“營改增”、區域知識產權保護與企業研發投入※

袁始燁 樓 羿

一、 引 言

稅收政策是穩定經濟增長、推動產業轉型升級和促進區域平衡發展的重要措施。自1994年分稅制改革后，制造業和服務業適用兩種完全不同的稅制，前者以增加值為稅基繳納增值稅，后者以銷售額為稅基繳納營業稅。由于二者均為流轉稅，因此服務業不可避免地面臨被重復征稅的問題。為解決該問題，自2012年至2016年，我國營業稅改征增值稅(以下簡稱“營改增”)試點改革從上海起步，從擴大區域試點到轉向行業試點，于2016年5月1日對貨物和服務領域實現全覆蓋。本次改革的根本目的是打通增值稅抵扣鏈條，消除重復征稅，降低企業負擔，提升企業競爭力，最終實現整體經濟的良性發展。

稅收政策對企業的行為有導向作用，研發投入作為企業核心競爭力的重要組成部分，也必然受到極大影響。Schumpeter(1942)提出企業能通過創新在市場競爭中獲得有利地位。但資金的有限性、成果的不確定性以及知識產權保護的不完備等風險阻礙了企業在研發方面的投入(Czarnitzki & Hottenrott,2010)。政府對知識產權的保護則減少了研發的外部性問題，降低了企業研究成果被外界竊取的風險，提高了研發投入的期望收益，激勵企業進行創新(吳超鵬、唐菂，2016)。據國家稅務局統計，截至2017年6月，“營改增”試點將1600多萬戶營業稅納稅人、1000多萬自然人、超過2萬億元的營業稅轉為增值稅，累計減稅1.61萬億元。其中全面推開“營改增”試點以來已累計直接減稅8500多億元，實現所有行業稅負只減不增。企業能否將改革變為發展的動力，提升自身的核心競爭力值得探究。并且由于增值稅“道道征稅、環環抵扣”的特點，制造業企業雖不在改革范圍之內，但只要與服務業存在上下游企業關系，稅負也會受到影響。那么此次稅制改革對服務業企業與制造業企業又有何異質性影響？區域知識產權保護狀況又對改革效果有何影響？目前這方面的實證研究還是空白。本次改革可作為經濟學領域開展的“自然實驗”，規避了自選擇等內生性問題，為有效識別稅收激勵對企業研發投入的促進作用提供了難得的機會。

本文利用“雙重差分法”(Difference-in-Difference)，考察第一批改革的交通運輸業與部分現代服務業企業與制造業企業在“營改增”后研發投入的增減變化。本文還進一步檢驗了區域知識產權保護情況對兩類企業研發投入的異質性影響。檢驗結果表明：(1)“營改增”后，交通運輸業與部分現代服務業企業研發投入的提升比制造業企業更顯著。(2)對于交通運輸業與部分現代服務業企業而言，產權保護較好地區的研發投入提升顯著高于產權保護較差地區；對于制造業企業而言，區域知識產權保護情況對其研發投入并無明顯差異性影響。本文后續安排如下：第二部分集中回顧與企業創新、稅制改革相關的學術文獻；第三部分結合制度背景，在理論分析的基礎上提出研究假設；第四部分為研究設計及描述性統計，包括關鍵變量設計、研究模型、描述性統計和相關性分析；第五部分為主要實證檢驗結果及其分析和穩健性檢驗；最后為論文研究結論。

二、 文獻回顧

稅收對企業研發投入的影響可以追溯到90年代初期的內生增長理論。該理論將企業創新活動內生化，國家可利用企業內生變量對財政政策的敏感性，利用稅收政策影響企業研發投入，刺激企業的創新活動，進而推動國家經濟增長(Lucas, 1988)。國外有關研發的實證研究基本都支持研發投入具有價值相關性(Hana & Manry，2004)。朱平芳(2003)也指出企業加大研發投入、積極開發創造新產品新技術，動力主要在于獲得競爭優勢,進而獲取高額利潤。

圍繞稅制改革，國內外學者開展了一系列改革引起企業研發投入變化的研究。Bernstein(1986)曾使用1975至1980年時間序列數據對加拿大稅收激勵政策進行研究，發現稅收對企業研發有促進作用。Rachel Griffith(2000)、Koga(2003)等學者分別選取不同國家的數據作為樣本，有些國家的證據表明稅收優惠會對企業研發起促進作用，有的卻表明兩者并沒有確定關系。Drik Czarnitzki(2011)和Yohei Kobayashi(2014)等對稅收優惠和研發進行了更為細致的研究，發現兩者的關系會不同程度地受到企業規模、資金流動、政策環境等影響。吳祖光、萬迪昉和吳衛華(2013)認為稅收的“擠出效應”與企業“避稅激勵”共存。前期稅收負擔越高的企業，研發投資與現金流之間的敏感性越強；在其他條件相同的情況下，稅收負擔越高的企業，隨后報告的研發投入水平也越高。于謙、蔣屏(2014)發現增值稅轉型激發了企業創新積極性，并且資本密集型行業可顯著提升生產效率。企業所處環境與研發投入的關系也是國內外學者關注的論題，國家和地區的知識產權保護情況被證實對區域內企業的研發投入具有實質性影響(Pazderka, 1999)。吳超鵬和唐菂(2016)的研究表明地方政府知識產權保護執法力度與企業研發投資強度和專利產出數量正相關，與史宇鵬、顧全林(2013)研究結果一致。黃俊和陳信元(2011)、劉小魯(2011)均認為知識產權保護的增強對企業研發投資有激勵作用。

目前文獻對“營改增”的研究尚停留在財稅改革的效果上。國內文獻尚未系統地研究“營改增”與企業研發投入相關問題，也沒有考慮本次改革與區域知識產權保護對企業研發投入的協同影響。本文將區域知識產權保護這一因素納入考慮范圍之內，研究結果可以在一定程度上填補以前文獻的空白，同時能夠提供稅制改革引起企業研發投入變化的新證據。

三、 制度背景、理論分析與研究假設

1. 制度背景

自2004年起，我國開始在北方推行增值稅轉型試點，2007年7月試點范圍延伸到中部；2009年1月1日我國增值稅轉型推廣至全國。營業稅改征增值稅(“營改增”)在我國全面推開大致經歷三個階段，第一階段，自2012年1月1日起，上海開始進行“營改增”試點，試點行業為“1+6”行業，其中“1”指的是交通運輸業(包括陸路、水路、航空和管道運輸)，6指的是六個現代服務業(包括研發和技術、信息技術、文化創意、物流輔助、有形動產租賃和鑒證咨詢服務)。當年8月1日至年底，國務院將“營改增”試點擴展至北京、江蘇、安徽、福建、廣東、天津、浙江、湖北8省(市)。第二階段，2013年8月1日，“營改增”范圍已擴展至全國，廣播影視服務業亦納入試點范圍。2014年1月1日，鐵路運輸業和郵政業在全國范圍實施“營改增”試點；2014年6月1日，電信業在全國范圍實施“營改增”試點。第三階段，根據財政部、國家稅務總局公布的《營業稅改征增值稅試點實施辦法》、《營業稅改征增值稅試點有關事項的規定》、《營業稅改征增值稅試點過渡政策的規定》和《跨境應稅行為適用增值稅零稅率和免稅政策的規定》等文件，2016年5月1日，建筑業、房地產業、金融業和生活服務業四個服務行業也進行了改革，自此營業稅正式退出歷史舞臺。

“營改增”之前，根據行業不同，營業稅設置了三檔不同稅率，其中交通運輸業、建筑業、郵電通信業、文化體育業稅率為3%；金融保險業、服務業、轉讓無形資產和銷售不動產稅率為5%，娛樂業稅率為5%-20%。由于營業稅按企業營業額征收，企業在提供應稅勞務、銷售不動產和轉讓無形資產時采購的貨物中所含的增值稅無法在繳稅時抵扣，這些企業承擔了增值稅和營業稅的雙重負擔。增值稅納稅人在購買營業稅納稅人貨物時，營業稅也無法抵減，導致增值稅納稅人也承擔了營業稅與增值稅的雙重稅負。

“營改增”后，增值稅稅率分為17%、13%、11%、6%及零稅率五檔，征收率在原有3%基礎上新增了一檔5%。提供交通運輸、郵政、基礎電信、建筑、不動產租賃服務，銷售不動產，銷售土地使用權，稅率為11%；提供有形動產租賃服務，稅率為17%；財政部和國家稅務總局規定的應稅行為，稅率為零，除此之外，納稅人提供其他應稅行為適用6%的稅率。自2017年7月1日起，13%一檔稅率取消，原農產品、天然氣等增值稅稅率從13%降為11%，進項抵扣不變。

2. 理論分析與研究假設

(1) “營改增”與企業研發投入

我國近年來增值稅方面的改革目的是平衡行業、產品、企業之間的稅負，避免重復征稅，為實現稅收相對中性所做的重要舉措。稅收中性思想源于Adam Smith的賦稅理論。19世紀末由英國新古典經濟學派的Alfred Marshall發展為稅收中性理論。稅收中性的要義在于稅收盡可能減少對市場的干預，減少納稅人的超額負擔，避免對市場資源有效配置產生不利影響。李成和張玉霞(2015)的研究認為“營改增”將對原營業稅納稅人產生以下兩方面影響：一是“抵扣效應”，外購資本的進項稅額抵扣而帶來的資本成本的降低；二是“稅負轉嫁效應”，企業可將增值稅以“銷項稅額”的形式轉嫁給下游環節 。根據90年代初期形成的內生增長理論推斷，作為企業內生變量的研發投入活動對財政政策較為敏感。“營改增”后，看似稅率有所增加，但由于上下游抵扣鏈條被打通，原營業稅納稅企業與增值稅納稅企業均擺脫了雙重稅收負擔。“營改增”在一定程度上反而降低了企業的稅負，增加企業的收益。企業收益增加后應遵循內生增長理論的規律，將資金投入能夠提升企業競爭力的研發投入中，使企業的業績和股價成長更持久。

根據以上分析可知，“營改增”不僅降低了受改革行業的稅負，而且惠及稅改行業企業的上下游行業。只要企業的主營業務繳納增值稅，就會受到本次改革帶來的影響。本文將研究“營改增”后稅改企業與受改革影響的制造業企業的研發投入的變化，并據此提出以下假說：

H1a:“營改增”后，與繳納營業稅行業的企業相比，制造業企業研發投入顯著增加。

H1b: “營改增”后，與繳納營業稅行業的企業相比，稅改行業企業研發投入顯著增加。

(2) “營改增”、區域知識產權保護與企業研發投入

已有文獻指出，增強自主研發能力并非企業進步唯一的方式，尤其對后發國家的企業來說，模仿或引進技術比增加研發投入見效更快，且在成本上有很大優勢(Barro, Sala-I Martin,1997)。政府對知識產權的保護可通過兩條途徑提升企業的研發投入：第一是阻止企業之間對專利的模仿(Arrow，1962)，提升企業研發積極性；第二是使得有研發項目的企業愿意披露信息給外部投資者，降低信息不對稱性以減少企業融資難度(Anton&Yao，2002; Ueda，2004)。我國經濟目前處于轉軌時期，各行政區域之間經濟發展不平衡，存在知識產權保護較好的先發地區，也存在識產權保護較差的后發地區。后發地區企業增大研發投入動力較弱，往往傾向于模仿或引進先發地區的技術。因此，“營改增”后，各地區企業研發投入增加狀況必然有所不同。

根據以上分析推斷，“營改增”后，知識產權保護較好地區企業研發投入增加應顯著高于知識產權保護較差地區企業。但稅改行業企業與制造業企業的研發投入變化間是否有區別尚未可知。因此，本文提出以下假說：

H2a：在控制其他因素影響下，“營改增”后，與繳納營業稅行業的企業相比，在產權保護較好的地區，制造業企業研發投入顯著增加，在產權保護較差的地區不明顯。

H2b：在控制其他因素影響下，“營改增”后，與繳納營業稅行業的企業相比，在產權保護較好的地區，稅改行業企業研發投入顯著增加，在產權保護較差的地區不明顯。

四、 研究設計及描述性統計

1. 研究樣本與對照樣本的選取

“營改增”事件相當于一種“自然實驗”(nature experiment)。對于受改革影響的企業來說，這一政策可以被看作一個外生事件，因為企業不太可能通過事先了解到增值稅政策而進行遷移。因此，可通過比較改革行業和未改革行業企業的行為和績效來判別“營改增”政策的效果。但考慮到所有行業企業在改革年度前后會受其他因素的影響產生一定變化，這種變化需要在對比時進行剔除。計量經濟學中的“雙重差分”方法可以擯除改革前后年度的影響，避免了政策作為解釋變量時存在的內生性問題，是評估政策效果的主要方法之一。本文的回歸樣本期間包括2009至2016年，由于“營改增”范圍在地區和行業兩方面逐漸擴圍，上海市2012年1月1日起開始改革，2012年8月起，“營改增”試點從上海擴大至其他八省市，預期改革效果在2013年才顯現。因此，在本文的研究中，上海企業以2012年作為改革開始日期，其他八省市以2013年為改革開始日期，使用雙重差分法進行檢驗。

本文樣本公司包括三類，第一類為“營改增”試點的稅改行業企業，本文以交通運輸業與部分現代服務業(“1+6行業”)企業作為研究對象，電信、郵政以及鐵路運輸業由于未分地區推行，不列入本次檢驗中(后文簡稱“改革組”)。第二類為制造業企業，雖然該類企業并非“營改增”試點的改革對象，但由于制造業企業購買的生產性服務在改革后也可作為進項稅抵扣，因此也受到此次改革的影響(后文簡稱“制造業組”)。第三類為最后一批改革的企業，包括建筑業、房地產業、金融業和其他生活服務業(后文簡稱“對照組”)，由于改革時間為2016年5月，因此該類企業在樣本期間繳納營業稅，可視為不受改革影響。本文將第三類企業作為對照樣本，前兩類企業均作為研究樣本并分別與其做比較。

本文使用的樣本是2009至2016年A股上市公司數據，為保證研究結論的穩健性，數據經過如下篩選處理：(1)剔除金融類上市公司，金融類公司的資產結構和財務比率和非金融類公司存在較大差異，故剔除之；(2)剔除不屬于制造業、“1+6”行業、建筑業、房地產業、金融業和其他生活服務業的企業；(3)剔除凈利潤和經營活動現金凈流量為負的公司，此類公司研發動機較弱，故剔除之；(4)剔除屬于西藏地區的企業；(5)剔除回歸所需其他數據缺失的樣本。經過上述步驟，獲得最終樣本共計8643個。

2. 變量定義和度量

(1) 因變量與主要解釋變量

被解釋變量研發投入采用兩種衡量方式，R&D1為企業財務報表報告的研發支出除以銷售收入，R&D2為研發支出與總資產的比值。主要解釋變量中，Year為標示“營改增”前后的虛擬變量。上海市2009至2011年為0，2012至2016年為1。其他省市2009至2012年為0，2013至2016年為1。Treat1和Treat2分別是按企業改革與否所設虛擬變量。Treat1為是否為第一類企業，即稅改行業企業，是則為1，否則為0；Treat2為是否為第二類企業，即制造業企業，是則為1，否則為0。Year×Treat1、Year×Treat2分別為Year和Treat1、Treat2的交互項。

根據前述理論分析，“營改增”將對稅改行業企業與制造業企業的研發投入均產生顯著影響。因此本文將重點分析改革以后，稅改行業企業與制造業企業的系數變化，即Year×Treat1和Year×Treat2的系數是否顯著為正，二者的顯著性是否存在區別。若該變量回歸系數顯著為正，則說明“營改增”后，稅改行業企業(或制造業企業)研發投入顯著提升。

(2) 控制變量

根據解維敏、方紅星(2011)、黃俊和陳信元(2011)以及陳闖和劉天宇(2012)的研究成果，本文選擇了以下控制變量。Size為企業規模，衡量方法為公司總資產的自然對數；Age為企業年限，衡量方法為企業自成立以來年限；Cash為現金流量，衡量方法為經營活動現金流量與企業資產比值；Marketp為企業市場勢力，衡量方法為銷售收入減去銷售成本除以銷售收入；Sellratio為市場競爭程度，衡量方法為企業銷售費用占營業收入的比率；Levi、LASH和Duality分別為資產負債率、第一大股東持股比例和董事會獨立性虛擬變量。

綜上所述，本文的基本回歸模型如下：

R&D=α+β1Year+β2Treat1+β3Treat2+β4Year

×Treat1+β5Year×Treat2+β6Size+β7Age

+β8Cash+β9Levi+β10Lash+β11Sellratio

+β12Duality+ε

為檢驗區域知識產權保護對企業“營改增”后研發投入力度的影響，利用上述模型并加入區域知識產權保護虛擬變量Location進行分組檢驗。在本模型中，重點觀察每組中Year×Treat1和Year×Treat2的系數，若該變量顯著為正，則說明產權保護較好地區的稅改行業企業(或制造業企業)研發投入相比產權保護較差地區顯著提升。產權保護較好地區與產權保護較差地區的區分根據王小魯、樊綱和余靜文(2016)所著《中國分省份市場化指數報告》與地區知識產權相關的三項指數(4b1技術人員供應情況、4c技術成果市場化和5c知識產權保護)算術平均數得出。在此基礎上，本文將樣本公司依據所屬地區知識產權保護情況由高至低分為三組，選擇高低兩組進行比較。知識產權保護值較高的地區企業樣本Location系數取值為1，知識產權保護值較低地區企業樣本的Location系數取值為0。

文中所用研發支出數據取自CCER數據庫，其他數據來源于CSMAR數據庫，并對所有連續變量按照分布上下1%分位值進行了縮尾處理(winsorize),以控制異常值對結論的影響。

3. 描述性統計與相關性分析

表1為回歸變量的描述性統計結果。其中R&D1、R&D2為企業研發投入變量，R&D1均值為0.0409，標準差為0.0410，R&D2均值為0.1381，標準差為6.5271，表示不同公司之間差異較大。Treat1和Treat2均值為0.102和0.867，表明樣本中處于1+6改革行業的公司約占10.2%，制造業企業約占86.7%，可推斷出營業稅納稅企業占樣本的3%。由于選用的是非平衡面板數據，Year的均值為0.625，表示約62.5%的樣本位于改革之后。Location變量為區域知識產權保護變量，樣本中約86.8%的企業處于產權保護較好的地區，13%的企業位于產權保護較差的地區。企業規模(Size)介于19.67-25.79之間，平均規模在21.81左右。企業年齡(Age)跨度較大，從2年至26年均有，平均年齡在13年左右。現金流量(Cash)、第一大股東持股比例(Lash)、市場競爭程度(Sellratio)、企業市場勢力(Marketp)和資產負債率(Levi)分布比較分散，公司間差異較明顯。董事會獨立性(Duality)均值為0.297，表明29.7%的樣本公司董事長與總經理為同一人兼任，這類公司董事會所發揮的監督作用較為有限。

表1 描述性統計

資料來源：作者自制

表2是主要變量相關系數檢驗結果(Pearson檢驗)，在表2中，研發投入力度(R&D)與資產負債率(Levi)的相關系數達到-38%，與企業市場勢力(Marketp)的相關系數達到48.4%。企業規模(Size)、現金流量(Cash)、第一大股東持股比例(Lash)、市場競爭程度(Sellratio)和董事會獨立性(Duality)均與因變量研發投入力度(R&D)顯著相關，表明這些自變量是影響因變量的重要因素，總體而言與解維敏、方紅星(2011)的發現相吻合。

五、 實證結果與解釋

1. “營改增”與企業研發投入檢驗結果

在控制其他因素的影響下，本文檢驗了“營改增”對企業研發投入力度的影響，基于“雙重差分”的方法，以最后一批改革的企業作為對照組，檢驗公司在該政策下的處理效應。表3為對面板數據做的固定效應多元回歸結果。列(1)(3)未控制其他因素的影響，R2為0.1458和0.0871；列(2)(4)是控制其他因素影響下的檢驗結果，模型的R2提高到0.3410和0.1439，說明控制其他因素是必要的，模型F值在1%水平上統計顯著，擬合效果較好。

觀察解釋變量的系數，列(1)至(4)中“營改增”變量(Year)均為正，列(1)中該變量在10%水平上顯著，列(2)中該變量在5%水平上顯著，列(4)中該變量在1%水平上顯著，表明樣本企業在“營改增”后研發投入顯著增強。列(1)中“營改增”變量(Year)和改革組變量(Treat1)的交互項為正，且在5%的水平下統計顯著，在控制其他因素的影響下，列(2)中該變量在1%的水平上統計顯著。列(3)中該變量雖不顯著，但列(4)中該系數在10%水平上顯著。可見結果比較穩健，表明與對照組企業相比，改革組企業在研發支出上的投入顯著增加。“營改增”變量(Year)和增值稅組變量(Treat2)的交互項在列(1)至(4)中都為正，但統計結果不顯著，說明制造業組企業在“營改增”后研發投入的增加不明顯。綜合上述檢驗結果，H1b得到驗證，H1a被拒絕，說明本次改革中“抵扣效應”與“稅負轉嫁效應”已經初步顯現，稅改企業的研發投入受到顯著影響，制造業企業研發狀況改革前后尚無明顯變化。此外，列(2)(4)中公司規模(Size)、公司年齡(Age)、現金流量(Cash)、第一大股東持股比例(Lash)、市場競爭程度(Sellratio)、企業市場勢力(Marketp)和資產負債率(Levi)均在1%水平上統計顯著，董事會獨立性變量(Duality)檢驗統計不顯著。

表2 主要變量Pearson相關系數

資料來源：作者自制

表3 “營改增”與企業研發投入檢驗結果

續表

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平，括號內為標準誤。

資料來源：作者自制

2. “營改增”、區域知識產權保護與企業研發投入檢驗結果

為檢驗區域知識產權保護對“營改增”后公司研發投入力度的影響，將樣本按注冊所在省份的知識產權保護情況進行分組檢驗。區域知識產權保護指數較高的省(市)為北京、天津、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和重慶，區域知識產權保護指數較低的省市為河北、山西、內蒙古、江西、廣西、貴州、甘肅、青海、寧夏和新疆，本文對兩類地區樣本進行分組檢驗。

檢驗結果見表4中列(1)(3)的系數Year均為正，且在5%水平上統計顯著，表明產權保護較好地區企業在“營改增”后有增大研發支出的行為；而列(2)(4)中該變量的系數均不顯著，說明“營改增”對產權保護較差地區企業研發投入的促進作用不明顯。列(1)(3)中 Treat1系數為正，且在1%水平上統計顯著，表明處于產權保護較好地區的改革組企業有明顯的加大研發支出的行為； Treat2系數為正，但統計不顯著，表明制造業企業不存在明顯的提升研發支出的行為。與產權保護較差的地區的稅改企業相比，產權保護較好的地區的稅改企業研發力度明顯較高(列(1)(3)中Year×Treat1為正且在5%水平上統計顯著)，表明產權保護較好的地區的稅改企業研發動力顯著高于產權保護較差的地區的稅改企業。Year×Treat2統計不顯著，表明改革后產權保護較好的地區與產權保護較差地區的制造業企業研發動力并沒有顯著區別。

綜合上述檢驗結果，由于區域知識產權保護帶來的較好環境，以及改革的直接影響，產權保護較好的地區在“營改增”后，稅改行業企業研發投入顯著提升,H2b得到驗證。由于“稅負轉嫁效應”及研發支出的滯后性，制造業企業在不同地區研發力度提升不明顯，H2a被拒絕。其余變量的檢驗與前文基本一致。

3. 穩健性檢驗

為檢驗研究結論的可靠性，本文在前文估計的基礎上又進行了如下穩健性檢驗：(1)以銷售收入的對數作為企業規模的變量；(2)根據陳闖、劉天宇(2012)的研究，選擇公司股權集中度代替第一大股東持股比例；(3)在自變量中增加企業利潤率、企業績效、速動比率和可恢復資源(管理、銷售費用之和與銷售收入比例)；(4)滯后一期和滯后二期進行檢驗。上述穩健性檢驗結果與本文主要發現一致。

六、 結論探討與啟示

“營改增”是我國新一輪稅制改革的重要舉措，本文從理論和實證檢驗兩方面探討了我國當前營業稅改征增值稅對公司研發投入的影響。“營改增”在加總層面上產生作用的同時，由于地區、行業以及改革時間的不同，不可避免給不同企業帶來異質性影響。該異質性也體現在各地區、行業的研發投入之上。本文以固定效應模型為基礎，以“營改增”政策研究為重點，使用2009年至2016年我國上市公司數據，結合各上市公司所處行業及地區，全面分析了“營改增”對企業研發投入的影響。理論分析表明，本次改革會帶來兩種效應：“抵扣效應”和“稅負轉嫁效應”，且因企業所處行業和區域知識產權保護狀況不同有一定差異。實證結果表明，“營改增”后，與改革期間繳納營業稅的企業相比，稅改企業研發投入顯著增加，制造業企業研發投入增加不明顯。在改革行業中，處于產權保護較好的地區的企業研發投入增加顯著高于產權保護較差的地區，在制造業企業中，產權保護較好與較差的地區企業研發投入不存在明顯差異。

表4 “營改增”、區域知識產權保護與企業研發投入檢驗結果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著性水平，括號內為標準誤。

資料來源：作者自制

本文的研究發現具有重要的政策性意義，通過稅制改革促進企業技術進步和經濟增長方式轉變，是我國現階段的重要政策目標之一。其中，“營改增”對企業研發投入的影響能夠部分反映宏觀經濟政策及其效果，提升企業市場競爭力是政府與行業企業共同關注的問題。本次研究表明，“營改增”所帶來的“抵扣效應”和“稅負轉嫁效應”有助于刺激公司的研發投入，促進企業技術進步、市場發展和經濟增長方式轉變，提升企業競爭力并最終增加公司價值。實證結果也表明，知識產權保護較好的地區企業研發投入提升更大。制造業企業研發投入變化不明顯或是因為政策的滯后性。由于區域知識產權保護對當地企業的研發投入具有正向影響，地方政府應致力于提升當地知識產權保護狀況。對侵權行為一方面進行事后打擊，一方面做好事前防范工作。隨著知識產權保護政策的日益完善，企業創新積極性也會日益提高。若未來能使用2016年全面“營改增”后幾期的數據測算或能發現不同的政策效果。本文的研究結論提供了稅制改革引起企業研發投入變化方面新的經驗證據，豐富了該領域的國內外學術文獻，同時也對后續學者進行該領域的相關研究有著重要的借鑒意義。

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