“营改增”、区域知识产权保护与企业研发投入※

袁始烨 楼 羿

一、 引 言

税收政策是稳定经济增长、推动产业转型升级和促进区域平衡发展的重要措施。自1994年分税制改革后，制造业和服务业适用两种完全不同的税制，前者以增加值为税基缴纳增值税，后者以销售额为税基缴纳营业税。由于二者均为流转税，因此服务业不可避免地面临被重复征税的问题。为解决该问题，自2012年至2016年，我国营业税改征增值税(以下简称“营改增”)试点改革从上海起步，从扩大区域试点到转向行业试点，于2016年5月1日对货物和服务领域实现全覆盖。本次改革的根本目的是打通增值税抵扣链条，消除重复征税，降低企业负担，提升企业竞争力，最终实现整体经济的良性发展。

税收政策对企业的行为有导向作用，研发投入作为企业核心竞争力的重要组成部分，也必然受到极大影响。Schumpeter(1942)提出企业能通过创新在市场竞争中获得有利地位。但资金的有限性、成果的不确定性以及知识产权保护的不完备等风险阻碍了企业在研发方面的投入(Czarnitzki & Hottenrott,2010)。政府对知识产权的保护则减少了研发的外部性问题，降低了企业研究成果被外界窃取的风险，提高了研发投入的期望收益，激励企业进行创新(吴超鹏、唐菂，2016)。据国家税务局统计，截至2017年6月，“营改增”试点将1600多万户营业税纳税人、1000多万自然人、超过2万亿元的营业税转为增值税，累计减税1.61万亿元。其中全面推开“营改增”试点以来已累计直接减税8500多亿元，实现所有行业税负只减不增。企业能否将改革变为发展的动力，提升自身的核心竞争力值得探究。并且由于增值税“道道征税、环环抵扣”的特点，制造业企业虽不在改革范围之内，但只要与服务业存在上下游企业关系，税负也会受到影响。那么此次税制改革对服务业企业与制造业企业又有何异质性影响？区域知识产权保护状况又对改革效果有何影响？目前这方面的实证研究还是空白。本次改革可作为经济学领域开展的“自然实验”，规避了自选择等内生性问题，为有效识别税收激励对企业研发投入的促进作用提供了难得的机会。

本文利用“双重差分法”(Difference-in-Difference)，考察第一批改革的交通运输业与部分现代服务业企业与制造业企业在“营改增”后研发投入的增减变化。本文还进一步检验了区域知识产权保护情况对两类企业研发投入的异质性影响。检验结果表明：(1)“营改增”后，交通运输业与部分现代服务业企业研发投入的提升比制造业企业更显著。(2)对于交通运输业与部分现代服务业企业而言，产权保护较好地区的研发投入提升显著高于产权保护较差地区；对于制造业企业而言，区域知识产权保护情况对其研发投入并无明显差异性影响。本文后续安排如下：第二部分集中回顾与企业创新、税制改革相关的学术文献；第三部分结合制度背景，在理论分析的基础上提出研究假设；第四部分为研究设计及描述性统计，包括关键变量设计、研究模型、描述性统计和相关性分析；第五部分为主要实证检验结果及其分析和稳健性检验；最后为论文研究结论。

二、 文献回顾

税收对企业研发投入的影响可以追溯到90年代初期的内生增长理论。该理论将企业创新活动内生化，国家可利用企业内生变量对财政政策的敏感性，利用税收政策影响企业研发投入，刺激企业的创新活动，进而推动国家经济增长(Lucas, 1988)。国外有关研发的实证研究基本都支持研发投入具有价值相关性(Hana & Manry，2004)。朱平芳(2003)也指出企业加大研发投入、积极开发创造新产品新技术，动力主要在于获得竞争优势,进而获取高额利润。

围绕税制改革，国内外学者开展了一系列改革引起企业研发投入变化的研究。Bernstein(1986)曾使用1975至1980年时间序列数据对加拿大税收激励政策进行研究，发现税收对企业研发有促进作用。Rachel Griffith(2000)、Koga(2003)等学者分别选取不同国家的数据作为样本，有些国家的证据表明税收优惠会对企业研发起促进作用，有的却表明两者并没有确定关系。Drik Czarnitzki(2011)和Yohei Kobayashi(2014)等对税收优惠和研发进行了更为细致的研究，发现两者的关系会不同程度地受到企业规模、资金流动、政策环境等影响。吴祖光、万迪昉和吴卫华(2013)认为税收的“挤出效应”与企业“避税激励”共存。前期税收负担越高的企业，研发投资与现金流之间的敏感性越强；在其他条件相同的情况下，税收负担越高的企业，随后报告的研发投入水平也越高。于谦、蒋屏(2014)发现增值税转型激发了企业创新积极性，并且资本密集型行业可显著提升生产效率。企业所处环境与研发投入的关系也是国内外学者关注的论题，国家和地区的知识产权保护情况被证实对区域内企业的研发投入具有实质性影响(Pazderka, 1999)。吴超鹏和唐菂(2016)的研究表明地方政府知识产权保护执法力度与企业研发投资强度和专利产出数量正相关，与史宇鹏、顾全林(2013)研究结果一致。黄俊和陈信元(2011)、刘小鲁(2011)均认为知识产权保护的增强对企业研发投资有激励作用。

目前文献对“营改增”的研究尚停留在财税改革的效果上。国内文献尚未系统地研究“营改增”与企业研发投入相关问题，也没有考虑本次改革与区域知识产权保护对企业研发投入的协同影响。本文将区域知识产权保护这一因素纳入考虑范围之内，研究结果可以在一定程度上填补以前文献的空白，同时能够提供税制改革引起企业研发投入变化的新证据。

三、 制度背景、理论分析与研究假设

1. 制度背景

自2004年起，我国开始在北方推行增值税转型试点，2007年7月试点范围延伸到中部；2009年1月1日我国增值税转型推广至全国。营业税改征增值税(“营改增”)在我国全面推开大致经历三个阶段，第一阶段，自2012年1月1日起，上海开始进行“营改增”试点，试点行业为“1+6”行业，其中“1”指的是交通运输业(包括陆路、水路、航空和管道运输)，6指的是六个现代服务业(包括研发和技术、信息技术、文化创意、物流辅助、有形动产租赁和鉴证咨询服务)。当年8月1日至年底，国务院将“营改增”试点扩展至北京、江苏、安徽、福建、广东、天津、浙江、湖北8省(市)。第二阶段，2013年8月1日，“营改增”范围已扩展至全国，广播影视服务业亦纳入试点范围。2014年1月1日，铁路运输业和邮政业在全国范围实施“营改增”试点；2014年6月1日，电信业在全国范围实施“营改增”试点。第三阶段，根据财政部、国家税务总局公布的《营业税改征增值税试点实施办法》、《营业税改征增值税试点有关事项的规定》、《营业税改征增值税试点过渡政策的规定》和《跨境应税行为适用增值税零税率和免税政策的规定》等文件，2016年5月1日，建筑业、房地产业、金融业和生活服务业四个服务行业也进行了改革，自此营业税正式退出历史舞台。

“营改增”之前，根据行业不同，营业税设置了三档不同税率，其中交通运输业、建筑业、邮电通信业、文化体育业税率为3%；金融保险业、服务业、转让无形资产和销售不动产税率为5%，娱乐业税率为5%-20%。由于营业税按企业营业额征收，企业在提供应税劳务、销售不动产和转让无形资产时采购的货物中所含的增值税无法在缴税时抵扣，这些企业承担了增值税和营业税的双重负担。增值税纳税人在购买营业税纳税人货物时，营业税也无法抵减，导致增值税纳税人也承担了营业税与增值税的双重税负。

“营改增”后，增值税税率分为17%、13%、11%、6%及零税率五档，征收率在原有3%基础上新增了一档5%。提供交通运输、邮政、基础电信、建筑、不动产租赁服务，销售不动产，销售土地使用权，税率为11%；提供有形动产租赁服务，税率为17%；财政部和国家税务总局规定的应税行为，税率为零，除此之外，纳税人提供其他应税行为适用6%的税率。自2017年7月1日起，13%一档税率取消，原农产品、天然气等增值税税率从13%降为11%，进项抵扣不变。

2. 理论分析与研究假设

(1) “营改增”与企业研发投入

我国近年来增值税方面的改革目的是平衡行业、产品、企业之间的税负，避免重复征税，为实现税收相对中性所做的重要举措。税收中性思想源于Adam Smith的赋税理论。19世纪末由英国新古典经济学派的Alfred Marshall发展为税收中性理论。税收中性的要义在于税收尽可能减少对市场的干预，减少纳税人的超额负担，避免对市场资源有效配置产生不利影响。李成和张玉霞(2015)的研究认为“营改增”将对原营业税纳税人产生以下两方面影响：一是“抵扣效应”，外购资本的进项税额抵扣而带来的资本成本的降低；二是“税负转嫁效应”，企业可将增值税以“销项税额”的形式转嫁给下游环节 。根据90年代初期形成的内生增长理论推断，作为企业内生变量的研发投入活动对财政政策较为敏感。“营改增”后，看似税率有所增加，但由于上下游抵扣链条被打通，原营业税纳税企业与增值税纳税企业均摆脱了双重税收负担。“营改增”在一定程度上反而降低了企业的税负，增加企业的收益。企业收益增加后应遵循内生增长理论的规律，将资金投入能够提升企业竞争力的研发投入中，使企业的业绩和股价成长更持久。

根据以上分析可知，“营改增”不仅降低了受改革行业的税负，而且惠及税改行业企业的上下游行业。只要企业的主营业务缴纳增值税，就会受到本次改革带来的影响。本文将研究“营改增”后税改企业与受改革影响的制造业企业的研发投入的变化，并据此提出以下假说：

H1a:“营改增”后，与缴纳营业税行业的企业相比，制造业企业研发投入显著增加。

H1b: “营改增”后，与缴纳营业税行业的企业相比，税改行业企业研发投入显著增加。

(2) “营改增”、区域知识产权保护与企业研发投入

已有文献指出，增强自主研发能力并非企业进步唯一的方式，尤其对后发国家的企业来说，模仿或引进技术比增加研发投入见效更快，且在成本上有很大优势(Barro, Sala-I Martin,1997)。政府对知识产权的保护可通过两条途径提升企业的研发投入：第一是阻止企业之间对专利的模仿(Arrow，1962)，提升企业研发积极性；第二是使得有研发项目的企业愿意披露信息给外部投资者，降低信息不对称性以减少企业融资难度(Anton&Yao，2002; Ueda，2004)。我国经济目前处于转轨时期，各行政区域之间经济发展不平衡，存在知识产权保护较好的先发地区，也存在识产权保护较差的后发地区。后发地区企业增大研发投入动力较弱，往往倾向于模仿或引进先发地区的技术。因此，“营改增”后，各地区企业研发投入增加状况必然有所不同。

根据以上分析推断，“营改增”后，知识产权保护较好地区企业研发投入增加应显著高于知识产权保护较差地区企业。但税改行业企业与制造业企业的研发投入变化间是否有区别尚未可知。因此，本文提出以下假说：

H2a：在控制其他因素影响下，“营改增”后，与缴纳营业税行业的企业相比，在产权保护较好的地区，制造业企业研发投入显著增加，在产权保护较差的地区不明显。

H2b：在控制其他因素影响下，“营改增”后，与缴纳营业税行业的企业相比，在产权保护较好的地区，税改行业企业研发投入显著增加，在产权保护较差的地区不明显。

四、 研究设计及描述性统计

1. 研究样本与对照样本的选取

“营改增”事件相当于一种“自然实验”(nature experiment)。对于受改革影响的企业来说，这一政策可以被看作一个外生事件，因为企业不太可能通过事先了解到增值税政策而进行迁移。因此，可通过比较改革行业和未改革行业企业的行为和绩效来判别“营改增”政策的效果。但考虑到所有行业企业在改革年度前后会受其他因素的影响产生一定变化，这种变化需要在对比时进行剔除。计量经济学中的“双重差分”方法可以摈除改革前后年度的影响，避免了政策作为解释变量时存在的内生性问题，是评估政策效果的主要方法之一。本文的回归样本期间包括2009至2016年，由于“营改增”范围在地区和行业两方面逐渐扩围，上海市2012年1月1日起开始改革，2012年8月起，“营改增”试点从上海扩大至其他八省市，预期改革效果在2013年才显现。因此，在本文的研究中，上海企业以2012年作为改革开始日期，其他八省市以2013年为改革开始日期，使用双重差分法进行检验。

本文样本公司包括三类，第一类为“营改增”试点的税改行业企业，本文以交通运输业与部分现代服务业(“1+6行业”)企业作为研究对象，电信、邮政以及铁路运输业由于未分地区推行，不列入本次检验中(后文简称“改革组”)。第二类为制造业企业，虽然该类企业并非“营改增”试点的改革对象，但由于制造业企业购买的生产性服务在改革后也可作为进项税抵扣，因此也受到此次改革的影响(后文简称“制造业组”)。第三类为最后一批改革的企业，包括建筑业、房地产业、金融业和其他生活服务业(后文简称“对照组”)，由于改革时间为2016年5月，因此该类企业在样本期间缴纳营业税，可视为不受改革影响。本文将第三类企业作为对照样本，前两类企业均作为研究样本并分别与其做比较。

本文使用的样本是2009至2016年A股上市公司数据，为保证研究结论的稳健性，数据经过如下筛选处理：(1)剔除金融类上市公司，金融类公司的资产结构和财务比率和非金融类公司存在较大差异，故剔除之；(2)剔除不属于制造业、“1+6”行业、建筑业、房地产业、金融业和其他生活服务业的企业；(3)剔除净利润和经营活动现金净流量为负的公司，此类公司研发动机较弱，故剔除之；(4)剔除属于西藏地区的企业；(5)剔除回归所需其他数据缺失的样本。经过上述步骤，获得最终样本共计8643个。

2. 变量定义和度量

(1) 因变量与主要解释变量

被解释变量研发投入采用两种衡量方式，R&D1为企业财务报表报告的研发支出除以销售收入，R&D2为研发支出与总资产的比值。主要解释变量中，Year为标示“营改增”前后的虚拟变量。上海市2009至2011年为0，2012至2016年为1。其他省市2009至2012年为0，2013至2016年为1。Treat1和Treat2分别是按企业改革与否所设虚拟变量。Treat1为是否为第一类企业，即税改行业企业，是则为1，否则为0；Treat2为是否为第二类企业，即制造业企业，是则为1，否则为0。Year×Treat1、Year×Treat2分别为Year和Treat1、Treat2的交互项。

根据前述理论分析，“营改增”将对税改行业企业与制造业企业的研发投入均产生显著影响。因此本文将重点分析改革以后，税改行业企业与制造业企业的系数变化，即Year×Treat1和Year×Treat2的系数是否显著为正，二者的显著性是否存在区别。若该变量回归系数显著为正，则说明“营改增”后，税改行业企业(或制造业企业)研发投入显著提升。

(2) 控制变量

根据解维敏、方红星(2011)、黄俊和陈信元(2011)以及陈闯和刘天宇(2012)的研究成果，本文选择了以下控制变量。Size为企业规模，衡量方法为公司总资产的自然对数；Age为企业年限，衡量方法为企业自成立以来年限；Cash为现金流量，衡量方法为经营活动现金流量与企业资产比值；Marketp为企业市场势力，衡量方法为销售收入减去销售成本除以销售收入；Sellratio为市场竞争程度，衡量方法为企业销售费用占营业收入的比率；Levi、LASH和Duality分别为资产负债率、第一大股东持股比例和董事会独立性虚拟变量。

综上所述，本文的基本回归模型如下：

R&D=α+β1Year+β2Treat1+β3Treat2+β4Year

×Treat1+β5Year×Treat2+β6Size+β7Age

+β8Cash+β9Levi+β10Lash+β11Sellratio

+β12Duality+ε

为检验区域知识产权保护对企业“营改增”后研发投入力度的影响，利用上述模型并加入区域知识产权保护虚拟变量Location进行分组检验。在本模型中，重点观察每组中Year×Treat1和Year×Treat2的系数，若该变量显著为正，则说明产权保护较好地区的税改行业企业(或制造业企业)研发投入相比产权保护较差地区显著提升。产权保护较好地区与产权保护较差地区的区分根据王小鲁、樊纲和余静文(2016)所著《中国分省份市场化指数报告》与地区知识产权相关的三项指数(4b1技术人员供应情况、4c技术成果市场化和5c知识产权保护)算术平均数得出。在此基础上，本文将样本公司依据所属地区知识产权保护情况由高至低分为三组，选择高低两组进行比较。知识产权保护值较高的地区企业样本Location系数取值为1，知识产权保护值较低地区企业样本的Location系数取值为0。

文中所用研发支出数据取自CCER数据库，其他数据来源于CSMAR数据库，并对所有连续变量按照分布上下1%分位值进行了缩尾处理(winsorize),以控制异常值对结论的影响。

3. 描述性统计与相关性分析

表1为回归变量的描述性统计结果。其中R&D1、R&D2为企业研发投入变量，R&D1均值为0.0409，标准差为0.0410，R&D2均值为0.1381，标准差为6.5271，表示不同公司之间差异较大。Treat1和Treat2均值为0.102和0.867，表明样本中处于1+6改革行业的公司约占10.2%，制造业企业约占86.7%，可推断出营业税纳税企业占样本的3%。由于选用的是非平衡面板数据，Year的均值为0.625，表示约62.5%的样本位于改革之后。Location变量为区域知识产权保护变量，样本中约86.8%的企业处于产权保护较好的地区，13%的企业位于产权保护较差的地区。企业规模(Size)介于19.67-25.79之间，平均规模在21.81左右。企业年龄(Age)跨度较大，从2年至26年均有，平均年龄在13年左右。现金流量(Cash)、第一大股东持股比例(Lash)、市场竞争程度(Sellratio)、企业市场势力(Marketp)和资产负债率(Levi)分布比较分散，公司间差异较明显。董事会独立性(Duality)均值为0.297，表明29.7%的样本公司董事长与总经理为同一人兼任，这类公司董事会所发挥的监督作用较为有限。

表1 描述性统计

资料来源：作者自制

表2是主要变量相关系数检验结果(Pearson检验)，在表2中，研发投入力度(R&D)与资产负债率(Levi)的相关系数达到-38%，与企业市场势力(Marketp)的相关系数达到48.4%。企业规模(Size)、现金流量(Cash)、第一大股东持股比例(Lash)、市场竞争程度(Sellratio)和董事会独立性(Duality)均与因变量研发投入力度(R&D)显著相关，表明这些自变量是影响因变量的重要因素，总体而言与解维敏、方红星(2011)的发现相吻合。

五、 实证结果与解释

1. “营改增”与企业研发投入检验结果

在控制其他因素的影响下，本文检验了“营改增”对企业研发投入力度的影响，基于“双重差分”的方法，以最后一批改革的企业作为对照组，检验公司在该政策下的处理效应。表3为对面板数据做的固定效应多元回归结果。列(1)(3)未控制其他因素的影响，R2为0.1458和0.0871；列(2)(4)是控制其他因素影响下的检验结果，模型的R2提高到0.3410和0.1439，说明控制其他因素是必要的，模型F值在1%水平上统计显著，拟合效果较好。

观察解释变量的系数，列(1)至(4)中“营改增”变量(Year)均为正，列(1)中该变量在10%水平上显著，列(2)中该变量在5%水平上显著，列(4)中该变量在1%水平上显著，表明样本企业在“营改增”后研发投入显著增强。列(1)中“营改增”变量(Year)和改革组变量(Treat1)的交互项为正，且在5%的水平下统计显著，在控制其他因素的影响下，列(2)中该变量在1%的水平上统计显著。列(3)中该变量虽不显著，但列(4)中该系数在10%水平上显著。可见结果比较稳健，表明与对照组企业相比，改革组企业在研发支出上的投入显著增加。“营改增”变量(Year)和增值税组变量(Treat2)的交互项在列(1)至(4)中都为正，但统计结果不显著，说明制造业组企业在“营改增”后研发投入的增加不明显。综合上述检验结果，H1b得到验证，H1a被拒绝，说明本次改革中“抵扣效应”与“税负转嫁效应”已经初步显现，税改企业的研发投入受到显著影响，制造业企业研发状况改革前后尚无明显变化。此外，列(2)(4)中公司规模(Size)、公司年龄(Age)、现金流量(Cash)、第一大股东持股比例(Lash)、市场竞争程度(Sellratio)、企业市场势力(Marketp)和资产负债率(Levi)均在1%水平上统计显著，董事会独立性变量(Duality)检验统计不显著。

表2 主要变量Pearson相关系数

资料来源：作者自制

表3 “营改增”与企业研发投入检验结果

续表

注：*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，括号内为标准误。

资料来源：作者自制

2. “营改增”、区域知识产权保护与企业研发投入检验结果

为检验区域知识产权保护对“营改增”后公司研发投入力度的影响，将样本按注册所在省份的知识产权保护情况进行分组检验。区域知识产权保护指数较高的省(市)为北京、天津、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和重庆，区域知识产权保护指数较低的省市为河北、山西、内蒙古、江西、广西、贵州、甘肃、青海、宁夏和新疆，本文对两类地区样本进行分组检验。

检验结果见表4中列(1)(3)的系数Year均为正，且在5%水平上统计显著，表明产权保护较好地区企业在“营改增”后有增大研发支出的行为；而列(2)(4)中该变量的系数均不显著，说明“营改增”对产权保护较差地区企业研发投入的促进作用不明显。列(1)(3)中 Treat1系数为正，且在1%水平上统计显著，表明处于产权保护较好地区的改革组企业有明显的加大研发支出的行为； Treat2系数为正，但统计不显著，表明制造业企业不存在明显的提升研发支出的行为。与产权保护较差的地区的税改企业相比，产权保护较好的地区的税改企业研发力度明显较高(列(1)(3)中Year×Treat1为正且在5%水平上统计显著)，表明产权保护较好的地区的税改企业研发动力显著高于产权保护较差的地区的税改企业。Year×Treat2统计不显著，表明改革后产权保护较好的地区与产权保护较差地区的制造业企业研发动力并没有显著区别。

综合上述检验结果，由于区域知识产权保护带来的较好环境，以及改革的直接影响，产权保护较好的地区在“营改增”后，税改行业企业研发投入显著提升,H2b得到验证。由于“税负转嫁效应”及研发支出的滞后性，制造业企业在不同地区研发力度提升不明显，H2a被拒绝。其余变量的检验与前文基本一致。

3. 稳健性检验

为检验研究结论的可靠性，本文在前文估计的基础上又进行了如下稳健性检验：(1)以销售收入的对数作为企业规模的变量；(2)根据陈闯、刘天宇(2012)的研究，选择公司股权集中度代替第一大股东持股比例；(3)在自变量中增加企业利润率、企业绩效、速动比率和可恢复资源(管理、销售费用之和与销售收入比例)；(4)滞后一期和滞后二期进行检验。上述稳健性检验结果与本文主要发现一致。

六、 结论探讨与启示

“营改增”是我国新一轮税制改革的重要举措，本文从理论和实证检验两方面探讨了我国当前营业税改征增值税对公司研发投入的影响。“营改增”在加总层面上产生作用的同时，由于地区、行业以及改革时间的不同，不可避免给不同企业带来异质性影响。该异质性也体现在各地区、行业的研发投入之上。本文以固定效应模型为基础，以“营改增”政策研究为重点，使用2009年至2016年我国上市公司数据，结合各上市公司所处行业及地区，全面分析了“营改增”对企业研发投入的影响。理论分析表明，本次改革会带来两种效应：“抵扣效应”和“税负转嫁效应”，且因企业所处行业和区域知识产权保护状况不同有一定差异。实证结果表明，“营改增”后，与改革期间缴纳营业税的企业相比，税改企业研发投入显著增加，制造业企业研发投入增加不明显。在改革行业中，处于产权保护较好的地区的企业研发投入增加显著高于产权保护较差的地区，在制造业企业中，产权保护较好与较差的地区企业研发投入不存在明显差异。

表4 “营改增”、区域知识产权保护与企业研发投入检验结果

注：*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著性水平，括号内为标准误。

资料来源：作者自制

本文的研究发现具有重要的政策性意义，通过税制改革促进企业技术进步和经济增长方式转变，是我国现阶段的重要政策目标之一。其中，“营改增”对企业研发投入的影响能够部分反映宏观经济政策及其效果，提升企业市场竞争力是政府与行业企业共同关注的问题。本次研究表明，“营改增”所带来的“抵扣效应”和“税负转嫁效应”有助于刺激公司的研发投入，促进企业技术进步、市场发展和经济增长方式转变，提升企业竞争力并最终增加公司价值。实证结果也表明，知识产权保护较好的地区企业研发投入提升更大。制造业企业研发投入变化不明显或是因为政策的滞后性。由于区域知识产权保护对当地企业的研发投入具有正向影响，地方政府应致力于提升当地知识产权保护状况。对侵权行为一方面进行事后打击，一方面做好事前防范工作。随着知识产权保护政策的日益完善，企业创新积极性也会日益提高。若未来能使用2016年全面“营改增”后几期的数据测算或能发现不同的政策效果。本文的研究结论提供了税制改革引起企业研发投入变化方面新的经验证据，丰富了该领域的国内外学术文献，同时也对后续学者进行该领域的相关研究有着重要的借鉴意义。

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19. 史宇鹏, 顾全林：《知识产权保护、异质性企业与创新:来自中国制造业的证据》，《金融研究》2013年第8期。

20. 王小鲁、樊纲和余静文著：《中国分省份市场化指数报告》，社会科学文献出版社2016年版。

21. 吴祖光,万迪昉,吴卫华：《税收对企业研发投入的影响:挤出效应与避税激励——来自中国创业板上市公司的经验证据》，《研究与发展管理》2013年第5期。

22. 吴超鹏,唐菂：《知识产权保护执法力度、技术创新与企业绩效——来自中国上市公司的证据》，《经济研究》2016年第11期。

23. 解维敏,方红星：《金融发展、融资约束与企业研发投入》，《金融研究》2011年第5期。

24. 于谦,蒋屏：《增值税转型对企业自主创新与生产效率影响的实证研究》，《税务研究》2014年第5期。

25. 朱平芳,徐伟民《政府的科技激励政策对大中型工业企业R&D投入及其专利产出的影响——上海市的实证研究》，《经济研究》2003年第6期。