流，增加研發(fā)方面的投入，開發(fā)新技術(shù)、新工藝和新產(chǎn)品，從而提高企業(yè)收入，增加利潤(rùn)，實(shí)現(xiàn)凈資產(chǎn)收益率的提高。

表5 “營(yíng)改增”對(duì)“8省市”高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)的回歸結(jié)果

(三)對(duì)全國(guó)高新技術(shù)企業(yè)的回歸

類似地，本文以全國(guó)性試點(diǎn)行業(yè)中的高新技術(shù)企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，此時(shí)Treat=1；以非試點(diǎn)行業(yè)的高新技術(shù)企業(yè)為對(duì)照組，此時(shí)Treat=0。本文以2014年度為事件年，即當(dāng)年度為2014之前時(shí)，Time=0，表示未實(shí)施“營(yíng)改增”；當(dāng)年度為2014時(shí)，Time=1，表示開始實(shí)施“營(yíng)改增”；因此，當(dāng)Time*Treat=1，表示已受“營(yíng)改增”政策影響的高新技術(shù)企業(yè)。

表6的回歸結(jié)果顯示，在全國(guó)范圍來(lái)看，在同時(shí)控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)或只控制年度效應(yīng)的情形下，“營(yíng)改增”對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的減稅效應(yīng)在5%的水平上顯著，但在只控制行業(yè)效應(yīng)后，依然在1%的水平上顯著，這說(shuō)明與其他行業(yè)相比，對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的減稅效應(yīng)更加突出。全國(guó)范圍內(nèi)高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入在控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)或只控制年度效應(yīng)的情形下在1%的水平上顯著，在只控制行業(yè)效應(yīng)的情形下的顯著性水平為5%，且“營(yíng)改增”政策效應(yīng)的回歸系數(shù)大于上海市和“8省市”的回歸系數(shù)。這說(shuō)明范圍越大，競(jìng)爭(zhēng)越激烈，企業(yè)越有動(dòng)力增加研發(fā)投入，從事創(chuàng)新活動(dòng)。從凈資產(chǎn)收益率回歸結(jié)果看，都在1%水平上顯著，說(shuō)明“營(yíng)改增”政策在全國(guó)范圍內(nèi)產(chǎn)生了更大的規(guī)模效應(yīng)，利用增值稅進(jìn)項(xiàng)稅額可以抵扣的特性，進(jìn)行專業(yè)化生產(chǎn)，獲取更高收益。

表6 “營(yíng)改增”對(duì)全國(guó)高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用雙重差分模型以政策作為解釋變量，在一定程度上能夠避免內(nèi)生性問題，但仍然不能完全消除內(nèi)生性對(duì)參數(shù)估計(jì)的影響。其原因在于：第一，本文采用資產(chǎn)負(fù)債率指標(biāo)來(lái)衡量“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)負(fù)債水平的影響，可能存在一定測(cè)量誤差，導(dǎo)致估計(jì)偏誤；第二，雖然我們控制了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡和成長(zhǎng)能力等對(duì)被解釋變量可能產(chǎn)生的影響，但仍然可能存在遺漏變量。第三，當(dāng)企業(yè)投資水平處于低位，政府可以通過(guò)降低稅負(fù)來(lái)激勵(lì)企業(yè)投資，導(dǎo)致投資與稅負(fù)負(fù)相關(guān)，即反向因果。

為解決測(cè)量誤差問題，本文將被解釋變量總負(fù)債對(duì)數(shù)值替換為流動(dòng)負(fù)債對(duì)數(shù)值；在盈利能力指標(biāo)選取上，采用凈利潤(rùn)的對(duì)數(shù)值替代凈資產(chǎn)收益率ROE?；貧w結(jié)果如表7所示，其中(1)、(2)和(3)分別代表“營(yíng)改增”兩次“擴(kuò)圍”的3個(gè)階段的回歸模型(下同)，自變量系數(shù)和顯著水平?jīng)]有發(fā)生明顯變化，說(shuō)明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 基于測(cè)量誤差的穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

為緩解內(nèi)生性問題，本文采用反事實(shí)檢驗(yàn)，即將改革時(shí)間提前一年進(jìn)行回歸以檢驗(yàn)被解釋變量是否顯著。以第一階段為例，假設(shè)事件年份為2011年，那么2009、2010年樣本構(gòu)成虛擬對(duì)照組，2011年及其之后的樣本構(gòu)成虛擬實(shí)驗(yàn)組，其他變量相同，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸。第二、三階段依此類推?；貧w結(jié)果如表8所示，對(duì)于所有因變量，政策效應(yīng)的系數(shù)均不顯著，由此說(shuō)明被解釋變量的變化是稅改帶來(lái)的影響，而非時(shí)間趨勢(shì)變動(dòng)。

表8 基于內(nèi)生性穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

此外，由于政策具有一定時(shí)滯性，盈利能力可能需要企業(yè)長(zhǎng)期積累，尤其是高新技術(shù)企業(yè)，研發(fā)投資帶來(lái)的技術(shù)進(jìn)步在當(dāng)期生產(chǎn)活動(dòng)中并不能充分體現(xiàn)。故本文將所有自變量滯后一期處理，以考察“營(yíng)改增”對(duì)企業(yè)盈利能力的影響，并同時(shí)控制個(gè)體固定效應(yīng)和行業(yè)時(shí)間效應(yīng)，結(jié)果顯示，自變量顯著水平?jīng)]有發(fā)生明顯變化，但系數(shù)值均顯著增加(表9)，同樣說(shuō)明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 基于時(shí)滯性穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

最后，為進(jìn)一步消除內(nèi)生性的影響，我們還應(yīng)考慮到造成被解釋變量變化的原因是否完全來(lái)自“營(yíng)改增”，也即如果在“營(yíng)改增”之前，樣本企業(yè)負(fù)債水平、研發(fā)投入及盈利能力等方面就存在顯著差別，那么模型估計(jì)的結(jié)果并非完全由“營(yíng)改增”解釋。為此，本文針對(duì)不同樣本組在改革之前的特征進(jìn)行均值差異雙側(cè)T檢驗(yàn)。

根據(jù)前文研究，第一階段事件年為2012年，故我們需要檢驗(yàn)在2012年之前，兩組樣本之間是否存在顯著差異。為此，我們將改革覆蓋的上海市企業(yè)在2011年的觀測(cè)值作為研究樣本，其余企業(yè)作為對(duì)照樣本。T檢驗(yàn)結(jié)果顯示，2011年兩組樣本的被解釋變量沒有顯著差異；類似地，第二階段，我們以2012年“8省市”改革樣本為處理組，其他樣本為對(duì)照組，T檢驗(yàn)結(jié)果顯示，處理組樣本在研發(fā)投入R&D及凈資產(chǎn)收益率ROE指標(biāo)上與對(duì)照組差異顯著。不難理解，“8省市”經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)優(yōu)于其他省份，在不同的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，企業(yè)創(chuàng)新行為和財(cái)務(wù)績(jī)效均會(huì)受到一定影響，當(dāng)我們僅對(duì)GDP增速進(jìn)行均值差異檢驗(yàn)時(shí)，發(fā)現(xiàn)“8省市”GDP增速與其他省份差異顯著。為此，我們刪除對(duì)照組中非“8省市”樣本，再進(jìn)行均值差異檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入和凈資產(chǎn)收益率指標(biāo)不再顯著。同樣，我們檢驗(yàn)第三階段兩組樣本在2013年是否存在差異顯著，結(jié)果顯示均不顯著(表10)。由此可知，均值差異雙側(cè)T檢驗(yàn)在一定程度上驗(yàn)證了“營(yíng)改增”對(duì)高新技術(shù)企業(yè)存在政策效應(yīng)。

表10 處理組與對(duì)照組樣本均值差異檢驗(yàn)

五、結(jié)論及政策建議

盡管“營(yíng)改增”在全國(guó)普遍實(shí)施，但對(duì)這一改革歷程進(jìn)行總結(jié)和分析，可以對(duì)現(xiàn)行的稅收制度進(jìn)行結(jié)構(gòu)性改革提供借鑒。為此，本文考察了“營(yíng)改增”對(duì)上海市、“8省市”和全國(guó)范圍試點(diǎn)高新技術(shù)企業(yè)的財(cái)務(wù)效應(yīng)。以“營(yíng)改增”兩次“擴(kuò)圍”為契機(jī)，利用2011～2014年我國(guó)A股上市及部分新三板掛牌企業(yè)的數(shù)據(jù)，建立雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證分析，可以得出如下結(jié)論：首先，“營(yíng)改增”后企業(yè)可抵扣進(jìn)項(xiàng)稅額增加，企業(yè)所持有的自有資金相對(duì)增加，在一定程度上緩解了企業(yè)融資約束，最終導(dǎo)致企業(yè)負(fù)債水平下降；其次，企業(yè)自有資金的增加有效激勵(lì)了企業(yè)創(chuàng)新投資行為，企業(yè)的研發(fā)投入顯著提高；最后，實(shí)證結(jié)果還顯示，“營(yíng)改增”后，相對(duì)于非試點(diǎn)行業(yè)企業(yè)，試點(diǎn)企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率顯著提高。

根據(jù)以上結(jié)論，為完善增值稅制，進(jìn)一步激發(fā)企業(yè)研發(fā)積極性，提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)活力和效益，本文提出以下三方面具體建議：第一，應(yīng)結(jié)合當(dāng)前國(guó)內(nèi)外環(huán)境，進(jìn)一步降低以增值稅為代表的間接稅比重，激勵(lì)企業(yè)特別是高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新行為，爭(zhēng)取增值稅進(jìn)一步下調(diào)3～4個(gè)百分點(diǎn)的減稅空間；第二，減并增值稅稅率，發(fā)揮增值稅的中性作用，健全增值稅抵扣鏈條，促進(jìn)上下游產(chǎn)業(yè)發(fā)展；第三，針對(duì)中小企業(yè)創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的積極作用，在融資約束明顯的環(huán)境下，有必要設(shè)置針對(duì)中小企業(yè)的綜合減稅機(jī)制，為中小企業(yè)創(chuàng)新提供資金支持。