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一、研究設計

（一）制度背景與研究假設1993年國務院頒布的《增值稅暫行條例》規(guī)定，我國增值稅實行價外稅，增值稅的繳納采取抵扣制，企業(yè)當期應納增值稅是銷項稅額減去進項稅額以后的部分。由于當時我國經(jīng)濟面臨投資過度和通貨膨脹的問題，出于調控經(jīng)濟的需要我國增值稅采取的是生產(chǎn)型增值稅模式，即企業(yè)購進固定資產(chǎn)支付的增值稅進項稅額不得在繳納增值稅前扣除，這實際上相當于對企業(yè)購買的固定資產(chǎn)進行重復征稅。增值稅改革試點首先從東北地區(qū)開始，2004年9月14日財政部和國家稅務總局印發(fā)《東北地區(qū)擴大增值稅抵扣范圍若干問題的規(guī)定》，規(guī)定指出自2004年7月1日起，在遼寧、吉林、黑龍江三省和大連市首次試點增值稅轉型改革，初次試點的行業(yè)包含裝備制造業(yè)、汽車制造業(yè)、石油化工業(yè)、船舶制造業(yè)、冶金工業(yè)以及農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)，首次試點采取的是增值稅的增量抵扣制度，即納稅人當年準予抵扣的進項稅額以當年新增增值稅為限，當年新增增值稅額不足抵扣的，未抵扣部分可以結轉下年繼續(xù)抵扣。由于增量抵扣方式下很多企業(yè)并未享受到增值稅轉型帶來的優(yōu)惠，2004年底，由于實際發(fā)生的增值稅抵扣遠低于東北地區(qū)150億元的減稅預期，2004年12月27日，財政部、國家稅務總局下發(fā)《關于進一步落實東北地區(qū)擴大增值稅抵扣范圍的緊急通知》，通知指出，為了體現(xiàn)增值稅的減稅效應，如果試點企業(yè)有增值稅欠稅，直接用固定資產(chǎn)進項稅抵減增值稅欠稅，不再受新增所得稅的限制。如果納稅人在2004年7月1日到11月30日之間發(fā)生的固定資產(chǎn)進項稅額抵減后仍有余額，可以在納稅人2004年實現(xiàn)并已經(jīng)繳納的增值稅中計算退稅，如果還有未抵扣的固定資產(chǎn)進項稅則結轉下年繼續(xù)抵扣，即政府臨時實行增值稅全額抵扣。全額抵扣政策實施的時間很短，2005年2月，財政部、國家稅務總局下發(fā)通知將增值稅抵扣政策調整為增量抵扣。繼2004年東北地區(qū)增值稅轉型改革試點成功后，2007年財政部、國家稅務總局進一步出臺《中部地區(qū)擴大增值稅抵扣范圍暫行辦法》，辦法規(guī)定從2007年7月1日起，在中部6省26個老工業(yè)城市擴大增值稅轉型試點改革，此次試點除了范圍擴大外，行業(yè)也增加到8個（裝備制造業(yè)、冶金業(yè)、汽車制造業(yè)、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)、電力業(yè)、采掘業(yè)、石油化工業(yè)和高新技術產(chǎn)業(yè)）。兩次成功試點后，2008年試點范圍增至內蒙古東部和汶川地震災區(qū)。2008年11月，國務院審議通過了修訂后的《中華人民共和國增值稅暫行條例》，暫行條例規(guī)定自2009年1月1日起，在保持增值稅稅率不變的情況下，增值稅一般納稅人可以抵扣其購買設備中所含的進項稅，當期沒有抵扣的進項稅可以結轉下期抵扣。實行生產(chǎn)型增值稅時，企業(yè)購入固定資產(chǎn)的進項稅直接計入資產(chǎn)成本，不能在當月繳納增值稅時抵扣銷項稅額，此時企業(yè)成為該項固定資產(chǎn)增值稅的最終承擔者。由于固定資產(chǎn)的價值通常比較大，特別是用于研發(fā)的精密設備，實行生產(chǎn)型增值稅無疑是在企業(yè)購買研發(fā)設備時附加一項金額為資產(chǎn)價值17%的稅負，對于資金緊張的企業(yè)而言這無疑是一筆很大的支出，使得原計劃的研發(fā)設備購買或技術更新項目變得不可能，從而大大降低了企業(yè)研發(fā)投資的積極性。1994年我國稅制改革確立的生產(chǎn)型增值稅是為了抑制當時的投資過熱和通貨膨脹，在當時的歷史條件下起到了積極的調控作用。但隨著我國市場制度的完善和經(jīng)濟增長模式的變化，企業(yè)日益成為技術創(chuàng)新的主體，經(jīng)濟增長不再是資本或投資驅動型，而是創(chuàng)新驅動型，所以制定有利于企業(yè)技術創(chuàng)新的稅收政策是當前一項重要的任務。西方發(fā)達國家的增值稅政策表明，市場經(jīng)濟條件下，企業(yè)是技術創(chuàng)新的主體，消費型增值稅更有利于促進企業(yè)增加研發(fā)投資。當生產(chǎn)型增值稅轉型轉為消費型增值稅時，企業(yè)不再是購買固定資產(chǎn)增值稅的最終承擔者，消費型增值稅允許抵扣購進固定資產(chǎn)的進項稅，按照流轉稅的原理，與固定資產(chǎn)有關的增值稅繼續(xù)向后流轉，由產(chǎn)品或服務的最終消費者來承擔，這相當于原來由企業(yè)承擔的固定資產(chǎn)增值稅現(xiàn)在轉移給最終的消費者，從而減輕了企業(yè)的稅收負擔，企業(yè)內部留存的資金增加，為其開展技術創(chuàng)新活動提供了足夠的資金支持。基于上述分析，提出本文的研究假設：

（二）雙重差分模型簡介如果一項政府政策對經(jīng)濟體系中部分對象產(chǎn)生影響而對另外一部分對象沒有影響或者影響非常小，此時政府政策的實施與自然科學研究中的自然實驗非常相似。根據(jù)自然實驗的研究方法，通過比較受到政策影響對象的執(zhí)行效果與不受政策影響對象的執(zhí)行效果便可分析出政策的作用。然而，社會經(jīng)濟問題無法像科學實驗那樣設定嚴格的外在條件，更難以保證不受其他因素的影響。也就是說，如果不存在增值稅試點改革這樣一個外生事件，因變量仍可能受到其他因素的影響而發(fā)生差異。以本文研究的問題為例，如果僅僅分析試點企業(yè)增值稅轉型前后研發(fā)投資的差異，則無法來評判增值稅轉型的研發(fā)促進效應，原因在于，即使增值稅轉型前后試點企業(yè)研發(fā)投資存在差異也僅僅表明增值稅轉型與企業(yè)研發(fā)投資存在一定的相關性而不是因果關系，因為企業(yè)研發(fā)投資在試點前后還會受到其他政策和各種經(jīng)濟因素的影響。為了分離出政策產(chǎn)生的“凈效應”，必須扣除試點前后其他因素的影響方可確定，即試點企業(yè)在試點后是否增加了企業(yè)的研發(fā)投資。使用雙重差分模型有一個重要的前提條件就是政策必須是外生的，這一假定主要是為了保證研究樣本進入處理組和對照組是隨機的。所謂處理組是指受到政策影響的樣本，例如本文研究中有些企業(yè)進行了增值稅試點，被認為是處理組，對照組是指沒有受到政策影響的樣本組。通常有兩種情況會對雙重差分模型的估計效果產(chǎn)生影響：第一，如果存在某一不可觀測的因素影響因變量同時影響樣本是否進入處理組，那么沒有受到政策影響的樣本此時已經(jīng)不能作為對照組，因為這種情況下處理組和對照組因變量未來發(fā)展趨勢不同，進一步造成政策“凈效應”的估計結果偏大或偏小；第二，如果政策實施后某些研究樣本可以自我選擇進入控制組或處理組，即政策本身產(chǎn)生了一些內生的反應，出現(xiàn)這種情形時使用雙重差分模型是不正確的。本文研究的增值稅轉型政策不存在上述問題，對中部6省的26個老工業(yè)城市而言，2007年增值稅擴大試點政策是一個完全外生的事件，此外本文的研究樣本中也不存在研究年份企業(yè)變更注冊地的情形，適合采用雙重差分模型進行分析。與普通最小二乘回歸分析方法相比較，雙重差分（differenceindifference，以下簡稱DID）模型具有以下兩個突出的優(yōu)點：一是DID方法可以有效解決政策變量的內生性，即政策變量和因變量之間的相互作用效應；二是DID方法可以得到政策作用的“凈效應”，這種“凈效應”綜合了截面維度和時間維度的綜合影響，既體現(xiàn)了某個時間點上試點企業(yè)和非試點企業(yè)的差異，也體現(xiàn)了試點企業(yè)在試點前后的差異。雙重差分模型估計結果反映的正是在控制了一些共時性政策因素以及試點企業(yè)和非試點企業(yè)的事前差異后的“凈效應”。雙重差分模型估計的凈效應如圖（1）所示，處理組（treatment）受到政策的影響，控制組（control）沒有受到政策的影響，t1和t2表示政策試點前后的觀測時間點，對處理組而言，其在政策影響前后的差異為（Yt2-Yt1），但這并不是政策產(chǎn)生的凈影響，因為如果不存在政策干擾，仍有可能存在其他因素對因變量產(chǎn)生影響，接下來根據(jù)控制組在政策影響前后的差異（Yc2-Yc1）來近似反映這一影響，假定不存在干擾時處理組和對照組的時間變化趨勢相同，則政策最后產(chǎn)生的凈效應為（Yt2-Yt1）-（Yc2-Yc1）。

（三）數(shù)據(jù)、變量與模型為了準確地獲取研發(fā)投資數(shù)據(jù)，本文的研究樣本來自于深市中小板上市公司。我國中小板于2004年設立，增值稅轉型的初次試點也是在2004年，難以使用2004年試點的樣本公司進行雙重差分估計，因為無法獲取2004年以前的數(shù)據(jù)。2008年試點的范圍較小，且集中在經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，本文的樣本公司包含的試點公司非常少，同時由于2009年在全國推廣，如果用2008年試點的企業(yè)，則觀測樣本中僅僅含有試點一年的數(shù)據(jù)，不能有效反映政策的執(zhí)行效果。以2007年中部地區(qū)進行的增值稅試點來分析增值稅轉型對企業(yè)研發(fā)投資的影響。在樣本公司中，2004年和2008年試點的企業(yè)各有一家，這里將這兩家公司剔除。在剩下的140家企業(yè)中，有11家為增值稅轉型試點企業(yè)，剩下的在2009年之前未試點的企業(yè)作為對照組。最后基于數(shù)據(jù)的可得性，為了盡可能增大研究樣本，選取了140家中小板上市公司2006~2008年的數(shù)據(jù)為研究樣本，對于2007年上市的企業(yè)，2006年的研發(fā)強度數(shù)據(jù)有些披露在2007年或2008年年報中（大部分年報的董事會報告中披露的是連續(xù)三年的研發(fā)強度數(shù)據(jù)），有些取自于招股說明書，2006年的控制變量數(shù)據(jù)用2007年的年初數(shù)表示，這主要是為了消除會計準則變動的影響，保持數(shù)據(jù)的一致性。在使用雙重差分模型分析時，需要定義以下變量：政策影響變量test，如果企業(yè)是增值稅試點企業(yè)取1，否則取0；時間變量time，如果屬于2007年和2008年試點期間取1，屬于2006年取0；交叉變量dtt為政策變量test和時間變量time的交乘項，用來反映政策的“凈效應”。因變量采用董事會報告中直接披露的研發(fā)強度來衡量，控制變量除了規(guī)模、行業(yè)、市場競爭程度、企業(yè)年齡、人力資本因素、資產(chǎn)負債率、營業(yè)利潤率和所有權性質外，還專門加入一個反映所得稅政策變動的虛擬變量dincometax，其定義方式為：2008年執(zhí)行新企業(yè)所得稅法取1，2006年和2007年取0，這樣做的目的是為了排除所得稅政策變更的影響。變量定義如表（1）所示。本文使用的實證模型如下：rdit=α0+α1time+α2test+α3dtt+α4control+εit。采用上述模型分析增值稅轉型政策對企業(yè)研發(fā)投資行為的影響時，重點關注交乘項系數(shù)的顯著性，也就是說如果上述模型中α3系數(shù)顯著則表明增值稅轉型政策對試點企業(yè)研發(fā)投資有顯著影響。

二、實證檢驗分析

（一）描述性統(tǒng)計表（2）的數(shù)據(jù)顯示，420個觀測樣本研發(fā)強度均值為3.95%，其中試點企業(yè)11家，占全部樣本的7.86%，民營企業(yè)100家，占全部樣本的71.43%，高科技企業(yè)59家，占42.14%。分析試點的11家企業(yè)在試點前后研發(fā)強度是否存在差異，由于每家企業(yè)有試點兩年的研發(fā)強度數(shù)據(jù)，先求出每家企業(yè)試點后2007和2008年研發(fā)強度均值，然后再將其和2006年進行均值差異T檢驗，結果如表（3）所示，試點企業(yè)在試點前后研發(fā)強度均值不存在顯著差異。還分析了試點后（指2007年和2008年），試點企業(yè)和非試點企業(yè)研發(fā)強度均值的差異，結果如表（4）所示，試點企業(yè)與非試點企業(yè)研發(fā)強度均值差異也不具有統(tǒng)計上的顯著性。

（二）回歸分析表（5）是回歸分析的結果，各估計系數(shù)均經(jīng)過White（1980）異方差穩(wěn)健標準誤調整，交乘項估計結果的T值僅有-0.13，不具有統(tǒng)計上的顯著性，表明增值稅轉型沒有起到促進試點企業(yè)增加研發(fā)投資的作用，與本文的預期不一致，這一實證結果與聶輝華等（2009）的研究結論一致。進一步分析發(fā)現(xiàn)時間趨勢變量也不顯著，而反映企業(yè)個體特征的變量除所有權性質不顯著外，其他變量均高度顯著，說明規(guī)模、行業(yè)、人力資本狀況以及盈利能力等因素影響企業(yè)研發(fā)投資強度，沒有發(fā)現(xiàn)增值稅轉型對企業(yè)研發(fā)投資存在顯著的促進作用。上述交乘項系數(shù)不顯著表明增值稅轉型并未對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生影響，可能的原因在于：第一，相對于企業(yè)技術創(chuàng)新面臨的技術風險和市場風險而言，企業(yè)購進固定資產(chǎn)享受的增值稅優(yōu)惠是很小的一部分，增值稅轉型在分散企業(yè)研發(fā)投資風險方面起的作用不大，自然也沒有促進企業(yè)增加研發(fā)投資。另外，增值稅轉型可能對一些重工業(yè)，比如裝備制造業(yè)產(chǎn)生顯著影響，因為這些行業(yè)的技術改造和研究開發(fā)需要購入大量價值很高的固定資產(chǎn)（卜偉等，2011），但本文的樣本沒有這些類型的企業(yè)。第二，在知識經(jīng)濟時代，企業(yè)研發(fā)投資的投入要素中，人力資本是非常關鍵的一部分，表5的回歸結果顯示，人力資本因素與企業(yè)研發(fā)投資顯著正相關。隨著電子計算機在生產(chǎn)中的使用，在高新技術領域，企業(yè)研發(fā)成功的關鍵往往取決于人力資本，而在這些行業(yè)中固定資產(chǎn)投資小于人力資本投資，自然增值稅轉型也沒有顯著影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗為了進一步探究增值稅轉型政策對企業(yè)研發(fā)投資的影響，采用以下兩種方式進行穩(wěn)健性檢驗：第一，改進對照組樣本的選取。前述選取對照組時直接將非試點企業(yè)作為對照組，考慮到本文的研究樣本以制造業(yè)和信息技術業(yè)為主，而試點企業(yè)均為制造業(yè)和信息技術業(yè)，所以剔除了對照組中的7家非制造業(yè)和信息技術業(yè)公司后再次進行實證分析，回歸結果顯示交乘項的系數(shù)依然不顯著，限于篇幅，沒有列示結果。第二，增加數(shù)據(jù)的時間跨度。我國中小板2004年成立，研究的是2007年增值稅試點的企業(yè)，基于數(shù)據(jù)的可得性，上述分析中為了盡可能地增加研究樣本，數(shù)據(jù)的時間跨度為2006-2008年，其僅僅包含了試點前一年的數(shù)據(jù)，進一步擴大時間跨度，選取2006年12月31日前上市且在董事會報告中連續(xù)披露了研發(fā)強度的65家上市公司為研究樣本（均為制造業(yè)和信息技術業(yè)），其中試點企業(yè)6家，數(shù)據(jù)的時間跨度為2005-2008年。需要說明的是，對于2006年上市的企業(yè)，其2005年的數(shù)據(jù)通過查找招股說明書獲取，對于少部分沒有在招股說明書披露研發(fā)強度數(shù)據(jù)的樣本，用2006年和2007年相鄰兩年的平均數(shù)代替。利用65家上市公司2005-2008年的260個觀測樣本再次進行實證分析，結果仍然發(fā)現(xiàn)交乘項的系數(shù)不顯著，限于篇幅未列示結果。總的說來，上述兩種穩(wěn)健性檢驗的回歸結果均沒有證實增值稅轉型對企業(yè)研發(fā)投資有顯著的促進作用。本文以140家在董事會報告中連續(xù)披露研發(fā)強度的深市中小板上市公司為研究樣本，采用雙重差分模型分析我國增值稅轉型政策對企業(yè)研發(fā)投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)，我國增值稅轉型政策對中小板上市公司研發(fā)投資沒有顯著影響。原因可能在于兩個方面：一是增值稅轉型帶來的稅負減免在分散企業(yè)研發(fā)投資風險方面起的作用不大；二是在知識經(jīng)濟時代，研發(fā)投入要素以人力資本為主，增值稅轉型對人力資本投資沒有直接的影響。

作者：楊大鳳單位：鄭州升達經(jīng)貿管理學院