1、“營改增與企業(yè)創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資作為近年來最為重要的稅制改革政策,“營改增眾多光環(huán)中的一個亮點是將局部無形資產(chǎn)歸入增值稅體系.2021年底,財政部和國家稅務總局聯(lián)合發(fā)布的?交通運輸業(yè)和局部現(xiàn)代效勞業(yè)營業(yè)稅改征增值稅試點實施 方法?財稅2021111號規(guī)定,將專利技術、非專利技術、商譽、商 標、著作權以及軟件開發(fā)、咨詢、維護及測試效勞納入增值稅征收范圍.這一政策規(guī)定打通了相關效勞業(yè)與其他增值稅產(chǎn)業(yè)的隔膜,使同等重要的 無形資產(chǎn)投資得以像固定資產(chǎn)投資一樣可抵扣進項稅額,給企業(yè)的投資形 勢帶來新的格局.投資是企業(yè)經(jīng)營和經(jīng)濟開展的重要作用力.“營改增主要的經(jīng)濟效 應便是促進企業(yè)合理配置資本和勞動要素,

2、并做強研發(fā),推動轉型升級胡怡建、田志偉,2021.而根據(jù)CH助法對無形資產(chǎn)的分類,上述“營改 增的無形資產(chǎn)正是大局部屬于與研發(fā)、版權相關的創(chuàng)新型資產(chǎn),并涉及 創(chuàng)新較為集中的信息技術產(chǎn)業(yè)文豪、李洪月,2021.一、研究方法“營改增于2021年1月1日率先在上海試點,并在下半年擴大至 北京、江蘇、安徽、福建含廈門、廣東含深圳、天津、浙江含寧 波及湖北等省市,最后于 2021年8月份在全國其他地區(qū)實施.這相當 于在全國范圍內(nèi)進行了一次自然實驗,對于本文將采用的上市公司樣本而 言“營改增政策是完全外生的事件.因此,可以將先行試點地區(qū)的企業(yè) 看作是“實驗組,其他地區(qū)看做“對照組.需要說明的是,對于 20

3、21 年下半年試點的樣本企業(yè),可供適應政策及調(diào)整經(jīng)營的時間較短,我們將其試點開始時間定為下一年.因此,我們將2021年試點的企業(yè)作為實驗 組,剩余地區(qū)的企業(yè)作為對照組.其中,實驗組中上海的企業(yè) 2021年及 之后為試點年,其他企業(yè) 2021年為試點年.用虛擬變量來描述,實驗組 企業(yè)取值為treat=1 ,對照組企業(yè)取值為treat=0 ,企業(yè)處于改革年及之 后取值為year=1 ,否那么為year=0.參照周黎安(2005)、聶輝華(2021) 等人的研究,設置我們的面板數(shù)據(jù)模型為：yit= ?茁 0+?茁 1treatit?yearit+ ?茁 2treatit+ ?茁 3yearit+ ?

4、 茁X+?著 it (1)其中,yit為被解釋變量,即創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資,X為限制變量, 著it為誤差項.這就是雙重差分(DID)模型,被廣泛運用于政策效應研 究,其關鍵變量是treatit?yearit,為實驗組與試點時間的交叉項,系數(shù)茁1能夠反映“營改增對創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資的影響.之所以如此,可 見如下推導：對于實驗組,實驗前后的差分估計為：E (Y|X, treat=1 , year=1 ) -E (Y|X, treat=1 , year=0) =?茁 1+? 茁 3 (2)其中,茁3是時間因素,對實驗組和對照組共同起作用,所以公式(2)的估計并不能精確刻畫“營改增政策效應,下一步需要去

5、掉時間 因素的干擾.對于對照組,實驗前后的差分估計為：E (Y|X, treat=0 , year=1 ) -E (Y|X, treat=0 , year=0 ) =?茁 3 (3) 估計式(3)得到的正是式(2)所不能別離的時間效應,因此式(2) 減式3得到的結果是茁1,即差分再差分去除了影響兩組的一些共同 因素,得到的正是“營改增凈效應.接下來,我們便運用面板數(shù)據(jù)雙重差分模型研究“營改增對創(chuàng)新型 無形資產(chǎn)有投資的影響.二、實證分析一變量設置及數(shù)據(jù)描述基于前面的分析,“營改增過程中創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資最為典型的 行業(yè)便是信息技術效勞業(yè),因此我們構建了一個由110家滬深A股信息技術效勞業(yè)上市公司

6、20072021年的數(shù)據(jù)所構成的樣本,所有數(shù)據(jù)均取自 上市公司年報.該樣本中第一批“營改增的上市公司有17家,第二批有77家,實驗組共94家,對照組16家.需要說明的是,該樣本已經(jīng)剔 除利潤長期為負或者發(fā)生較大規(guī)模兼并重組的公司,并且較早的某些年份 會缺失一些數(shù)據(jù).我們的被解釋變量為創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資,該數(shù)據(jù)取自上市公司年報 財務報表附注中的本年新增無形資產(chǎn)原值,并扣除掉土地使用權以及某些 經(jīng)營權等一般性無形資產(chǎn),剩余的便是包含專利技術、非專利技術、商標、 著作權以及軟件的創(chuàng)新型無形資產(chǎn).具體指標有兩個：創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投 資的對數(shù)和人均創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資的對數(shù).主要解釋變量有表示上市公司規(guī)模的

7、資產(chǎn)總計的對數(shù),表示上市公司 經(jīng)營效益的主營業(yè)務利潤的對數(shù)和主營業(yè)務利潤率.以上變量除了利潤率 外均采用對數(shù)的形式,以預防異方差對估計造成的不利影響.另外我們還 限制了年份虛擬變量,以捕捉其他歷年不可觀測因素對模型的影響.主要變量的統(tǒng)計描述如表 1所示.比照實驗組和對照組,各變量的均 值及標準差相差不大,說明兩組樣本在規(guī)模及分布上根本相似,并不存在 差異較大的個體,適合進行雙重差分估計.另外,圖1和圖2還給出了企業(yè)創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資在“營改增前 后的變化趨勢.圖1顯示的是以萬元為單位的企業(yè)創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資額 歷年均值情況,從中可以發(fā)現(xiàn),第一批“營改增企業(yè)的平均投資額在試 點后第一年和第二年都

8、呈現(xiàn)大幅增加的態(tài)勢,第二批“營改增企業(yè)在試 點后的2021年也出現(xiàn)投資的增長,而對照組的投資額在“營改增政策 出臺前后都根本保持平穩(wěn).再看圖 2的人均創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資,第一批 試點企業(yè)在2021和2021年都是大幅增長,第二批試點企業(yè)在 2021年出 現(xiàn)一定程度的下降,而對照組在歷年時間里依然起伏不大.上述分析大致可以看到“營改增政策似乎促進了企業(yè)創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資, 但還需要通過實證結果來進一步驗證,接下來我們便通過雙重差分模型對“營改增的政策效應進行分析.二主要結果分析“營改增試點明確將專利技術、非專利技術、商譽、商標、著作權 及軟件相關效勞等大局部與創(chuàng)新有關的無形資產(chǎn)工程納入增值稅征收

9、范 圍,對創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資具有針對性的影響.為測算該影響,我們以信 息技術效勞業(yè)上市公司為樣本,構建了面板數(shù)據(jù)雙重差分模型,通過檢驗 選取了固定效應模型進行分析,回歸結果如表2所示.模型1中被解釋變量是創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資的對數(shù),我們所關心 的變量是“營改增政策,限制變量有企業(yè)規(guī)模、主營業(yè)務利潤以及年份虛擬變量.結果顯示,“營改增政策對創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資的影響非常 明顯,平均使樣本企業(yè)的投資比試點前提升88.4個百分點,并且系數(shù)的顯著水平為5.2%.這說明,“營改增后創(chuàng)新型無形資產(chǎn)得以抵扣進項, 大大激發(fā)了信息技術效勞業(yè)企業(yè)的投資欲望,這也解釋了為什么圖1中試點企業(yè)創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資會在試點之

10、后大幅增加,同時也預示著“營改 增政策將會為企業(yè)營造一個適宜創(chuàng)新研發(fā)和促進轉型升級的良好制度 環(huán)境.當然,我們的研究樣本由規(guī)模較大、治理先進、資金雄厚的上市公司構成,可能不具備普遍性.因此,我們在模型1中參加了企業(yè)規(guī)模與“營改增政策的交叉項,以衡量企業(yè)規(guī)模對“營改增政策效應的影響,結果在模型2中列示.我們可以發(fā)現(xiàn),規(guī)模與政策的交叉項系數(shù)為負,也即規(guī)模越大政策效應越不明顯,不過這個系數(shù)并不顯著. 這說明,企業(yè)規(guī)模并不會干擾“營改增對創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資的促進作用,不管 是大企業(yè)還是小企業(yè),“營改增都能起到促進投資的作用,并且規(guī)模越 小的企業(yè)反而具有越強的投資傾向.另外,“營改增之后創(chuàng)新型無形資 產(chǎn)

11、進項稅額的抵扣不僅僅限于信息技術效勞業(yè),也同樣適應其他行業(yè),因 而,我們的結果具備一定的普遍性.相對于資本總量,人均資本更是提升生產(chǎn)率的關鍵,我們在模型3中考察了 “營改增對人均創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資的影響.結果顯示,“營 改增對人均投資的促進作用也是顯著的,在6.6%的顯著水平上平均使樣本企業(yè)的投資增加75.4個百分點,這也符合圖2展示的人均投資走勢.這說明,“營改增不僅增加了創(chuàng)新型無形資產(chǎn)的總量,而且也提升了樣本企業(yè)的人均資產(chǎn)擁有量,這對于提升企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)水平有著重要意義.同樣,我們也考察了企業(yè)規(guī)模對政策效應的影響,模型4的結果顯示規(guī)模與政策的交叉項同樣不顯著,這說明“營改增對人均創(chuàng)新型無

12、形資產(chǎn)的影響是普遍的,并不因企業(yè)規(guī)模而有著明顯不同.對于限制變量,企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資總量起著促進作用, 但對人均投資卻影響并不十分顯著.企業(yè)的盈利水平都對投資有著正向的 作用,但這種正向影響并不顯著.這說明,規(guī)模越大的企業(yè)越能熟悉到創(chuàng) 新型無形資產(chǎn)投資的重要性,并且這并不取決于其盈利水平.三、結論及建議時至今日,“營改增已經(jīng)全國鋪開,并逐步向更多行業(yè)擴展,其對 經(jīng)濟結構轉型的影響是復雜和深刻的.我們的研究從創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資 這個點切入,不僅由于該類投資的重要性,也試圖以小見大剖析“營改 增影響經(jīng)濟開展的脈絡.研究證實,如預想的那樣,“營改增明顯促進了信息技術效勞業(yè)企 業(yè)創(chuàng)新型無形資

13、產(chǎn)投資,不僅如此,它也使得人均創(chuàng)新型無形資產(chǎn)顯著增 加.也就是說“營改增促進投資的效果是立竿見影的,增值稅抵扣鏈條 的完整性既促進了企業(yè)有效投資增加,也在深層次上保證了不同行業(yè)得以 協(xié)調(diào)開展.而且,研究還說明,“營改增對創(chuàng)新型無形資產(chǎn)的促進作用 是普遍性的,并不因企業(yè)規(guī)模大小而不一致,這有助于塑造創(chuàng)新研發(fā)的經(jīng) 濟氣氛,對當前形勢下的轉型升級具有重要意義.我們認為“營改增政策尤為必要,營業(yè)稅和增值稅長期并行的局面 越早被打破,便越有利于產(chǎn)業(yè)融合開展和經(jīng)濟結構轉型.因此,當前應該認真總結“營改增的前期經(jīng)驗,適當加快改革步伐,將政策盡快推廣到 金融、文體等一些尚未改革的行業(yè),讓更多的效勞性行業(yè)納入增值