科技创新能力是一国竞争力的核心，随着科技创新能力对一国经济增长的推动作用被广泛认证，对于创新型企业来说，其具有风险成本高、效益产生慢的劣势，然而科技创新企业却是一国经济的关键竞争群体，是经济持续稳定增长的基础，减轻科技创新企业的税费负担，能够帮助企业减少成本开支，从而有能力在研发生产上投入更多资金，优化企业成长环境。目前，很多国家都采取了税收激励政策来提升本国的技术创新能力，而我国也采取了一系列的税收优惠政策来提升国内企业的科技创新能力，特别是 2012 年在上海首先实施的“营改增”政策，更加体现了我国政府对于税收激励政策的重视。从国外相关文献研究来看，主要是基于经济增长的理论框架来展开对税收激励政策与研究开发（R&D）关系的研究。Furman 等认为仅研发（R&D）投入就能够解释 DECD 国家之间创新能力差异的90%。其认为 R&D 投入是影响一国科技创新能力的关键指标。而对于企业来说，对 R&D 的投入大小主要取决于企业的盈利情况，因此，税收优惠政策对 R&D 投入有很大的推动作用。Bernstein 利用 1975 年至 1980年期间加拿大 27 家公司一组集合的典型数据和时间序列数据，对加拿大 R&D 税收激励措施的研究，认为生产结构法或调整成本法能够被用来分析税收激励措施对实物资本投资的影响，研究发现税收支出每增加1 美元，会带来高于 1 美元的新增 R＆D 资本。到 20世纪 80 年代中期，内生增长理论的兴起将科技创新活动内生化，突破了新古典模型假设，这也说明了一国政府能够通过税收激励政策来对本国的 R＆D 水平产生影响，刺激企业的创新活动，从而推动经济增长。基于此，对税收政策与企业科技创新效应的研究具有重要的政策含义。
一、“营改增”对科技创新的支持作用
（一）促进产业升级与经济结构调整
“营改增”的最大优势在于消除重复征税，为企业带来了减税效应，截至 2013 年 6 月份，河北省 6.18 万户“营改增”纳税人中，小规模纳税人占 94%左右。“营改增”后，这些企业 3%至 5%的营业税率将降为 3%的增值税率，且以不含税销售额为计税依据，预计税负下降幅度将达到 40%。此外，在河北省移交的 6.18 万户纳税人中，符合增值税一般纳税人条件的有 3 693 户，其中交通运输业 1 928 户，部分现代服务业 1 765 户。
“营改增”后，这些企业的生产技术设备采购能够被抵扣，打通了二、三产业的抵扣链条，鼓励企业进行先进研发设备的采购，提高了企业的生产技术水平。同时，对于装备制造业来说，可以将技术生产性服务业外包，提高了企业的主业核心竞争力，推动了企业分工的进一步细化。“营改增”的实施为企业的技术创新创造了更好的环境，推动了经济结构调整和产业转型升级。
（二）推进科技创新企业的建设
税收政策作为促进企业科技创新的重要政策工具，我国为推动技术创新实施了各类税收优惠政策，特别是“营改增”政策对创新活动给予了极大的鼓励和支持。“营改增”后，现代服务业中的研发和技术服务、信息技术服务、文化创意服务、物流辅助服务、签证咨询服务的增值税率为 6%，小规模纳税人增值税征收率为 3%，有力地推动了企业的自主创新。2011 年，河北省的 R&D 投入仅占 GDP 的 82%，而2012 年河北省 R&D 经费投入为245.8 亿元，占 GDP 的 0.92%。依据国际经验，R&D 投入强度在 1.0%以下，技术创新处于使用技术阶段。由此可见，“营改增”后，河北省的技术创新能力已经有了较大的提升。
二、“营改增”对促进企业科技创新的激励效应分析
（一）问题的提出
自河北省实施“营改增”以来，其产业结构调整以及企业的科技发展情况都发生了很大的变化。从国外的相关研究可以看出税收优惠政策对R&D 投入有很大的推动作用，R&D 投入是企业科技创新中主要的投入，也是目前国内外各种技术创新研究文献著作中运用得最多的技术指标。同时，从河北省“营改增”对科技创新的支持作用也可以看出，“营改增”能够有效促进产业升级与经济结构调整，并推进科技创新企业的建设。因此，为定量地研究河北省“营改增”政策与企业科技创新之间的关系，笔者通过运用实际数据和模型，对 2004—2013 年“营改增”政策与企业科技创新之间的关系进行论证，研究了“营改增”政策对企业科技创新的重要意义以及效益情况，为之后国家相关税收政策的制定提供一定的定量参考。
（二）数据的选取和来源
由于河北省“营改增”试点时间为 2012 年 8 月，试点时间较短，本文按月选取数据，数据选取时间为2012 年 8 月—2013 年 12 月。原始数据均来自河北省统计信息网以及《北京市统计年鉴》（2000—2013 年），数据保证可靠性和真实性。研究科技创新与“营改增”后税收之间的关系，考虑到数据的可获得性，将税收（Y）设为被解释变量；R&D 经费（X1）、R&D 人员（X2）；专利申请授权量（X3）指标作为解释变量。依据河北省统计年鉴以及统计公报计算整理得出河北省科技创新技术指标如表 1。
为了消除由于数据过大造成的异方差问题，在进行计量分析时对数据取对数进行分析。由于选用的数据为时间序列数据，因此本文在进行回归分析前要对相关序列进行检验并修正，同时分别以 d（Y）、d（X1）、d（X2）和 d（X3）表示其一阶差分，dd（Y）、dd（X1）、dd（X2）和 dd（X3）表示其二阶差分。
（三）模型建立
将税收值（Y）设为被解释变量；R&D 人员（X1）、R&D 经费（X2）、有效专利数（X3）指标作为解释变量。依据凯恩斯的需求不足理论，当经济处于低迷时期时，可以通过增加政府扶持实现税收优惠等财政政策来刺激经济的增长，带动企业的技术创新投资。基于此，笔者依据经济学理论构建税收 Y 与各科技创新指标之间的多元回归模型，如（1）式所示：
Y=C（1）X1+C（2）X2+C（3）X3+u 公式（1）
为了消除由于数据过大可能产生的异方差，将（1）式两边取对数，将本文考虑的各种因素代入其中，就可以得到一个多元线性表达式（2）：1nY=C（1）InX1+C（2）InX2+C（3）InX3+u公式（2）然后，就河北省 2012 年 8 月—2013 年 12 月 17个月间的数据基于回归模型，利用表 1 的数据，运用Eviews7 估计对河北省税收（Y）、R&D 经费（X1）、R&D人员（X2）以及专利申请授权量（X3）指标进行回归分析如表 2。
（四）研究结果分析
依据计量分析结果可以得到河北省 2012 年 8月—2013 年 12 月税收 Y 与各科技创新指标之间的多元回归模型为：
1nY=-0.152832InX1+0.222231InX2-0.010527InX3+14.94747从上述回归结果可以看出：
第一，上述各个科技创新指标与河北省月税收总收入之间有比较显著的相关关系。方程中各个参数估计量的 t 值均通过检验，并且该模型的拟合优度 R2为 0.985000 较高，说明总体显著性较好，F 统计量为0，表明在 95%的置信水平下拒绝零假设，说明该模型通过方程显著性检验，即 F 检验。综合上述，该模型的回归结果是可以接受的。
第二，R&D 经费投入（X1）对河北省税收（Y）的贡献率弹性系数为 -15.28%、R&D 人员（X2）为 22.22%；专利申请授权量（X3）为 -1.05%。由此可以看出，R&D 经费投入（X1）与专利申请授权量（X3）对地区经济总值GDP 增加的相关系数为负值，且 R&D 经费投入与收入（y）的负相关程度最高。
第三“，营改增”之后政府的税收发生一定程度的损失，然而企业对 R&D 经费投入有了较大幅度的提升，这说明政府可以利用税收杠杆间接引导企业提高R&D 活动的投资水平。通过“营改增”的税收调节方式可以有效激励企业更多地从事 R&D 投资，提高企业的科技创新能力。
第四，短期来看，“营改增”之后河北省税收有了较大幅度的下滑，尽管在一定程度上能够提高企业的科技创新能力，然而其贡献值仅为 -15.28%，整体激励效果不佳，税收与 R&D 的溢出效应不大。从理论上分析主要有以下两方面原因：一是政策对于市场经济的影响存在一定的滞后性，河北省“营改增”的试点时间较短，还没有发挥出其应有的效益；二是河北省对于 R&D 经费的补贴力度不够，企业对 R&D 的投资是政府的5 倍，政府资金投入过少，政府补贴对科技创新的激励效益未实现。
三、结论与对策
本文在分析上述可被证明的理论根据下，针对河北省的实际情况，分析了税收对科技创新的激励效果情况，结果表明“营改增”政策能够对企业的科技创新能力产生一定的推动作用。针对以上分析中出现的问题，笔者提出两点建议：
第一，对于“营改增”造成地方收入降低的问题，目前较为可取的方案是通过将改征后的增值税与现行增值税的分成机制统一起来，即按中央占大头、地方占小头方式重新分配。这种方案的难点在于需要结合财税体制的系统改革进行评价，这就需要中央政府对地方税制的改革有充分的决心。尽管该方案具有一定的可取性和可行性，然而其会对地方税制改革造成一种倒逼的压力。
第二，针对“营改增”后的税收优惠与 R&D 的溢出效应不大的问题，政府可以提高对 R&D 的补贴，鼓励企业生产更多的产出，增进消费者剩余，也可以对企业的 R&D 投入进行征税，抑制企业从事过多的 R&D 投资，将税收优惠政策和补贴政策结合实施，以有效提高企业的科技创新能力。
