Een verkenning van literatuur ten aanzien van mogelijke effecten van
parameteraanpassingen in de WBSO op het stimulerende effect van de WBSO op de R&Duitgaven van bedrijven in Nederland
1. Inleiding
Deze notitie beschrijft uitkomsten van empirische studies in de internationale en Nederlandse
literatuur naar het effect van fiscale R&D-stimulering op de R&D-uitgaven van bedrijven. Hierbij
worden met name resultaten verkend die helpen bij het verkrijgen van inzicht in hoe
parameterwijzigingen binnen de WBSO uit zouden kunnen werken op de omvang van de R&Duitgaven van bedrijven in Nederland. Er wordt gestart met een bespreking van resultaten van een
recent econometrisch onderzoek van de OECD naar de effecten van financiële R&D-ondersteuning
bij bedrijven, waaronder fiscale R&D-stimulering, op de R&D-uitgaven van bedrijven. Dat
onderzoek heeft plaatsgevonden als internationaal project waarin diverse landen, waaronder
Nederland, op basis van eigen nationale microdata hebben deelgenomen. Vervolgens worden
resultaten verkend van WBSO-evaluaties die in de loop der jaren hebben plaatsgevonden en
worden deze nader belicht binnen de context van het zojuist genoemde OECD-onderzoek. Daarna
vindt een bespreking plaats van resultaten van andere studies die aansluiten bij de vraag hoe
mogelijk via parameteraanpassingen de effectiviteit van de WBSO vergroot zou kunnen worden.
Hiervoor worden met name overzichtsstudies uit de internationale literatuur benut. Er wordt
afgesloten met een totaalbeeld dat te verkrijgen is uit de verkenningen van studies langs de drie
zojuist aangegeven wegen.
Er is een veelheid aan literatuur beschikbaar over effecten van fiscale R&D-faciliteiten op de
omvang van R&D-uitgaven van bedrijven. De resultaten daarvan variëren sterk. Over het
algemeen betreft het literatuur over effecten van fiscale R&D-faciliteiten als regelingen in totaliteit,
waarbij sprake kan zijn van een onderscheid naar bijvoorbeeld grootteklassen en bedrijven in
verschillende leeftijdsgroepen. Veelal zijn marginale effecten onderzocht, dat wil zeggen effecten
van verruimingen dan wel versoberingen die optreden bij de feitelijke omvang van de fiscale R&Dstimulering in opeenvolgende jaren. Een zeer gangbare benadering is om uit te gaan van effecten
via een prijselasticiteit van R&D, waarbij de prijs van R&D wordt aangeduid als gebruikerskosten
van R&D. De mate waarin fiscale R&D-ondersteuning de kosten van R&D verlaagt, fungeert daarbij
als verklarende factor voor de omvang van de R&D-uitgaven. Daarnaast zijn er onderzoeken
waarin op directere wijze effecten van fiscale R&D-ondersteuning worden gemeten, bijvoorbeeld
door de omvang van de fiscale R&D-ondersteuning, al dan niet in verhouding tot de omvang van de
R&D-uitgaven, als verklarende variabele te gebruiken. Naast effecten op de R&D-uitgaven van
bedrijven zijn in diverse onderzoeken ook effecten op innovatieve prestaties en verdere
economische effecten op bijvoorbeeld omzet, toegevoegde waarde en werkgelegenheid geschat.
Deze notitie concentreert zich op effecten van fiscale R&D-faciliteiten op de R&D-uitgaven van
bedrijven.
2. Resultaten van een recente OECD-studie
Het in de inleiding genoemde recente OECD-onderzoek naar de effecten van financiële stimulering
van R&D bij bedrijven is in 2020 gepubliceerd in een onderzoeksrapport en een daaraan
gerelateerde samenvattende ‘policy note’.1 Voordat wordt ingegaan op de resultaten van het
onderzoek, volgt eerst enige informatie over de gehanteerde methodiek.
Methodiek
Bij het onderzoek naar de effecten van fiscale R&D-faciliteiten is als verklarende variabele de
zogenoemde B-index gehanteerd. Dat is een indicator die een component is van de
gebruikerskosten van R&D en daarbij het R&D-kostenverlagende effect van de fiscale R&Dstimulering weergeeft. De natuurlijke logaritme van de B-index is in het OECD-onderzoek
S. Appelt e.a. (2020), The effects of R&D tax incentives and their role in the innovation policy mix – findings
from the OECD microBeRD project, 2016-19, OECD, OECD Science, Technology and Industry Policy Papers, no.
92, Parijs, https://www.oecd.org/sti/the-effects-of-r-d-tax-incentives-and-their-role-in-the-innovation-policymix-65234003-en.htm; OECD (2020), How effective are R&D tax incentives? New evidence from the OECD
microBeRD project, Directorate for Science, Technology and Innovation Policy Note, OECD, Parijs,
https://www.oecd.org/sti/microberd-rd-tax-incentives-policy-note.pdf.
1

1

gehanteerd als verklarende variabele voor de natuurlijke logaritme van de R&D-uitgaven van
bedrijven. Econometrisch geschatte coëfficiënten voor die variabele drukken elasticiteiten uit die bij
benadering het procentuele effect op de omvang van de R&D-uitgaven weergeven van een
verlaging van de B-index met één procent. Het te verwachten teken van de coëfficiënt is negatief.
De absolute waarde van de coëfficiënt drukt uit hoe sterk het gevonden effect op de R&D-uitgaven
is van een verhoging of verlaging van het R&D-kostenverlagende effect van de fiscale R&Dstimulering. Zie box 1 voor nadere info over de B-index en de elasticiteit waarmee het effect van
de B-index op de R&D-uitgaven wordt gemeten.
Box 1: Het gebruik van de B-index in empirisch onderzoek nader toegelicht
De B-index, ontwikkeld door McFetridge en Warda (1983), wordt in onderzoeksmatige literatuur
vaak als indicator gebruikt om de fiscale behandeling van R&D in verschillende landen weer te
geven.2 De B-index geeft weer in hoeverre de fiscale behandeling van R&D de kosten van R&D
verlaagt voor een individueel bedrijf of voor groepen van bedrijven met bepaalde kenmerken.3 De
index refereert aan de kritische waarde van de baten/kostenverhouding voorafgaand aan
belastingheffing waarbij de kosten van R&D worden precies worden goedgemaakt door de baten.
De B-index heeft als basiswaarde 1. De waarde van 1 minus de B-index is te interpreteren als de
fiscale R&D-ondersteuning per euro aan R&D-uitgaven.
Door de natuurlijke logaritme van de B-index in econometrisch onderzoek te hanteren als
verklarende variabele voor de natuurlijke logaritme van de R&D-uitgaven, wordt een elasticiteit
geschat die uitdrukt hoe sterk de R&D-uitgaven in relatieve zin reageren op een relatieve
verandering van de B-index. Bij kleine veranderingen van de B-index kan de betreffende
elasticiteit bij benadering direct procentueel worden geïnterpreteerd, bij grotere veranderingen
wordt inzicht verkregen in procentuele effecten door omzetting van mutaties van natuurlijke
logaritmen in procentuele effecten met behulp van een wiskundige rekenregel.4

In het onderzoek is gewerkt met geaggregeerde microdata van 20 OECD-landen over de periode
2000-2017 (maximaal per land bezien), met als onderscheiden dimensies: sectoren,
grootteklassen, landen en jaren. Die zijn gecombineerd in een econometrische analyse voor de 20
landen gezamenlijk. Er is uitgegaan van bedrijven met ten minste 10 werkzame personen,
aangezien in diverse landen bedrijven met minder dan 10 werkzame personen niet worden
waargenomen in de R&D-enquêtes die ten grondslag liggen aan de meting van R&D-variabelen in
het onderzoek. Op te merken is verder dat in het OECD-onderzoek effecten van fiscale R&Dstimulering ‘aan de marge’ zijn onderzocht, door uit te gaan van marginale waarden van de Bindex. Dit wil zeggen dat de B-index die van toepassing is op een euro extra aan R&D-uitgaven als
verklarende variabele is gehanteerd voor de omvang van de R&D-uitgaven bij bedrijven.
Resultaten
Als hoofdresultaat is voor het effect van de B-index een elasticiteit van -1,01 gevonden. De OECD
heeft berekend dat dit resultaat voor het totaal van de 20 landen inhoudt dat een euro extra fiscale
R&D-stimulering een effect op de R&D-uitgaven van bedrijven zou hebben van 1,4 euro. Deze
‘bang for the buck’ (BFTB) van 1,4 is verkregen nadat bij de B-index is gecorrigeerd voor het feit
dat in de verschillende landen lang niet alle bedrijven die R&D verrichten gebruikmaken van de
fiscale R&D-faciliteiten die voor die bedrijven beschikbaar zijn. Daarmee komt het feitelijke bedrag
aan R&D-stimulering lager uit dan het potentiële bedrag dat van toepassing is bij volledige
benutting van de regelingen door de bedrijven. Wordt niet voor die onderbenutting van fiscale
R&D-faciliteiten gecorrigeerd, dan volgt een elasticiteit voor de B-index van -0,67, waar een BFTB
van 1,0 uit is af te leiden. Relevant om te vermelden is dat in de berekeningen van de BFTB is
verdisconteerd dat bij de fiscale R&D-stimuleringsregelingen die niet via de winstbelasting lopen,
D.G. McFetridge en J.P. Warda (1983), Canadian R&D tax incentives: Their adequacy and impact, Canadian
Tax Foundation, Canadian Tax Paper, no. 70, Toronto.
3
Zie voor een toepassing voor verschillende groepen bedrijven op basis van Nederlandse gegevens: OECD
(2021), R&D tax incentives: Netherlands, 2020, Parijs, https://www.oecd.org/sti/rd-tax-stats-netherlands.pdf.
4
Die rekenregel luidt als volgt: procentuele mutatie van X = 100 × (exponent van delta van natuurlijke
logaritme van X – 1).
2

2

zoals de WBSO in Nederland, winstbelastingafdrachten over de fiscale R&D-stimulering
terugvloeien naar de overheid. Er is dus uitgegaan van fiscale R&D-stimuleringsbedragen na
afdracht van eventuele winstbelasting hierover, wat een positieve invloed heeft op de hoogte van
de berekende BFTB in verhouding tot de absolute waarde van de elasticiteit voor het effect van de
B-index. Box 2 geeft inzicht in de formule die de OECD hierbij heeft gehanteerd.
Box 2: De elasticiteit voor het effect van de B-index wiskundig in relatie gebracht tot de BFTB
De elasticiteit voor het effect van de B-index op de R&D-uitgaven van bedrijven is als volgt
wiskundig weer te geven:
𝑑𝑅&𝐷
 = 𝑅&𝐷
𝑑𝐵𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥
𝐵𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥
Hierin geeft het symbool  de betreffende elasticiteit weer, het symbool R&D de omvang van de
R&D-uitgaven van bedrijven en het symbool Bindex de waarde van de B-index. Op basis van deze
definitierelatie voor de elasticiteit is een relatie af te leiden tussen de waarde van de elasticiteit
en de ‘bang for the buck’ (BFTB). Het in de hoofdtekst besproken OECD-onderzoek toont de
volgende relatie:5
1
𝛽
𝐵𝐹𝑇𝐵 =
∙
1 − 𝜏 𝛽(1 − 𝐵𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥) − 𝐵𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥
Hierin geeft het symbool  de hoogte van het winstbelastingtarief weer. Het betreft hier een
marginale BFTB, wat inhoudt dat deze een maatstaf is voor hoeveel bedrijven extra aan R&D
uitgeven als gevolg van een euro extra fiscale R&D-stimulering bij bedrijven.
Een getallenvoorbeeld maakt de werking van bovenstaande formule inzichtelijk. Als omwille van
de eenvoud wordt geabstraheerd van de rol van het winstbelastingtarief hierin, is een
getallenvoorbeeld voor de relatie tussen de BFTB en de elasticiteit op te stellen zoals in
onderstaande tabel is weergegeven.
Tabel B.1: BFTB, exclusief doorwerking van het winstbelastingtarief, bij verschillende waarden
van de elasticiteit  en 1−B-index als indicator voor fiscale R&D-stimulering

1−B-index
0,10
0,20
0,30
0,40
0,50

-0,50

Elasticiteit 
-1,00

-1,50

0,53
0,56
0,59
0,63
0,67

1,00
1,00
1,00
1,00
1,00

1,43
1,36
1,30
1,25
1,20

Verdere analyse in het OECD-onderzoek laat zien dat empirische uitkomsten sterk variëren
afhankelijk van de grootte van bedrijven. Er wordt een onderscheid gemaakt tussen drie
grootteklassen: bedrijven met minder dan 50 werknemers, bedrijven met tussen 50 en 250
werknemers en bedrijven met 250 of meer werknemers. Voor bedrijven in de laagste grootteklasse
is het grootste effect van fiscale R&D-stimulering op de omvang van de R&D-uitgaven gevonden en
voor bedrijven in de hoogste grootteklasse het kleinste effect. Vervolgens is in het onderzoek
econometrisch vastgesteld dat voor dit verschil in resultaten niet de omvang van de bedrijven wat
betreft werkgelegenheid bepalend is, maar de omvang van de R&D-uitgaven van die bedrijven. In
S. Appelt e.a. (2020), The effects of R&D tax incentives and their role in the innovation policy mix – findings
from the OECD microBeRD project, 2016-19, OECD, OECD Science, Technology and Industry Policy Papers, no.
92, Parijs, blz. 30, https://www.oecd.org/sti/the-effects-of-r-d-tax-incentives-and-their-role-in-the-innovationpolicy-mix-65234003-en.htm. In technisch opzicht is van belang dat de getoonde relatie voor de BFTB is te
verkrijgen door in de definitierelatie voor de elasticiteit de volgende differentiaalvergelijking te verwerken:
1
𝐹𝑆𝑅&𝐷
𝑑𝐵𝑖𝑛𝑑𝑒𝑥 = −
𝑑𝐹𝑆𝑅&𝐷 +
𝑑𝑅&𝐷. Hierin is FSR&D een symbool voor de absolute omvang van de fiscale R&D2
5

𝑅&𝐷

𝑅&𝐷

stimulering.

3

een apart uitgevoerde analyse binnen het onderzoek is gevonden: naarmate de gemiddelde
(initiële) omvang van de R&D-uitgaven van bedrijven per gehanteerde waarneming
(geaggregeerde microwaarnemingen voor combinaties van grootteklassen, sectoren en landen)
groter is, is sprake van een kleiner effect van fiscale R&D-stimulering. Naast deze analyse met de
gemiddelde (initiële) omvang van de R&D-uitgaven van bedrijven als continue variabele is een
analyse uitgevoerd waarbij het totale aantal waarnemingen is verdeeld in drie groepen van
vergelijkbare omvang: waarnemingen waarbij de gemiddelde (initiële) omvang van de R&Duitgaven van de bedrijven beneden een bedrag van US$ 400.000 ligt, waarnemingen waarbij dat
bedrag tussen US$ 400.000 en US$ 2 miljoen ligt en waarnemingen waarbij dat bedrag boven US$
2 miljoen ligt. Het gevonden effect voor de eerste groep is het grootst en het gevonden effect voor
de derde groep het kleinst. Econometrisch is zelfs een niet-significant negatief effect van fiscale
R&D-stimulering gevonden voor de laatste groep. De OECD geeft als duiding bij de resultaten:
“This suggests that R&D tax incentives boost R&D more strongly for smaller firms because these
firms tend to perform less R&D, rather than because of their size alone.”
In het onderzoek zijn de zojuist genoemde differentiaties van resultaten naar grootteklasse en
gemiddelde omvang van de R&D-uitgaven uitgevoerd binnen de context van een basisspecificatie
voor de relatie tussen de B-index en de R&D-uitgaven van bedrijven, waarbij de B-index niet
gecorrigeerd is voor onvolledige benutting van de regelingen door bedrijven die R&D verrichten in
de verschillende landen. Daarmee kunnen ze vergeleken worden met een elasticiteit van -0,67 voor
het effect van de B-index bij het totaal van de bedrijven (een waarde die in het voorgaande al aan
de orde gekomen) en de daarbij behorende BFTB van 1,01 (eveneens een waarde die in het
voorgaande al aan de orde is gekomen, op één decimaal afgerond). In tabel 1 zijn de resultaten
weergegeven, zowel wat betreft de gevonden elasticiteiten als de daarbij behorende waarden van
de BFTB.
Tabel 1: Resultaten van het OECD-onderzoek, met een onderscheid tussen groepen bedrijven naar
grootteklasse en omvang van R&D-uitgaven
Elasticiteit voor effect
van B-index op R&Duitgaven
Gecorrigeerd voor gebruik van regelingen: alle
bedrijven
Niet-gecorrigeerd voor gebruik van regelingen: alle
bedrijven
Niet-gecorrigeerd voor gebruik van regelingen; naar
grootteklasse:
- Klein (10-49 werknemers)
- Middelgroot (50-249 werknemers)
- Groot (250 of meer werknemers)
Niet-gecorrigeerd voor gebruik van regelingen; naar
gemiddelde (initiële) omvang van R&D-uitgaven:
- Laag (< US$ 400.000)
- Midden (US$ 400.000 – US$ 2.000.000)
- Hoog (> US$ 2.000.000)

-1,01

BFTB, voortvloeiend uit
de elasticiteit
weergegeven in de
vorige kolom
1,41

-0,67

1,00

-1,04
-0,67
-0,27

1,44
1,00
0,44

-1,34
-0,71
0,11*

1,73
1,05
-0,19*

Positief teken, maar de waarde wijkt niet significant af van 0. ** Negatief teken op basis van niet significant
van 0 afwijkende positieve waarde van de elasticiteit in de vorige kolom.
*

Bron: S. Appelt e.a. (2020), The effects of R&D tax incentives and their role in the innovation policy mix –
findings from the OECD microBeRD project, 2016-19, OECD, OECD Science, Technology and Industry Policy
Papers, no. 92, Parijs. https://www.oecd.org/sti/the-effects-of-r-d-tax-incentives-and-their-role-in-theinnovation-policy-mix-65234003-en.htm; Table 12 (blz. 44) en aanvullend Table 10 (blz. 41).

In het OECD-onderzoek is ook het effect van de leeftijd van bedrijven onderzocht. Er is verkregen
dat de absolute waarde van de elasticiteit voor het effect van de B-index bij jonge bedrijven,
gedefinieerd als bedrijven jonger dan vijf jaar, ongeveer twee keer zo groot is als bij de oudere
bedrijven. Als tegelijkertijd rekening wordt gehouden met de grootteklassen van bedrijven, blijft in
kwantitatief opzicht gelden dat sprake is van groot positief effect van het jong zijn van een bedrijf

4

op de absolute waarde van de elasticiteit voor het effect van de B-index, maar het effect is dan niet
langer statistisch significant.6 Het effect van de leeftijd van bedrijven is in het onderzoek niet nader
geanalyseerd in combinatie met verschillen in omvang van de R&D-uitgaven.
Het OECD-onderzoek heeft verder getoond dat fiscale R&D-faciliteiten invloed hebben op de
omvang van de R&D-uitgaven van bedrijven via zowel de omvang van de R&D-uitgaven bij
bedrijven die aan R&D doen als via het aantal bedrijven dat aan R&D doet. In een afzonderlijke
analyse binnen het onderzoek is verkregen dat veranderingen in de B-index procentueel ongeveer
even sterk doorwerken in de groei van het aantal bedrijven dat R&D verricht (in het onderzoek
begrensd tot bedrijven met minimaal 10 werkzame personen, zoals eerder aangegeven) als in de
groei van de omvang van de R&D-uitgaven per bedrijf dat R&D verricht.
Interessant is tevens dat in het OECD-onderzoek rekening is gehouden met een mogelijke nietlineariteit bij de elasticiteit die het effect van de B-index op de R&D-uitgaven weergeeft. Er is geen
significante niet-lineariteit gevonden, hetgeen inhoudt dat de elasticiteit onafhankelijk zou zijn van
de hoogte van de B-index en daarmee van de mate van fiscale R&D-stimulering in verhouding tot
de R&D-uitgaven. Daarmee zou er geen sprake zijn van een afnemend of toenemend procentueel
effect van veranderingen in de B-index op de R&D-uitgaven naarmate de fiscale R&D-stimulering in
verhouding tot de R&D-uitgaven ruimer is. In een vaste elasticiteit voor het effect van de B-index
op de omvang van de R&D-uitgaven liggen echter nog wel mechanismen besloten die toe- dan wel
afnemende marginale effecten van fiscale R&D-stimulering op de omvang van de R&D-uitgaven
met zich mee kunnen brengen. Dat komt hieronder aan de orde.
Implicaties ten aanzien toe- of afnemende marginale effecten van fiscale R&D-stimulering
Uit de formule in het OECD-rapport die de relatie tussen de BFTB en de elasticiteit voor het effect
van de B-index op de omvang van de R&D-uitgaven laat zien (in deze notitie getoond in box 2), is
ten aanzien van afnemende of toenemende marginale effecten het volgende af te leiden:

Bij een elasticiteit met een waarde van -1 geldt dat de BFTB onafhankelijk is van de B-index en
daarmee van de mate van fiscale R&D-stimulering.

Bij een absolute waarde van de elasticiteit groter dan 1 geldt dat sprake is van een afnemende
BFTB naarmate de fiscale R&D-stimulering ruimer is (d.w.z. naarmate de B-index lager is).

Bij een absolute waarde van de elasticiteit kleiner dan 1 geldt dat sprake is van een
toenemende BFTB naarmate de fiscale R&D-stimulering ruimer is (en dus de B-index lager is).
Deze mechanismen zijn zichtbaar in het getallenvoorbeeld dat in box 2 van deze notitie is gegeven
om de werking van de gehanteerde formule te illustreren.
Inhoudelijk speelt hierbij enerzijds dat naarmate de omvang van de fiscale R&D-stimulering in
verhouding tot de R&D-uitgaven van bedrijven in de uitgangssituatie op een hoger niveau ligt, er
minder extra fiscale R&D-stimulering in verhouding tot de omvang van de R&D-uitgaven van
bedrijven nodig is om een verdere R&D-kostenverlaging met een bepaald percentage te bereiken.
Anderzijds geldt dat fiscale R&D-stimulering ook wordt toegekend aan R&D die als gevolg van de
fiscale R&D-stimulering extra tot stand is gekomen. Naarmate het effect van de B-index sterker is,
werkt dit laatste aspect zwaarder door in de additionele middelen die voor fiscale R&D-stimulering
nodig zijn (in absolute zin) om een verdere R&D-kostenverlaging met een bepaald percentage te
bereiken. Als de absolute waarde van de elasticiteit voor het effect van de B-index op de R&Duitgaven van bedrijven 1 bedraagt, wegen de twee genoemde mechanismen tegen elkaar op. Bij
een absolute waarde van de elasticiteit kleiner dan 1 overheerst het eerstgenoemde mechanisme,
terwijl bij een absolute waarde groter dan 1 het als tweede genoemde mechanisme overheerst.
Uitgaande van de gevonden absolute waarde van 1,01 in het OECD-onderzoek voor de elasticiteit
die het effect van de B-index weergeeft voor alle bedrijven tezamen, zou er sprake zijn van
nagenoeg constante marginale effecten bij verschillende maten van fiscale R&D-stimulering. Bij het
relatief sterke effect dat zou gelden bij bedrijven met relatief lage R&D-uitgaven, zouden zich
afnemende marginale effecten voordoen, terwijl bij zwakkere effecten in het geval van bedrijven
met hogere R&D-uitgaven sprake zou zijn van toenemende marginale effecten. Dan blijft echter

Het gevonden effect op de absolute waarde van de elasticiteit bedraagt in dat geval 0,60, met een
standaardfout van 0,39. Door de relatief hoge standaardfout ten opzichte van het gevonden effect op de
waarde van de elasticiteit is statistisch gezien sprake van een niet significant van 0 afwijkend resultaat.
6

5

normaliter gelden, uitgaande van de elasticiteiten gevonden voor bedrijven met hogere R&Duitgaven, dat het marginale effect bij bedrijven met relatief lage R&D-uitgaven aanzienlijk groter is
dan bij bedrijven die zich in hogere klassen bevinden wat betreft de omvang van de R&D-uitgaven.
Zie hiervoor het getallenvoorbeeld in box 2.
Bij de interpretatie van de resultaten in het OECD-onderzoek is er rekening mee te houden dat de
relatief sterke effecten voor kleinere bedrijven en bedrijven met lagere R&D-uitgaven zijn
verkregen binnen de feitelijke context dat in veel landen kleinere bedrijven een gunstiger
behandeling krijgen dan grotere bedrijven, al dan niet gekoppeld aan de omvang van de R&Duitgaven.7 Het OECD-onderzoek wijst echter niet op een invloed die daarvan zou zijn uitgegaan op
de verkregen elasticiteiten voor het effect van de B-index op de omvang van de R&D-uitgaven van
die groepen bedrijven (er is namelijk geen niet-lineariteit gevonden bij de elasticiteit voor het
effect van de B-index). Afnemende marginale effecten die van toepassing zouden zijn vanwege
absolute waarde van die elasticiteit groter dan 1, zijn verwerkt in de BFTB’s die voor die groepen
bedrijven zijn berekend aan de hand van de relatie tussen de waarde van de elasticiteit en de BFTB
volgens de eerdergenoemde formule die de OECD hiervoor heeft gehanteerd.
3. Resultaten van WBSO-evaluaties
Er bestaat een rijke historie aan evaluaties van de WBSO met econometrische effectmetingen op
basis van microdata. Over het algemeen is daarbij gebruikgemaakt van WBSO-data zelf als
databron voor zowel de fiscale R&D-stimulering als de R&D-uitgaven van bedrijven. Bij de R&Duitgaven betreft het zogeheten S&O-uitgaven, zijnde uitgaven aan speur- en ontwikkelingswerk
(S&O; grosso modo equivalent aan R&D) die in aanmerking komen voor de WBSO. Het voordeel
van het werken met WBSO-data is dat daarmee gegevens over R&D beschikbaar zijn voor alle
WBSO-gebruikers, terwijl microdata van het CBS op basis van het R&D-enquêteonderzoek van het
CBS een beperkte dekking van R&D-bedrijven kennen, met name bij de lagere grootteklassen.
Bedrijven met minder dan 10 werkzame personen vallen zelfs geheel buiten de waarneming van de
R&D-enquête. Kenmerkend bij de effectmetingen op basis van WBSO-data is dat de aandacht sterk
gericht is op het meten van effecten op R&D-loonuitgaven. Dat hangt samen met de beperkte
beschikbaarheid en voorheen zelfs niet-beschikbaarheid van gegevens over R&D-niet-loonuitgaven
binnen de WBSO-data. Vanaf 2012 is sprake van fiscale ondersteuning van R&D-niet-loonuitgaven.
In de periode 2012-2015 vond die plaats via de regeling Research en Development Aftrek (RDA),
die gerelateerd was aan de WBSO; sinds 2016 is de vergoeding voor R&D-niet-loonuitgaven
geïntegreerd binnen de WBSO. Hiermee zijn vanaf 2012 gegevens over R&D-niet-loonuitgaven
beschikbaar gekomen binnen de WBSO(/RDA)-data, voor zover het bedrijven betreft die de
vergoeding voor R&D-niet-loonuitgaven hebben verkregen op basis van feitelijke uitgaven. Een
zeer groot deel van de WBSO-gebruikers maakt voor de vergoeding voor niet-loonuitgaven gebruik
van het zogenoemde forfaitaire regime, waarbij de vergoeding voor R&D-niet-loonuitgaven
afhankelijk is van het aantal R&D-uren, zodat daarmee geen gegevens over feitelijke R&D-nietloonuitgaven hoeven te worden aangeleverd door bedrijven om de vergoeding te kunnen
verkrijgen. Binnen de eerdere RDA bedroeg het aandeel bedrijven dat voor de vergoeding voor
niet-loonuitgaven gebruikmaakte van het forfaitaire regime ongeveer 75%, binnen de huidige
WBSO bedraagt dit aandeel ongeveer 85%.8 Een en ander betekent dat voor de jaren vanaf 2012
in beperkte mate gegevens over R&D-niet-loonuitgaven beschikbaar zijn binnen de WBSO-data,
terwijl ze ontbreken voor voorgaande jaren.
Meest recente WBSO-evaluatie
De meest recente WBSO-evaluatie dateert van 2019 en heeft betrekking op de periode 20112017.9 In de evaluatie is een econometrische methodiek gekozen die qua econometrische

Zie voor overzichten van de vormgeving van de fiscale R&D-stimulering in verschillende landen bijvoorbeeld:
S. Appelt e.a. (2016), R&D tax incentives: Evidence on design, incidence and impacts, OECD, OECD Science,
Technology and Industry Policy Papers, No. 32, Parijs, https://doi.org/10.1787/5jlr8fldqk7j-en; Consortium
onder leiding van CPB (2014), A study on R&D tax incentives, Europese Commissie, Taxation Papers, no. 52,
Luxemburg, https://op.europa.eu/s/pcF9.
8
Dialogic, APE en UNU-MERIT (2019), Evaluatie WBSO 2011-2017, Utrecht, blz. 72,
https://zoek.officielebekendmakingen.nl/blg-879801.
9
Dialogic, APE en UNU-MERIT (2019), Evaluatie WBSO 2011-2017, Utrecht,
https://zoek.officielebekendmakingen.nl/blg-879801.
7

6

specificatie tot op zekere hoogte aansluit bij de methodiek die gehanteerd is in het hiervoor
besproken internationale onderzoek van de OECD. Dat geldt met name bij het hanteren en
toepassen van een variabele die het R&D-kostenverlagende effect van de fiscale R&D-stimulering
weergeeft. De evaluatie heeft als kernresultaat een BFTB opgeleverd van 0,90 voor het effect van
WBSO-loonkostenondersteuning op R&D-loonuitgaven. Die BFTB is berekend uit een geschatte
elasticiteit voor het effect op de R&D-loonsom van het R&D-loonkostenverlagende effect van de
WBSO en representeert een gemiddeld effect op individueel bedrijfsniveau van de totale WBSOloonkostenondersteuning die bedrijven hebben genoten. Daarbij is geen rekening gehouden met de
door de overheid terug te ontvangen winstbelasting over de WBSO. Voorts is van belang dat de
BFTB een geschat effect op alleen de R&D-loonuitgaven weergeeft. In het evaluatierapport is
vermeld dat het effect op de totale R&D-uitgaven bij bedrijven aanzienlijk hoger kan zijn door
complementariteit tussen R&D-loonuitgaven en de overige R&D-uitgaven.
Opvallend in de resultaten in de meest recente WBSO-evaluatie is dat voor kleine bedrijven met
minder dan 10 werkzame personen sterk lagere resultaten zijn verkregen dan voor de grotere
bedrijven. Een verklaring hiervoor kan zijn dat in het onderzoek bedrijven met R&D-uitgaven in
opeenvolgende jaren over de tijd zijn gevolgd. Daarbij zijn niet, zoals in het hiervoor besproken
onderzoek van de OECD mogelijk was (evenwel met data voor bedrijven met ten minste 10
werkzame personen), effecten meegenomen van de fiscale R&D-stimulering op het aantal
bedrijven dat R&D verricht. In het evaluatierapport wordt aangegeven dat ook een beperkter
aanpassingsvermogen van de allerkleinste bedrijven een rol kan spelen, waardoor zij minder sterk
zouden kunnen reageren op veranderingen in de gebruikerskosten van R&D. Voor bedrijven met 10
tot 50 werkzame personen komt de absolute waarde van de gevonden elasticiteit die het effect op
de R&D-loonsom weergeeft van de mate waarin de WBSO de R&D-loonkosten verlaagt, uit op 1,24,
hetgeen aanzienlijk hoger is dan de absolute waarde van 0,62 die bij de schatting voor alle WBSObedrijven in totaliteit is verkregen. Voor bedrijven in hogere grootteklassen heeft de elasticiteit
gemiddeld genomen een waarde in dezelfde orde van grootte. Het bleek vanwege econometrische
complicaties niet goed mogelijk om afzonderlijke resultaten naar grootteklassen te onderscheiden
in de hogere grootteklassen. Er werd geconstateerd dat er binnen de hogere grootteklassen te
weinig variatie in de ontwikkeling van de fiscale R&D-stimulering is om afzonderlijke betrouwbare
schattingen te kunnen geven per grootteklasse.
Er is ook afzonderlijk gekeken naar effecten van de WBSO bij bedrijven die gedurende de
waarnemingsperiode 2011-2017 ten minste één keer gebruik hebben gemaakt van de
startersfaciliteit. Het resultaat daarvan is niet eenduidig. Het gevonden effect op de R&D-loonsom
is beperkt, terwijl het effect op het aantal R&D-uren aanzienlijk is, bovengemiddeld hoog ten
opzichte van het totaal van de bedrijven. Het beperkte gevonden effect op de R&D-loonsom bij de
bedrijven die gebruik hebben gemaakt van de startersfaciliteit, kan volgens de onderzoekers het
resultaat zijn van een onzuivere meting van de R&D-loonvoet bij die bedrijven, omdat daarvoor in
de eerste twee jaar wordt uitgegaan van een forfaitair uurloon. Verder kan in algemenere zin ook
hier meespelen dat in de gemeten effecten geen invloed van de WBSO is meegenomen op het
aantal bedrijven dat R&D verricht.
In de meest recente WBSO-evaluatie zijn geen effecten van afzonderlijke parameterveranderingen
binnen de WBSO onderzocht. Binnen de gekozen methodiek is beoogd om de totaaleffecten van
parameterveranderingen binnen de WBSO econometrisch in kaart te brengen via de invloed
hiervan op de R&D-loonuitgaven van bedrijven. Daarnaast is aandacht geschonken aan effecten
van parameters van de RDA over de periode 2012-2015 en vervolgens de integratie van de
vergoeding voor R&D-niet-loonuitgaven in de WBSO vanaf 2016. Daarbij zijn effecten onderzocht
op de R&D-loonuitgaven en, voor zover het bedrijven betreft die een vergoeding voor R&D-nietloonuitgaven hebben verkregen op basis van feitelijke uitgaven (te onderscheiden van gebruikers
van het forfaitaire regime), op de R&D-niet-loonuitgaven in verhouding tot de totale R&D-uitgaven.
In de eerstgenoemde analyse werden overwegend significant positieve effecten op de R&Dloonuitgaven gevonden. In de als tweede genoemde analyse kwam geen significante invloed naar
voren op het aandeel van R&D-niet-loonuitgaven binnen de totale R&D-uitgaven.
Voorgaande WBSO-evaluatie, mede in relatie tot de meest recente WBSO-evaluatie
In de hieraan voorafgaande WBSO-evaluatie, betrekking hebbend op de periode 2006-2010 en
verschenen in 2012, zijn effecten onderzocht van afzonderlijke parameterveranderingen die

7

tijdelijk in 2009-2011 van kracht zijn geweest als crisismaatregelen.10 Daaruit is naar voren
gekomen dat de verlengingen van de eerste schijf (van € 110.000 naar € 150.000 in 2009 en
vervolgens naar € 220.000 in 2010-2011; betrekking hebbend op R&D-loonuitgaven) een
significant positief effect van 23,5% hebben gehad op de R&D-loonuitgaven van bedrijven die ‘aan
de marge’ van de verlengingen hebben geprofiteerd. Daarnaast is een significante groei (in
2009/2010 ten opzichte van 2007/2008) van 12,8% vastgesteld van de R&D-loonuitgaven van
bedrijven die geheel in de eerste schijf vielen, wat als een indicatie kan worden gezien van een
positief effect van een verhoging van het kortingspercentage in de eerste schijf (destijds van 42%
naar 50%). Van het verhogen van het kortingspercentage in de tweede schijf (van 14% naar 18%)
is geen significant effect gevonden bij de bedrijven die daarvan voordeel hebben ondervonden. Het
positieve effect dat gevonden werd van de verlengingen van de eerste schijf heeft ten grondslag
gelegen aan een verlenging van eerste schijf in de WBSO na de evaluatie, van € 110.000 naar
€ 200.000 vanaf 2013.11
De effecten van parameterwijzigingen zijn in de hier in beschouwing genomen WBSO-evaluatie uit
2012 geschat in aanvulling op een hoofdanalyse in het onderzoek, waarbij het effect van de WBSO
in totaliteit op de R&D-loonsom van bedrijven is onderzocht. Daarbij werd als hoofduitkomst een
gemiddelde BFTB van 1,77 verkregen voor het effect op R&D-loonuitgaven. Er werd uitgegaan van
een methode die aansluit bij de gebruikerskostenbenadering, door het bedrag aan fiscale R&Dstimulering in verhouding tot de R&D-loonuitgaven (een maatstaf voor het R&Dloonkostenverlagende effect van de WBSO) in te zetten als verklarende variabele voor de
natuurlijke logaritme van de R&D-loonuitgaven. Niettemin is sprake kan een groot verschil met de
BFTB van 0,90 die in de meest recente evaluatie werd verkregen voor het effect van WBSOloonkostenondersteuning op de R&D-loonuitgaven. Deels kan dit verklaard worden uit verschillen in
methodologie. In dat verband lijkt met name van belang dat in de meest recente WBSO-evaluatie
relatief nieuwe econometrische inzichten zijn benut voor het op geavanceerde wijze controleren
voor een omgekeerde invloed van de omvang van de R&D-uitgaven op de fiscale R&Dstimulering.12 Deels kunnen ook verschillen tussen perioden waar de uitkomsten betrekking op
hebben, van invloed zijn op de verkregen resultaten in de twee opeenvolgende WBSO-evaluaties.
In de meest recente evaluatie is in een econometrische analyse over een periode die deels de
evaluatieperiode in de vorige WBSO-evaluatie beslaat, een BFTB gevonden van 1,26.13 In het
meest recente evaluatierapport worden als mogelijke verklaringen voor het lagere resultaat over
de periode 2011-2017 genoemd: 1) een toename van het aantal kleine WBSO-gebruikers in de te
evalueren periode, vanwege het relatief geringe effect dat bij de kleine bedrijven is gevonden in de
econometrische analyse en 2) een verruiming van de WBSO als geheel, vanwege mogelijk
afnemende meeropbrengsten (marginale effecten) van de WBSO naarmate die ruimer van omvang
is.14
In de WBSO-evaluatie uit 2012 werd gevonden dat de BTFB negatief samenhangt met het WBSOkortingspercentage en de grootte van bedrijven. Daarmee werd een indicatie verkregen van sterk
afnemende meeropbrengsten van de WBSO naarmate het kortingspercentage hoger is. Er kon
analytisch geen duidelijk onderscheid worden gemaakt tussen de rol van het kortingspercentage en
de rol van de grootteklasse van bedrijven zelf bij het geconstateerde patroon, maar er werd een
indicatie verkregen van sterk afnemende marginale en gemiddelde effecten van de WBSO per euro
WBSO-loonkostenondersteuning bij hogere kortingspercentages. Dat is in reactie op de evaluatie

EIM (2012), Evaluatie WBSO 2006-2010. Effecten, doelgroepbereik en uitvoering, Zoetermeer,
https://zoek.officielebekendmakingen.nl/blg-162189; EIM (2012), Evaluatie WBSO 2006-2010. Bijlagenrapport,
Zoetermeer, https://zoek.officielebekendmakingen.nl/blg-162190.
11
Belastingplan 2013, Memorie van toelichting, 19-9-2012, https://zoek.officielebekendmakingen.nl/kst33402-3.html.
12
Dialogic, APE en UNU-MERIT (2019), Evaluatie WBSO 2011-2017, Utrecht, blz. 102-103,
https://zoek.officielebekendmakingen.nl/blg-879801.
13
Dialogic, APE en UNU-MERIT (2019), Evaluatie WBSO 2011-2017, Utrecht, blz. 222-225,
https://zoek.officielebekendmakingen.nl/blg-879801.
14
Dialogic, APE en UNU-MERIT (2019), Evaluatie WBSO 2011-2017, Utrecht, blz. 99,
https://zoek.officielebekendmakingen.nl/blg-879801.
10

8

aanleiding geweest voor het verlagen van de kortingspercentages in de eerste schijf: van 42%
naar 38% regulier en van 60% naar 50% voor starters.15
Zoals eerder in deze paragraaf is besproken, bleek het in de meest recente WBSO-evaluatie niet
goed mogelijk om resultaten te onderscheiden naar grootteklassen, wat samenhangt met de in die
evaluatie gehanteerde econometrische methodiek. In aanvullende schattingen die in die evaluatie
per grootteklasse worden gepresenteerd, is een patroon van hogere resultaten naarmate de
grootteklasse hoger is, niet te herkennen. Zoals zojuist aan de orde is gekomen, is in de meest
recente WBSO-evaluatie wel aangegeven dat de verruiming van de WBSO als geheel een negatieve
invloed kan hebben gehad op de gevonden waarde van de BFTB over de periode 2011-2017 in
vergelijking met eerdere jaren. Dit aspect van mogelijke afnemende meeropbrengsten is niet nader
onderzocht in de evaluatie.
Beelden uit vroegere WBSO-evaluaties ten aanzien van mogelijke afnemende marginale effecten
In evaluaties van de WBSO in het verdere verleden, voorafgaand aan de evaluatie betrekking
hebbend op de periode 2006-2010, zijn geen econometrische resultaten naar grootteklassen en bij
verschillende kortingspercentages gespecificeerd. Wel is in die vroegere evaluaties getoetst op een
niet-lineair effect van de WBSO-tegemoetkoming op de R&D-loonsom, met al dan niet een
logaritmische transformatie van deze variabelen. In een WBSO-evaluatie uit 2002, op basis van
data over de periode 1996-1998, werd geen niet-lineair effect gevonden binnen een relatie waarin
de absolute omvang van de WBSO als verklarende variabele werd gehanteerd voor de omvang van
de R&D-loonuitgaven, beide niet logaritmisch vormgegeven. Dat duidde op een marginaal effect
van de WBSO op de R&D-loonuitgaven (BFTB) onafhankelijk van de omvang van de WBSO. 16 In een
WBSO-evaluatie uit 2007, betrekking hebbend op de periode 2001-2005, werd geen niet-lineair
effect gevonden binnen een relatie waarin de natuurlijke logaritme van de absolute omvang van de
WBSO (één jaar vertraagd) als verklarende variabele gold voor de natuurlijke logaritme van de
R&D-loonuitgaven.17 Uit de elasticiteit binnen de empirische specificatie is een relatie tussen de
BFTB en de omvang van de WBSO in verhouding tot de R&D-loonuitgaven af te leiden die duidt op
een sterk afnemend marginaal effect van extra WBSO op de omvang van de R&D-loonuitgaven
naarmate de omvang van de WBSO in verhouding tot de R&D-loonuitgaven hoger is.18 Daarmee is
volgens de WBSO-evaluatie uit 2007 sprake van een sterk afnemend marginaal effect van WBSO
bij een toenemende omvang van de WBSO in verhouding tot de R&D-loonuitgaven, hetgeen
consistent is met bevindingen uit de WBSO-evaluatie uit 2012, betrekking hebbend op de periode
2006-2010.
4. Resultaten van andere studies
Resultaten van andere studies kunnen beschreven worden vanuit drie relevante invalshoeken: 1)
het effect van de grootte van bedrijven op de effectiviteit van fiscale R&D-stimulering, 2) effecten
van parameterveranderingen specifiek in de WBSO en 3) de rol die de leeftijd van bedrijven kan
spelen bij de effectiviteit van fiscale R&D-stimulering.
Effect van grootte van bedrijven op effectiviteit van fiscale R&D-stimulering
In verschillende studies is gevonden dat het effect van fiscale R&D-faciliteiten bij kleinere bedrijven
sterker is dan bij grote bedrijven. De OECD wijst in overzichtsstudies uit 2011 en 2016 op diverse
afzonderlijke onderzoeken die in die richting wijzen en brengt dit in verband met het sterker gelden

Belastingplan 2013, Memorie van toelichting, 19-9-2012, https://zoek.officielebekendmakingen.nl/kst33402-3.html.
16
PwC, Dialogic en TU Delft (2002), WBSO nader beschouwd. Onderzoek naar de effectiviteit van de WBSO,
Amsterdam, https://www.dialogic.nl/wp-content/uploads/2016/12/2001.046-0205.pdf.
17
EIM en UNU-MERIT (2007), Evaluatie WBSO 2001-2005. Effecten, doelgroepbereik en uitvoering,
Zoetermeer, https://zoek.officielebekendmakingen.nl/kst-30800-xiii-51-b1; EIM en UNU-MERIT (2007),
Achtergrondstudies bij de Evaluatie WBSO 2001-2005, Zoetermeer,
https://zoek.officielebekendmakingen.nl/kst-30800-xiii-51-b2.
18
Dat betreft een formule in lijn met vergelijking (3) op blz. 13 van het achtergrondrapport genoemd in de
vorige voetnoot, daarbij toegespitst op een marginale BFTB in plaats van een gemiddelde BFTB voor de totale
WBSO, waar in de zojuist genoemde vergelijking (3) van wordt uitgegaan..
15

9

van financieringsrestricties bij kleinere bedrijven.19 Een overzichtsstudie van de Europese
Commissie uit 2014, uitgevoerd door een consortium onder leiding van het CPB, en een
literatuurverkenning in de meest recente WBSO-evaluatie (uit 2019) geven aan dat niettemin
sprake is van een wisselend beeld als wordt gekeken naar studies met betrekking tot individuele
landen.20 Veelal wordt een groter effect gevonden bij kleinere bedrijven, maar er zijn ook studies
die een tegengesteld beeld geven.21 In een meta-analyse uit 2015 die het CPB heeft uitgevoerd
van studies naar de invloed van fiscale R&D-faciliteiten op de omvang van de R&D-uitgaven van
bedrijven, zijn wisselende resultaten gevonden voor een variabele die de impact op de empirische
uitkomsten in de literatuur meet van een mkb-variabele, die aangeeft of een empirische uitkomst
al dan niet gefocust is op mkb-bedrijven. Er komt een niet-significante licht positieve coëfficiënt
naar voren bij empirische resultaten in de literatuur op basis van de gebruikerskostenbenadering.
Er is sprake is van een significante negatieve coëfficiënt van enige omvang bij empirische
resultaten die zijn verkregen op basis van een zogenoemde directe benadering, waarbij fiscale
R&D-faciliteiten op directere wijze als verklarende factor zijn ingezet voor de omvang van de R&Duitgaven van bedrijven.22
Effecten van parameterveranderingen in de WBSO
In een studie van het CPB uit 2005 zijn specifiek effecten van parameterveranderingen in de WBSO
op de omvang van de R&D-loonuitgaven van bedrijven onderzocht, met gebruikmaking van WBSOdata op individueel bedrijfsniveau.23 Het betreft effecten van de invoering startersfaciliteit in 2001
en van een verlenging van de eerste schijf van de WBSO die in 2001 had plaatsgevonden. In de
studie kwam het gevonden effect van de invoering van de startersfaciliteit aanzienlijk hoger uit dan
het effect van de verlenging van de eerste schijf. Voor het effect van de invoering van de
startersfaciliteit werd een BFTB op R&D-loonuitgaven gevonden van 0,50-0,80 en voor het effect
van de verlenging van de eerste schijf een BFTB op R&D-loonuitgaven van 0,10-0,20. De BFTB’s
zijn gebaseerd op procentuele effecten op de R&D-uitgaven die werden gevonden bij bedrijven die
‘aan de marge’ van de parameterveranderingen hebben geprofiteerd; die procentuele effecten
werden geschat op respectievelijk ongeveer 15% en ongeveer 3%. In het onderzoeksrapport werd
erop gewezen dat de overtuigingskracht van het geschatte effect van de verlenging van de eerste
schijf beperkt wordt doordat onderzoeksmatig niet goed werd voldaan aan de voorwaarden voor
een natuurlijk experiment, dat als methodologisch kader werd gehanteerd voor de effectmetingen
in dit onderzoek. Wel werd het door de onderzoekers plausibel gedacht dat de BFTB bij de
verlenging van de eerste schijf relatief laag is omdat de extra WBSO-middelen bij een verlenging
van de eerste schijf voor een groot deel als een ‘lumpsum’ neerslaat bij bedrijven met R&Duitgaven boven de grens van de eerste schijf, waar bij die bedrijven geen marginale prikkel tot
extra R&D van uitgaat.

OECD (2011), The international experience with R&D tax incentives, Testimony by the Organization for
Economic Cooperation and Development, United States Senate Committee on Finance, September 20, 2011,
https://www.finance.senate.gov/imo/media/doc/OECD%20SFC%20Hearing%20testimony%209%2020%2011.
pdf; S. Appelt, S. e,a. (2016), R&D Tax Incentives: Evidence on design, incidence and impacts, OECD Science,
Technology and Industry Policy Papers, no. 32, OECD, Parijs, http://dx.doi.org/10.1787/5jlr8fldqk7j-en.
20
Consortium onder leiding van CPB (2014), A study on R&D tax incentives, Europese Commissie, Taxation
Papers, no. 52, Luxemburg, https://op.europa.eu/s/pcF9; Dialogic, APE en UNU-MERIT (2019), Evaluatie WBSO
2011-2017, Utrecht, https://zoek.officielebekendmakingen.nl/blg-879801.
21
Zo volgt uit de genoemde overzichten van literatuur dat volgens studies betrekking hebbend op regelingen in
Spanje, Frankrijk en België grotere bedrijven sterker zouden reageren op fiscale R&D-stimulering dan kleine
bedrijven.
22
E. Gaillard-Ladinska, M. Non en B. Straathof (2015), More R&D with tax incentives? A meta-analysis, CPB,
CPB Discussion Paper, no. 309, Den Haag, https://www.cpb.nl/sites/default/files/publicaties/download/cpbdiscussion-paper-309-more-rd-tax-incentives-meta-analysis.pdf.
23
M. Cornet en B. Vroomen (2005), Hoe effectief is extra fiscale stimulering van
speur- en ontwikkelingswerk? Effectmeting op basis van de natuurlijk-experimentmethode, CPB, CPB
Document, no. 103, Den Haag, https://www.cpb.nl/sites/default/files/publicaties/download/hoe-effectief-extrafiscale-stimulering-van-speur-en-ontwikkelingswerk_0.pdf.
19

10

Rol van leeftijd van bedrijven bij effectiviteit van R&D-stimulering
Er is weinig empirisch onderzoek naar het effect van fiscale R&D-stimulering beschikbaar dat
aangrijpt bij de leeftijd van een bedrijf. In de eerdergenoemde overzichtsstudie van de Europese
Commissie uit 2014 wordt in dit verband verwezen naar het zojuist genoemde onderzoek van het
CPB naar het effect van de invoering van de startersfaciliteit. Bij de bespreking van het recente
OECD-onderzoek uit 2020 in paragraaf 2 van deze notitie is wel een rol van de leeftijd van het
bedrijf naar voren gekomen, maar bleek die rol niet duidelijk apart identificeerbaar als tegelijkertijd
rekening wordt gehouden met de grootte van bedrijven. De hiervoor genoemde overzichtsstudie
van de Europese Commissie geeft wel aan dat verkrijgen van financiering voor R&D in het
bijzonder voor startups moeilijk is bij gebrek aan onderpand en een ’track record’ dat financiers
van meer zekerheid zou kunnen voorzien. De studie wijst verder op het belang van jonge bedrijven
voor dynamiek en concurrentie in de economie, wat mede een reden kan zijn voor relatieve
bevoordeling van jonge bedrijven bij fiscale R&D-stimulering van R&D. Dit betreft een bredere
benadering van effectiviteit van fiscale R&D-stimulering, waarbij er ook oog is voor economische
effecten die kunnen volgen.
5. Afsluitend: totaalbeeld met nadere duiding
Resultaten van het recente OECD-onderzoek bezien in relatie tot vormgeving van WBSO
De huidige vormgeving van de WBSO met een hoger kortingspercentage in de eerste schijf past
qua effectiviteit goed in het beeld dat het in 2020 verschenen OECD-onderzoek geeft op basis van
internationale data. De grens van de eerste schijf in de WBSO ligt bij € 350.000, wat nog enige
mate beperkt is ten opzichte van het bedrag van gemiddeld US$ 400.000 dat de OECD gebruikt om
een groep bedrijven met laagste R&D-uitgaven af te bakenen waarbij volgens het OECD-onderzoek
de BFTB het hoogst is.
Bij de interpretatie van de resultaten van het OECD-onderzoek is in aanmerking te nemen dat
effecten van de marginale B-index op de omvang van de R&D-uitgaven zijn onderzocht. Dat houdt
in dat niet de fiscale R&D-ondersteuning die in totaliteit over R&D-uitgaven wordt geboden, als
verklarende factor is gehanteerd voor de omvang van de R&D-uitgaven, maar de fiscale R&Dondersteuning ‘aan de marge’, dat wil zeggen de financiële prikkel die van fiscale R&Dondersteuning uitgaat op de laatste eenheden R&D waar bedrijven financiële middelen voor
inzetten. Een zeer sterke concentratie van de fiscale R&D-ondersteuning bij de laagste R&Duitgaven zou inhouden dat een groot deel van de R&D-uitgaven van bedrijven in totaliteit slechts
zeer weinig financiële prikkels ‘aan de marge’ krijgt. Dat biedt vanuit het perspectief van het
OECD-onderzoek een reden om de fiscale R&D-ondersteuning in substantiële mate te spreiden over
bedrijven met uiteenlopende bedragen aan R&D.
De bevinding in het OECD-onderzoek dat het effect op de R&D-uitgaven per euro fiscale R&Dondersteuning (BFTB) afneemt naarmate de omvang van de R&D-uitgaven in een bedrijf groter is,
vormt daarbij een grondslag voor een lagere marginale fiscale ondersteuning van R&D bij een
relatief hoge omvang van de R&D-uitgaven dan bij R&D-uitgaven met een relatief lage omvang.
Een optie is om daarbij een middencategorie te onderscheiden van R&D van middelgrote omvang
en daar dan een middelhoge marginale fiscale ondersteuning aan te verbinden.
Het OECD-onderzoek duidt ook op een relatief hoge BFTB bij jonge bedrijven, hoewel het effect
daarvan niet goed te scheiden is van het effect van grootteklassen, dat op zijn beurt weer
samenhangt met het effect van de omvang van de R&D-uitgaven op de BFTB. Onderzoek van
Cornet en Vroomen (2005) op basis van Nederlandse data heeft eerder geduid op een aanzienlijk
effect van de invoering van de startersfaciliteit in de WBSO in vergelijking met een verlenging van
de eerste schijf.
Inzichten uit andere studies ten aanzien van verschillen in effectiviteit tussen grootteklassen
Econometrische resultaten in de meest recente WBSO-evaluatie, op basis van Nederlandse data,
duiden niet op duidelijke verschillen tussen grootteklassen in effectiviteit van de WBSO als regeling
in totaliteit. Bij het relatief geringe effect dat naar voren komt bij de bedrijven met minder dan 10
werkzame personen, dient in aanmerking te worden genomen dat geen rekening is gehouden met
een potentieel belangrijk effect van de WBSO op het aantal bedrijven dat R&D doet. De eerdere
WBSO-evaluatie uit 2012 wees wel duidelijk op verschillen tussen grootteklassen bij de effectiviteit

11

van de WBSO als regeling in totaliteit, waarmee een indicatie werd verkregen voor afnemende
effecten per euro WBSO naarmate het kortingspercentage hoger is. Het daar verkregen patroon bij
het onderscheid naar grootteklassen (toenemende effecten per euro WBSO naarmate de omvang
van bedrijven groter is) is afwijkend van het beeld dat naar voren is gekomen in de meest recente
WBSO-evaluatie, dat niet duidelijk duidt op verschillen in effecten tussen grootteklassen, en van
internationaal onderzoek dat als beeld geeft dat effecten van fiscale R&D-stimulering bij kleinere
bedrijven groter lijken te zijn dan bij grotere bedrijven.
Inzichten ten aanzien van mogelijke afnemende marginale effecten van fiscale R&D-stimulering
De internationale literatuur geeft geen indicaties dat in belangrijke mate sprake zou zijn van
afnemende marginale effecten van fiscale R&D-stimulering op de R&D-uitgaven naarmate die in
verhouding tot de omvang van de R&D-uitgaven ruimer is. Toe- en afnemende meeropbrengsten
van R&D-stimulering liggen in enige mate besloten in het concept van de B-index. Bij een absolute
waarde groter dan 1 van de elasticiteit die het effect van de B-index op de R&D-uitgaven
weergeeft, is impliciet sprake van een beperkte mate van afnemende marginale effecten; bij een
absolute waarde kleiner dan 1 is het tegengestelde het geval. In het recente OECD-onderzoek is
geen afhankelijkheid van die elasticiteit gevonden van de waarde van de B-index.
Gegeven de relatief hoge absolute waarde van de elasticiteit die in het OECD-onderzoek is
gevonden bij een relatief lage omvang van R&D-uitgaven van bedrijven en de relatief lage absolute
waarde ervan bij een relatief hoge omvang van R&D-uitgaven van bedrijven, is in het OECDonderzoek impliciet sprake van een afnemend marginaal effect van fiscale R&D-stimulering bij een
relatief lage omvang van de R&D-uitgaven en van een toenemend marginaal effect van fiscale
R&D-stimulering bij een relatief hoge omvang van de R&D-uitgaven.
In de meest recente WBSO-evaluatie, die verschenen is in 2019, is niet specifiek onderzoek gedaan
naar mogelijke afnemende marginale effecten van fiscale R&D-stimulering. Wel wijst die evaluatie
op een mogelijke rol van een verruiming van de WBSO bij een daling van de BFTB in de
evaluatieperiode 2011-2017 ten opzichte van daaraan voorafgaande jaren. De WBSO-evaluatie uit
2012 komt voor Nederland expliciet tot een indicatie van sterk afnemende marginale effecten over
de gehele linie van R&D-uitgaven.
In de WBSO-evaluatie uit 2007 zijn impliciet sterk afnemende marginale effecten af te leiden over
de gehele linie van R&D-uitgaven, besloten liggend in de gevonden coëfficiënt voor de fiscale R&Dondersteuningsvariabele volgens de specifieke vormgeving daarvan in die evaluatie (te weten:
WBSO-loonkostenondersteuning in verhouding tot de omvang van de R&D-loonuitgaven,
logaritmisch uitgedrukt). In de WBSO-evaluatie uit 2002 is de mogelijkheid van een afnemend
marginaal effect op directe wijze econometrisch onderzocht en kwam dat niet naar voren.
Inzichten ten aanzien van de relatieve effectiviteit van fiscale R&D-stimulering bij jonge bedrijven
Over de relatieve effectiviteit van fiscale R&D-stimulering bij jonge bedrijven is beperkt informatie
beschikbaar in de internationale literatuur. Het in 2020 verschenen OECD-onderzoek geeft enige
indicatie dat de effectiviteit bij jonge bedrijven relatief hoog is. Daarnaast duidt onderzoek van het
CPB uit 2005 erop dat de invoering van de startersfaciliteit in de WBSO relatief effectief is geweest.
Voorts is relevant dat jonge bedrijven relatief sterk bijdragen aan dynamiek en concurrentie in de
economie, waarmee stimulering van R&D bij die bedrijven ook vooral vanuit het bredere
economische perspectief op effectiviteit kan worden beoordeeld. Dit aspect is in een studie van de
Europese Commissie uit 2014 naar voren gebracht.
Inzichten ten aanzien van de effectiviteit van een verlenging van de eerste schijf van de WBSO
Het CPB heeft in het onderzoek uit 2005 ook onderzoek gedaan naar het effect van een verruiming
van de grens van de eerste schijf van de WBSO. Het onderzoek had betrekking op de verlenging
van de schijfgrens in 2001, waarbij een beperkt effect werd gevonden op de R&D-loonuitgaven. De
WBSO-evaluatie uit 2012 geeft daarentegen een positief beeld van het effect dat op de R&Dloonuitgaven is uitgegaan van verlengingen van de eerste schijf die tijdelijk in 2009-2011 van
kracht zijn geweest als onderdeel van crisismaatregelen. Er werd een significant positief effect van
23,5% gevonden op de R&D-loonuitgaven van bedrijven die ‘aan de marge’ van de verlenging
hebben geprofiteerd.

12

13