增值稅對(duì)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的影響分析

1、增值稅對(duì)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的影響分析摘 要:本文建立了稅收與企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的短期和中長(zhǎng)期關(guān)系模 型。通過(guò)取得數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)驗(yàn)分析了增值稅對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)(R&D)投入的影響。并就 增值稅轉(zhuǎn)型對(duì)企業(yè)效益以及研發(fā)(R&D)投入的影響進(jìn)行了分析。關(guān)鍵詞：高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)，R&D投入，增值稅，消費(fèi)型增值稅當(dāng)前，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)已成為世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的支柱和新優(yōu)勢(shì)行業(yè)。鼓勵(lì)企業(yè)研究開(kāi)發(fā)、技術(shù)創(chuàng)新和促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展,成為許多國(guó)家 提高生產(chǎn)力水平和增強(qiáng)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的重要策略。改革開(kāi)放至今,我國(guó)的 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)得到了快速發(fā)展，但企業(yè)實(shí)際能夠掌握的重要核心技術(shù) 少，嚴(yán)重影響了我國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。

2、企業(yè)是研發(fā)的主體， 研發(fā)(R&D)投入的多少直接決定了高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新能力，但研 發(fā)是一項(xiàng)投資大、風(fēng)險(xiǎn)大、周期長(zhǎng)的活動(dòng)。為了扶持、鼓勵(lì)企業(yè)研發(fā) 投資，我國(guó)政府制訂了多種稅收優(yōu)惠政策，那么企業(yè)從這些優(yōu)惠政策 中究竟得到了多少實(shí)惠，R&D投入多少與政策的執(zhí)行存在怎樣的關(guān)系， 是值得研究的一項(xiàng)課題。本文選取企業(yè)經(jīng)營(yíng)及涉稅指標(biāo)，對(duì)增值稅與 R&D投入關(guān)系進(jìn)行分析。一、研究方法和數(shù)據(jù)說(shuō)明變量的選擇高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受多種因素影響，借鑒國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究成 果，用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新能力來(lái)表示產(chǎn)業(yè)未來(lái)的發(fā)展能力，可 以用凈資產(chǎn)利潤(rùn)率等財(cái)務(wù)指標(biāo)來(lái)表示高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)時(shí)的發(fā)展?fàn)顩r。 而自主創(chuàng)新能力的大小用R&

3、D投入占企業(yè)盈利的大小表示；凈資產(chǎn)利 潤(rùn)率等財(cái)務(wù)指標(biāo)可以通過(guò)企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)表取得。將企業(yè)整體稅負(fù)、增 值稅稅負(fù)作為自變量，并把高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模、企業(yè)銷(xiāo)售毛利率及資 產(chǎn)負(fù)債率等非稅控制變量作為重要影響因素納入分析范疇。選擇的相 關(guān)變量、變量的表示方式及變量的具體意義如表1所示。表1變量的選擇及定義變量類型變 量表示方式變量的解釋因變量R&D投入占利潤(rùn)百分比RDR本年度的R&D支出占上一年度利 潤(rùn)的比率（R&D支出多少往往由 上一年度財(cái)務(wù)狀況決定）凈資產(chǎn)收益率ROE高新技術(shù)企業(yè)凈利潤(rùn)總額 除以企業(yè)的所有者權(quán)益自變量企業(yè)總體稅負(fù)CTB高新技術(shù)企業(yè)繳納全部稅額占 當(dāng)年銷(xiāo)售收入總額白分比增值稅稅稅負(fù)TTB

4、高新技術(shù)企業(yè)繳納增值稅占 當(dāng)年銷(xiāo)售收入總額白分比高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模TPO高新技術(shù)企業(yè)總產(chǎn)值 占工業(yè)總產(chǎn)值的比例銷(xiāo)售毛利率SM主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)除以主營(yíng)業(yè)務(wù)成本資產(chǎn)負(fù)債率ALR負(fù)債除以總資產(chǎn)（二）模型的建立 根據(jù)前文的分析，建立稅負(fù)，銷(xiāo)售毛利率等對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的中長(zhǎng)期效應(yīng)模型，即模型I: TOC o 1-5 h z RDR = a +a CTB+a TTB+a SM + Z（ 1）建立高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的短期效應(yīng)模型，即模型II：ROE =p +p CTB +p TTB +p SM + p ALR + Z（2）012342其中，變量如表1所述，a，P為常數(shù)項(xiàng)，a，a，a ； p，P，P，0012312

5、3p 4為變量系數(shù)，Z1，Z 2為誤差項(xiàng)。（三）數(shù)據(jù)的取得與說(shuō)明以山東省17個(gè)地市的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象。變量R&D支出、 企業(yè)利潤(rùn)、凈資產(chǎn)收益率、銷(xiāo)售毛利率、資產(chǎn)負(fù)債率數(shù)據(jù)來(lái)自于山東 統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)。其中，R&D投入一項(xiàng)只有全省的數(shù)據(jù)，沒(méi)有各個(gè)地市 的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，將R&D投入根據(jù)各個(gè)地市的高新技術(shù)企業(yè)利潤(rùn)額占全省 高新技術(shù)企業(yè)利潤(rùn)額的比例進(jìn)行分?jǐn)?，得到各個(gè)地市的高新技術(shù)企業(yè) R&D投入額。稅負(fù)總額數(shù)據(jù)來(lái)自山東統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)、增值稅稅負(fù)數(shù)據(jù)來(lái) 自中國(guó)稅務(wù)年鑒（2009版），模型I選擇20002008年的數(shù)據(jù)，共 79個(gè)樣本；模型II選擇20012008年的數(shù)據(jù)，共98個(gè)樣本。二、回歸結(jié)果及分析根據(jù)上述

6、取得的相關(guān)數(shù)據(jù)，將樣本代入方程，利用SPSS1.4軟件 對(duì)上述回歸方程進(jìn)行擬合，現(xiàn)將結(jié)果進(jìn)行分析。（一）模型I的回歸結(jié)果及分析方程（1 ）的回歸結(jié)果如表2所示表2方程（1）的回歸結(jié)果項(xiàng)目Pearson CorrelationStandardizedCoefficientstVIFRDRCTBTTBSMRDRCTB1.000-0.198(0.034) -0.229(0.011)1.0000.059(0.295)-0.331(0.422)0.373(0.000)-0.0702.847(0.006) -0.620(0.037)1.023TTB1.0000.429(0.000)-0.149-1.290

7、(0.021)1.777SMF3.256(0.007)1.000-0.369-2.761(0.215)1.029資料來(lái)源：作者實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)對(duì)于方程（1），根據(jù)軟件運(yùn)行分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，整體回歸方程F值為 3.256，且P值為0.007，明顯小于0.05的顯著水平，表明自變量和因 變量之間存在明顯的相關(guān)性。VIF值均小于2,方程存在可以容忍的輕 度多重共線性。CTB對(duì)R&D投入系數(shù)為-0.198,檢驗(yàn)的P值為0.034, 達(dá)到0.05顯著水平，說(shuō)明企業(yè)整體稅負(fù)水平與企業(yè)R&D投入存在負(fù) 相關(guān)性，即企業(yè)減少稅收支出，將加大對(duì)研發(fā)的投入。TTB對(duì)R&D 支出的相關(guān)系數(shù)為-0.229，其P值為0.011,小于

8、顯著性水平，標(biāo)準(zhǔn)化系 數(shù)t值為-1.290,檢驗(yàn)的P值為0.021，達(dá)到顯著水平，說(shuō)明增值稅對(duì)R&D 投入存在顯著影響；SM對(duì)R&D支出的相關(guān)系數(shù)為-0.331，其P值為 0.422，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明企業(yè)R&D投入與企業(yè)商品銷(xiāo)售毛利 率成負(fù)相關(guān)性，但是相關(guān)性不明顯。模型II的回歸結(jié)果及分析方程(2)的回歸結(jié)果如表3所示表3方程(2)的回歸結(jié)果項(xiàng)目-Pearson CorrelationStandardizeCoefficientstVIFROETPOCTBTTBSMALRROE1.0000.079-0.175-0.3640.085-0.2946.362(0.304)(0.040)(0.0

9、00)(0.000)(0.199)(0.000)TPO1.0000.0230.8100.0150.1010.2102.255(0.000)(0.029)(0.008)(0.000)(0.038)CTB1.0000.0400.392-0.275-0.316-3.2231.289(0.345)(0.000)(0.003)(0.002)TTB1.0000.3980.1120.382-3.9901.228(0.000)(0.130)(0.000)SM1.000-0.065-0.170-1.6461.427(0.259)(0. 013)ALR1.000-0.328-3.6151.100(0.324)F9

10、.254(0.000)資料來(lái)源：作者實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)對(duì)于方程(2)，根據(jù)軟件運(yùn)行分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，整體回歸方程F值為 9.254，且P值為0.000，明顯小于0.05的顯著水平，表明自變量和因 變量之間存在明顯的相關(guān)性。VIF值均不超過(guò)2,方程存在可以容忍輕 度多重共線性TPO與ROE的相關(guān)系數(shù)為0.079,檢驗(yàn)的P值為0.304, 未達(dá)到顯著水平0.05，說(shuō)明高新技術(shù)企業(yè)凈資產(chǎn)收益與高新技術(shù)企業(yè) 發(fā)展規(guī)模沒(méi)有關(guān)系。CTB與ROE的相關(guān)系數(shù)為-0.175，檢驗(yàn)的P值為 0.040,達(dá)到顯著水平0.05,在回歸方程的系數(shù)檢驗(yàn)中t值為-3.223,檢 驗(yàn)的P值為0.002,達(dá)到顯著水平，說(shuō)明企業(yè)凈資產(chǎn)收益率和

11、企業(yè)稅收 支出有明顯的負(fù)相關(guān)性。TTB與ROE的相關(guān)系數(shù)為-0.364，檢驗(yàn)的P 值為0.000，達(dá)到顯著水平，在回歸方程系數(shù)檢驗(yàn)中t值為-3.990，檢 驗(yàn)的P值為0.000，達(dá)到顯著水平。SM與ROE的相關(guān)系數(shù)為0.085， 檢驗(yàn)的P值為0.000，達(dá)到顯著性水平，在回歸方程系數(shù)檢驗(yàn)中t值為 -1.646，檢驗(yàn)的P值為0.013，達(dá)到顯著水平。ALR對(duì)于ROE的影響 不顯著，檢驗(yàn)的P值分別為0.199，未達(dá)到顯著水平。（三）模型運(yùn)行的結(jié)論根據(jù)以上檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以得到以下結(jié)論：1）企業(yè)整體稅負(fù)水 平直接影響企業(yè)的利潤(rùn)水平，這就使得稅收優(yōu)惠對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)時(shí) 和未來(lái)的發(fā)展都具有較大的影響。研

12、發(fā)資金的投入對(duì)于高新技術(shù)行業(yè) 培養(yǎng)企業(yè)自主創(chuàng)新能力有至關(guān)重要的作用，企業(yè)整體稅負(fù)以及增值稅 稅負(fù)都與R&D投入成反向關(guān)系，并且關(guān)系顯著，所以增值稅優(yōu)惠能夠 增加企業(yè)的R&D投入，能夠很好地促進(jìn)高新技術(shù)行業(yè)未來(lái)的發(fā)展。2） 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)自主創(chuàng)新的意識(shí)不足。銷(xiāo)售毛利率說(shuō)明的是企業(yè)產(chǎn)品的 盈利能力，盈利能力越強(qiáng)企業(yè)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力越強(qiáng)。從實(shí)證的結(jié)果中我 們看出銷(xiāo)售毛利率與企業(yè)R&D投入成反向關(guān)系，現(xiàn)有產(chǎn)品盈利能力較 強(qiáng)導(dǎo)致企業(yè)關(guān)心的重點(diǎn)是如何擴(kuò)大現(xiàn)有生產(chǎn)能力和擴(kuò)大市場(chǎng)份額，對(duì) 新產(chǎn)品、新技術(shù)的研發(fā)興趣不高，這種舊有的觀念應(yīng)該改變。3）增值 稅優(yōu)惠都能夠擴(kuò)大高新技術(shù)行業(yè)發(fā)展的規(guī)模，促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)現(xiàn)時(shí) 的

13、發(fā)展。增值稅稅負(fù)降低將直接影響企業(yè)的凈利潤(rùn)額，而高新技術(shù)產(chǎn) 品一般都屬于高增加值產(chǎn)品，增值稅優(yōu)惠會(huì)直接降低企業(yè)的稅負(fù)，給 企業(yè)帶來(lái)實(shí)惠，促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)規(guī)模的發(fā)展?？梢钥闯銎髽I(yè)收益越 高投資的力度就越大，同時(shí)還會(huì)吸引其他資金投入到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)， 企業(yè)的規(guī)模也隨之?dāng)U大。三、增值稅轉(zhuǎn)型對(duì)高新技術(shù)企業(yè)R&D支出的影響企業(yè)的R&D投入主要來(lái)源于企業(yè)收益(或利潤(rùn))。下面針對(duì)消費(fèi)型 增值稅與生產(chǎn)型增值稅為企業(yè)帶來(lái)的收益差異進(jìn)行比較。根據(jù)現(xiàn)行的 增值稅稅率17%，所得稅稅率25%，企業(yè)購(gòu)買(mǎi)機(jī)器設(shè)備的不含增值稅 的價(jià)值為m元，機(jī)器設(shè)備的正常使用壽命為n年，預(yù)計(jì)凈殘值為0， 企業(yè)采用直線折舊法對(duì)其計(jì)提折舊。實(shí)行

14、生產(chǎn)型增值稅，企業(yè)在購(gòu)入 機(jī)器設(shè)備時(shí)不允許抵扣增值稅，會(huì)計(jì)處理是增加固定資產(chǎn)價(jià)值117% m 元。在該機(jī)器設(shè)備的正常使用年限里，每年的折舊額為117%m；n元。該 筆費(fèi)用可以沖減利潤(rùn)，即可以使企業(yè)每年少繳所得稅(117%mn)x25%元, 折算成年金現(xiàn)值為(117%m/n)x25%x門(mén)元(門(mén)，i = 1,2,n為年金現(xiàn)值系數(shù))。 總的看來(lái)，企業(yè)購(gòu)買(mǎi)機(jī)器設(shè)備實(shí)際上繳的稅款為增值稅17%m元，折舊 抵減收入共少繳所得稅(117%mn)x25%x門(mén)元，其中門(mén)=才門(mén)。i=1在消費(fèi)型增值稅稅制下，企業(yè)購(gòu)入機(jī)器設(shè)備的增值稅允許作為進(jìn) 項(xiàng)稅額抵扣，會(huì)計(jì)處理是增加固定資產(chǎn)價(jià)值m元。在該機(jī)器設(shè)備的正 常使用年限

15、里，每年的折舊額是mn元。該折舊額每年可以使企業(yè)少繳 所得稅(m/n)x 25%元，折算成年金現(xiàn)值為(m-n) x 25% x門(mén).元，(門(mén).，i = 1,2,n 為年金現(xiàn)值系數(shù))。總的來(lái)看，對(duì)于企業(yè)來(lái)講，它沒(méi)有負(fù)擔(dān)增值稅，折舊抵減收入共少繳所得稅(mm)X25% X門(mén)元，其中門(mén)=看ii=1由此可以看出，實(shí)行消費(fèi)型增值稅對(duì)企業(yè)納稅的影響不僅涉及到 增值稅，還涉及到企業(yè)所得稅；不僅涉及到購(gòu)買(mǎi)機(jī)器設(shè)備的當(dāng)期，而 且涉及到機(jī)器設(shè)備整個(gè)使用期。實(shí)行消費(fèi)型增值稅相對(duì)于生產(chǎn)型增值 稅可以使企業(yè)獲得稅收上的收益Y，用數(shù)學(xué)式子表示為:簡(jiǎn)化為 TOC o 1-5 h z Y = 17%m - (117%m / n

16、) x 25% x - 0 - (m / n) x 25% x門(mén)(3)Y = 17%m - (17%m/n) x 25% x設(shè)中長(zhǎng)期貸款年利率為，則年金現(xiàn)值系數(shù):1+(1 + r) n-1y 1111門(mén)=乙 =1 +(1 + r) i-11 + r(1 + r )2i=1(1 An-11 + r - 1 L )(5)(6)1 + r )1 + r 一中 + r )-nrr將式(5)帶入式(4)，收益Y可表示為：1 + r (1 +Y = 17%m - (17%m / n) x 25% xr簡(jiǎn)化為:25% 1 + r-G + r)-nY = 17% m x 1 -xnr我國(guó)固定資產(chǎn)的折舊年限一般

17、為5-30年，中國(guó)人民銀行規(guī)定我國(guó) 目前的中長(zhǎng)期貸款(五年以上)定期貸款年利率r=5.94%，將其代入式 (7)，可以計(jì)算出消費(fèi)型增值稅比生產(chǎn)型增值稅使企業(yè)稅收減少而增加 的收益。計(jì)算結(jié)果如表4所示。表4增值稅轉(zhuǎn)型使企業(yè)增加的收益固定資產(chǎn)使用年限（n）企業(yè)稅收收益（Y）50.132006 m100.136767 m150.140733 m200.144052 m250.146846 m300.149208 m資料來(lái)源：作者實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)從表4中可以看出，消費(fèi)型增值稅與生產(chǎn)型增值稅相比，能夠提 高企業(yè)收益，并且這種收益會(huì)隨著固定資產(chǎn)折舊年限的提高而增加。如果企業(yè)每年R&D投入的資金占收益的比例為o，則

18、實(shí)行消費(fèi)型增值 稅能夠增加企業(yè)o y的R&D投入，從而促進(jìn)企業(yè)自主創(chuàng)新能力的培育。國(guó)家中長(zhǎng)期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要2006-2020年第七條“企業(yè)尚未真正成為技術(shù)創(chuàng)新的主 體“。但是從全國(guó)R&D經(jīng)費(fèi)按來(lái)源和執(zhí)行部門(mén)分布數(shù)據(jù)來(lái)看，我國(guó)R&D以企業(yè)為主。 HYPERLINK /2007/tjsj/tjsj.asp2lbbmT /2007/tjsj/tjsj.asp2lbbmT所謂多重共線性是指線性回歸模型中的解釋變量之間由于存在精確相關(guān)關(guān)系或高度相關(guān)關(guān)系而使模型估計(jì)失真或難以估計(jì)準(zhǔn)確。本文模型存在輕度多重共線性，回歸結(jié)果是準(zhǔn)確的。直線折舊法是指將資產(chǎn)原值扣除凈殘值后，在預(yù)計(jì)使用年限內(nèi)平均攤銷(xiāo)。年折舊費(fèi)為購(gòu)置成本扣除殘值后，再除以預(yù)計(jì)使用年限。年現(xiàn)金值系數(shù)是指現(xiàn)值系數(shù)就是按一定的利率每期收付一元錢(qián)折成現(xiàn)在的價(jià)值。參考文獻(xiàn)（1）夏杰長(zhǎng)，尚鐵力自主創(chuàng)新與稅收政策:理論分析、實(shí)證研究與對(duì)策建議，稅務(wù) 研究2006年第6期。（2）匡小平，肖建華我國(guó)自主創(chuàng)新能力培育的稅收優(yōu)惠政策整合一高新技術(shù)企業(yè)稅 收優(yōu)惠分析，當(dāng)代財(cái)經(jīng)2008第1期。（3）卜偉，王稼瓊我國(guó)增值稅與研發(fā)投入關(guān)系的實(shí)證與理論分析，北京交通大學(xué) 學(xué)報(bào)2008第7期。（4）孫伯燦，陳衛(wèi)東,范柏乃中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)稅收優(yōu)惠政策實(shí)證研究，浙江大學(xué)學(xué) 報(bào)2001