彭華濤，吳 瑤

(1.武漢理工大學 管理學院；2.武漢理工大學 創(chuàng)業(yè)學院，湖北 武漢 430070)

0 引言

創(chuàng)新活動對創(chuàng)業(yè)企業(yè)營收增長和核心競爭力獲取具有至關重要的作用[1]。同時，創(chuàng)新活動具有高風險性、負外部性、溢出性等諸多不確定性特征，使得創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入存在持續(xù)投入力度不足、配置效率不高、資金結構不合理等問題[2,3]。從創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)活動過程視角來看，其資金決策特別是融資決策在技術開發(fā)、市場化和市場滲透等階段尤為重要[4]。而融資市場的信息不對稱、制度不完善、工具不匹配造成創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資障礙，嚴重影響企業(yè)研發(fā)活動的開展[5]。

在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”背景下，中國政府為緩解融資約束困境，采取了有效的市場干預手段，即多元科技政策，通過營造良好的政策環(huán)境鼓勵企業(yè)開展研發(fā)活動[6,7]，實現(xiàn)創(chuàng)新成果溢出效應共享[7]。其中，作為重要組成部分的研發(fā)費用加計扣除政策，對研發(fā)活動、優(yōu)惠主體等適用范圍以及核算管理等進行了調整。2013-2015年，在政策試點后將扣除范圍逐步擴大到全國，并降低了企業(yè)享受稅收優(yōu)惠政策的門檻。為保證稅收優(yōu)惠政策的貫徹實施，政府于2017年將科技型中小企業(yè)研發(fā)費用加計扣除比例由50%調整至75%，并在此基礎上于2018年進一步放寬受惠范圍至所有企業(yè)。

從研發(fā)投資視角出發(fā)，國內外學者廣泛討論科技政策的需求空間釋放，以及研發(fā)費用加計扣除政策作為稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)研發(fā)刺激的有效性[8]。以Kao[9]和Alvarez-Ayuso[10]為代表的學者從稅收優(yōu)惠政策實施目標和效果匹配度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)旨在鼓勵企業(yè)研發(fā)的研發(fā)費用加計扣除政策有效發(fā)揮了積極的刺激作用?；谘邪l(fā)費用加計扣除的刺激效應，學者們進一步研究了稅收優(yōu)惠政策激勵作用全路徑。馮澤[11]等以中國上市企業(yè)為樣本，從創(chuàng)新鏈產出端開展研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)費用加計扣除政策雖然顯著增加企業(yè)研發(fā)投入強度，但在研發(fā)產出強度方面沒有表現(xiàn)出顯著促進作用；袁業(yè)虎等[12]將現(xiàn)金流敏感性等融資決策影響因素納入研究框架，發(fā)現(xiàn)研發(fā)費用加計扣除政策通過降杠桿影響融資決策，同時促進企業(yè)研發(fā)投入增長。與上述研究結論有所差異的是，潘孝珍(2019)以管理層持股、股權集中度等股權結構門檻變量為突破口，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)費用加計扣除政策處于不同股權門檻區(qū)域時，其研發(fā)投入激勵效應呈現(xiàn)較大差異。由此可見，大多數(shù)學者認同研發(fā)費用加計扣除政策對研發(fā)投入強度的激勵效應，且現(xiàn)有研究主要分析優(yōu)惠政策對企業(yè)研發(fā)投入強度的單向作用路徑[13-14]。雖然少數(shù)研究者提及融資和股權等影響因素，但研發(fā)費用加計扣除政策對研發(fā)投入強度的刺激作用路徑全過程，以及融資約束、股權過度集中問題未得到充分探討，仍有待進一步研究。

綜合考慮現(xiàn)有研究成果和不足，本文利用2014-2019年新能源行業(yè)數(shù)據(jù)，試圖從行業(yè)視角找到創(chuàng)業(yè)企業(yè)在研發(fā)費用加計扣除政策刺激下作出的研發(fā)投入強度反應。此外，本文從融資角度作進一步分析，重點考察融資約束條件下研發(fā)費用加計扣除政策對研發(fā)投入強度的促進作用是否仍有效，并分析在此促進作用中股權集中度的調節(jié)效應，以彌補該領域的研究不足。

1 理論基礎與研究假設

1.1 融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度

研發(fā)活動是經濟增長、企業(yè)快速成長的動力[15]。對創(chuàng)業(yè)企業(yè)而言，增加研發(fā)投入是提升核心競爭力并穩(wěn)抓市場機遇的核心環(huán)節(jié)[16]，但是，研發(fā)投資強度受到融資結構和資金支配的制約?；趦?yōu)序融資理論[17]，由于研發(fā)活動具有風險大、回報不確定、周期長等特點，創(chuàng)業(yè)企業(yè)偏好采用內源融資等風險性較低的融資方式，企業(yè)融資結構因而受到限制。同時，由于市場失靈、信息不對稱和委托代理等不確定性因素，使得創(chuàng)業(yè)企業(yè)謹慎考慮研發(fā)投入與產出，導致研發(fā)投資行為低效能[7]。

考慮融資偏好異質性，學者們從內外源融資視角探究不同融資方式對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度的影響。從內源融資約束視角來看，現(xiàn)金持有量往往作為內源融資約束程度的替代變量，內部現(xiàn)金持有量缺乏對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度的限制性作用更強[18]。從外源融資約束視角來看，以銀行為主的金融機構與企業(yè)之間的主體關系構成了外部融資約束鏈條[19]，對于高風險的研發(fā)投入行為而言，外源融資使得資金來源更廣泛并有利于持續(xù)加大研發(fā)投入強度，而融資約束帶來的研發(fā)投入強度不足可能導致創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長增速放緩，從而對技術進步和產品創(chuàng)新以及核心競爭力提升產生滯緩影響[20]。Zhang等[21]認為這種負面影響在能源行業(yè)更明顯，對于資金、知識和技術密集的能源型創(chuàng)業(yè)企業(yè)而言，融資約束帶來的創(chuàng)新投資障礙加劇了創(chuàng)業(yè)過程中融資與研發(fā)的緊張關系?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O：

H1：融資約束對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度有負向影響。

1.2 研發(fā)費用加計扣除的調節(jié)效應

作為具有針對性的投入驅動型政策[13]，研發(fā)費用加計扣除政策為企業(yè)加大研發(fā)投入強度提供了良好的創(chuàng)新環(huán)境，以鼓勵創(chuàng)業(yè)企業(yè)開展研發(fā)活動并增加創(chuàng)新投入[15]。在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)相關支持政策的引導下，技術密集型創(chuàng)業(yè)企業(yè)面臨的外部市場和融資環(huán)境逐漸轉好?；谛盘杺鬟f理論[22]，創(chuàng)業(yè)企業(yè)對研發(fā)費用加計扣除政策的積極反應向外部融資者釋放有利的創(chuàng)新導向信號，實現(xiàn)對外部資源獲取和技術開發(fā)的高附加效應。具體而言，享受研發(fā)優(yōu)惠政策的創(chuàng)業(yè)企業(yè)向外部市場釋放企業(yè)技術研發(fā)、產品升級等方面的有利信號，緩解外部投資者對研發(fā)項目風險的預期估算，吸引多渠道研發(fā)投資。但是，從長期效應視角來看，研發(fā)稅收抵免額度的增加并不能確?？傃邪l(fā)投資額相應增加，反而作為補充措施引導企業(yè)投資更高質量研發(fā)項目[10]。

金融資源有效獲取對研發(fā)投資決策具有重要作用，而創(chuàng)業(yè)企業(yè)缺乏研發(fā)活動資助資金，表現(xiàn)出較低的研發(fā)意向和創(chuàng)新熱情，阻礙其創(chuàng)新發(fā)展[7]。內部融資資源有限性、外部融資獲取難度和資金不恰當支配，導致創(chuàng)業(yè)企業(yè)在風險壓力下選擇保守的研發(fā)計劃。因此，如何降低融資約束對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的消極影響成為迫切需要解決的問題[5]。Zhang等[23]認為，明確的、積極的政策信息可以通過降低企業(yè)研發(fā)投資信息不對稱，減少融資對創(chuàng)新活動的阻礙。而政府出臺的研發(fā)費用加計扣除政策傳遞出積極信號，降低投資者對研發(fā)投資邊際收益的消極預期，進而在一定程度上削弱財務約束的影響，推動創(chuàng)業(yè)企業(yè)積極開展研發(fā)活動以實現(xiàn)創(chuàng)新目標[24]?；谏鲜龇治?，提出如下假設：

H2：研發(fā)費用加計扣除削弱融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度之間的消極關系。

1.3 研發(fā)費用加計扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度

研發(fā)費用加計扣除實際上是政府對企業(yè)研發(fā)行為和創(chuàng)新成果的事后獎勵[25]。研發(fā)投入在一定程度上影響企業(yè)抵抗風險的能力，政府通過研發(fā)層面財政補貼或稅收優(yōu)惠政策為其承擔一定的研發(fā)風險。考慮新技術成果溢出效應和稅收優(yōu)惠政策對研發(fā)的引致效應，政府有效采取稅收抵免[26]。對符合加計扣除條件的企業(yè)及其研發(fā)費用支出項目提供稅收抵免，能夠有效矯正企業(yè)研發(fā)外部性，實現(xiàn)對其研發(fā)投入強度的激勵。

關于研發(fā)費用加計扣除政策對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度的干預效率，學者們做了大量研究。Crespi等[27]從企業(yè)創(chuàng)新投資成本視角研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)稅收優(yōu)惠政策吸引有應稅利潤基礎的企業(yè)加大研發(fā)投入強度，部分彌補了整體研發(fā)投入資金缺口；Fernández-Sastre等[28]從需求和供給視角研究創(chuàng)新支持政策有效性，發(fā)現(xiàn)研發(fā)費用加計扣除類創(chuàng)新政策的積極作用在創(chuàng)業(yè)企業(yè)擁有一定技術能力且與市場之間進行知識交流時得以體現(xiàn)。由于研發(fā)費用加計扣除所表現(xiàn)的積極作用，許多研究著眼于創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)過程：一是突破研發(fā)調整成本的制約，增強決策制定者對于研發(fā)活動利益獲得的看好心理，從而追加研發(fā)投資[27]；二是優(yōu)化資源要素配置，研發(fā)費用加計扣除政策促使企業(yè)對生產要素和研發(fā)要素進行優(yōu)化組合，反過來推動創(chuàng)業(yè)企業(yè)沿著產品創(chuàng)新路徑展開技術創(chuàng)新，在研發(fā)投入上更加開放[2]。研發(fā)費用加計扣除的高附加值效應在研發(fā)導向的技術密集型企業(yè)更加顯著，且對創(chuàng)業(yè)企業(yè)提出了更高的研發(fā)要求[6]?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O：

H3：研發(fā)費用加計扣除政策對創(chuàng)業(yè)企業(yè)加大研發(fā)投入強度具有促進作用。

1.4 股權集中度的調節(jié)效應

基于委托代理理論，“經營權與控制權相分離”[29]以及管理內外部“信息不對稱”[7]等代理問題普遍存在于企業(yè)發(fā)展中，而股權結構是實現(xiàn)管理激勵、經理層監(jiān)督和代理成本控制的重要制度安排。股東之間的利益目標、風險偏好、創(chuàng)新意愿存在差異，股權集中度高低往往影響企業(yè)經營決策的制定，其中包括研發(fā)投入強度選擇。關于股權集中度，學者們主要從代替性指標綜合分析、其與企業(yè)績效之間的關系、股權制衡對企業(yè)決策的影響等方面展開研究[30]。其中，股權集中度廣泛使用第一大股東持股比例作為表征指標進行測度[31]。Martins等[32]研究不同股權集中度對研發(fā)決策的影響，發(fā)現(xiàn)股權集中度作為反映大股東對企業(yè)控制程度的指標，其水平高低決定大股東對創(chuàng)業(yè)企業(yè)行為決策的權衡和監(jiān)管，尤其對研發(fā)行為產生一定影響。

在同等研發(fā)稅收優(yōu)惠條件下，創(chuàng)業(yè)企業(yè)股權集中度差異導致研發(fā)政策激勵效應不盡相同。Ting等[33]研究認為股權集中度沒有對科技政策響應起到積極作用，反而弱化研發(fā)費用加計扣除政策對研發(fā)投入強度的刺激作用。即創(chuàng)業(yè)企業(yè)受到研發(fā)費用加計扣除政策的刺激效應，傾向于加大研發(fā)投入強度以加快創(chuàng)新進度，但是，企業(yè)大股東所有權的高度集中使其受利益驅動而不愿加大企業(yè)研發(fā)投入強度。從大股東與小股東之間的第二類代理問題來看，股權集中度提升易導致創(chuàng)業(yè)企業(yè)利用資金占用等方式弱化研發(fā)費用加計扣除對研發(fā)活動的支持和刺激作用，增加管理者對研發(fā)活動的高風險預期，從而影響研發(fā)資金投入強度[34]。基于上述分析，提出如下假設：

H4：股權集中度負向調節(jié)研發(fā)費用加計扣除與研發(fā)投入強度之間的關系。

根據(jù)以上理論分析和假設，本文構建研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

2 研究設計

2.1 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文采用行業(yè)面板數(shù)據(jù)進行分析，以我國新能源行業(yè)上市公司為研究對象，選取2014-2019年相關數(shù)據(jù)作為樣本進行實證研究。本文選擇新能源上市企業(yè)作為研究樣本，主要原因在于：新能源企業(yè)創(chuàng)新需求和研發(fā)能力較強，由于對技術進步和產品升級的高要求，需要持續(xù)加大研發(fā)資金和人才投入強度，在不斷的創(chuàng)新活動中表現(xiàn)出二次創(chuàng)業(yè)或習慣性創(chuàng)業(yè)行為[35]；新能源企業(yè)由于研發(fā)項目資本密集、投資回收期長、規(guī)模大等特性而受到較強的融資約束影響[21]，往往需要利用相關財政政策支持，削弱融資約束的不利影響；資質認定結果顯示，所選取的新能源行業(yè)上市公司屬于高新技術企業(yè)，在2014-2019年研究時間范圍內享受研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠政策，在政策導向下研發(fā)行為意愿愈發(fā)強烈。

本研究樣本數(shù)據(jù)來源主要為國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，其中，部分企業(yè)研發(fā)投入強度等缺失數(shù)據(jù)通過在巨潮資訊網獲取的年報中手動查找獲得。根據(jù)研究目的，在新能源行業(yè)涉及的太陽能、風能、光伏等領域收集上市公司信息，初步得到247個新能源企業(yè)樣本，并據(jù)此樣本收集所需數(shù)據(jù)?；跇颖居行钥紤]，本研究對于初步獲取的樣本數(shù)據(jù)進行篩選，主要包括：為保證樣本數(shù)據(jù)可靠性，剔除財務數(shù)據(jù)有異常以及有退市風險的ST和ST*企業(yè)；剔除2014-2019年研究數(shù)據(jù)嚴重缺失的企業(yè)；對連續(xù)變量進行1%上下水平的縮尾(Winsorize)處理，以消除樣本極端值的不利影響。經過數(shù)據(jù)篩選，本研究最終獲得有效樣本企業(yè)164家，共計8 220個有效觀測值。對最終樣本數(shù)據(jù)使用Excel進行預處理，整理形成符合分析軟件要求的面板數(shù)據(jù)格式，并結合stata16進行實證分析。

2.2 變量定義及測度

參考Wu[16]和Bai[35]在變量定義方面的思路，本研究從因變量、自變量、調節(jié)變量以及控制變量4個層面進行測度。

2.2.1 因變量

研發(fā)政策支持效果、融資狀況，都會一定程度上體現(xiàn)在對企業(yè)研發(fā)投入強度的影響上，因此，本文以研發(fā)投入強度作為因變量。關于研發(fā)投入強度，學者們通常認可基于收入、資產以及人員的研發(fā)密度計量方式[36]。參考Zhu[37]衡量企業(yè)研發(fā)投入強度的指標選取做法，采用研發(fā)支出/資產總額的值反映創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度。

2.2.2 自變量

(1)融資約束。關于企業(yè)融資約束的變量測度，已有研究主要采用單指標或多指標進行衡量。單指標的運用主要包括股利支付率、凈資產負債率、利息保障倍數(shù)等影響企業(yè)融資的單個財務指標，但考慮到單個指標對企業(yè)整體融資狀況描述的制約，國內外學者構造并發(fā)展其替代性指標即SA指數(shù)、KZ指數(shù)以及WW指數(shù)等[38]，并廣泛用于融資約束與金融發(fā)展情況描述。本文為避免企業(yè)流動資金、財務杠桿等金融指標的內生性影響，參考 Zhang[23]和鞠曉生[39]的融資約束衡量方法，使用受到廣泛認可的SA指數(shù)描述企業(yè)融資約束程度。計算公式如下：

SA=0.043×size2-0.737×size-0.04×age

其中，size為以百萬元為單位計數(shù)的企業(yè)資產總額的自然對數(shù)值，age為企業(yè)注冊至當期的年限。劉莉亞等[40]研究發(fā)現(xiàn)，SA指數(shù)均為負數(shù)，且SA取值越大表明企業(yè)受到的融資約束程度越高。

(2)研發(fā)費用加計扣除。針對研發(fā)費用加計扣除，學者主要采用絕對數(shù)或相對數(shù)進行測量?？紤]絕對數(shù)指標即研發(fā)費用加計扣除金額受到企業(yè)規(guī)模和行業(yè)異質性影響，本研究參考Bai等[35]的做法，從激勵效應強度視角對研發(fā)費用加計扣除進行量化，即采用研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度作為核心變量研究其對研發(fā)投入強度的直接與間接作用。為在一定程度上避免內生性問題，以滯后一期數(shù)據(jù)作為當年研究變量，即以上年研發(fā)支出為基礎數(shù)據(jù)，與上年所享受加計扣除稅率以及企業(yè)所得稅率的乘積作為當期研發(fā)費用加計扣除的絕對值，而研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度(Ded)記為研發(fā)費用加計扣除絕對值與資產總額的比值。

2.2.3 調節(jié)變量

由于決策制定過程受到多因素影響，本研究參考Majid[31]和Zhang[7]對股權結構的變量測度方法，將股權集中度作為調節(jié)變量，并選用第一大股東持股比例作為股權集中度的替代性指標。這一指標越大，表明企業(yè)所有權越集中。

2.2.4 控制變量

基于數(shù)據(jù)可獲得性和可靠性考慮，本文選取以下可能影響研發(fā)投入強度的指標作為控制變量[16,41]：①托賓Q值(TQ)。托賓Q值衡量企業(yè)成長績效和生產擴張能力，將其加入模型主要是基于創(chuàng)業(yè)企業(yè)市場價值和成長績效對創(chuàng)新決策的影響；②營業(yè)收入增長率(Growth)。營業(yè)收入增長率一定程度體現(xiàn)企業(yè)成長性，而創(chuàng)業(yè)企業(yè)為了實現(xiàn)可持續(xù)性成長，往往進行研發(fā)活動，因而控制營業(yè)收入增長率對研發(fā)投入強度的影響；③資產負債率(Lev)。資產負債率綜合反映企業(yè)負債水平，在以往研究中常常將資產負債率作為衡量融資水平的關鍵指標，因而使用資產負債率作為控制變量；④凈資產收益率(ROE)。凈資產收益率越高，說明企業(yè)投資收益越大，進而為決策者提供了研發(fā)投資利好信號，使其對研發(fā)投入持樂觀態(tài)度，因而在控制變量中加入凈資產收益率?；貧w模型具體變量劃分以及定義說明如表1所示。

表1 變量說明

2.3 模型構建

為研究融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度之間的關系，即驗證假設H1，構建如下回歸模型：

RDIi,t=α0+α1*SAi,t+α2*Controlsi,t+εi,t

(1)

其中，controls表示控制變量集合，包括托賓Q值(TQ)、營業(yè)收入增長率(Growth)、資產負債率(Lev)和凈資產收益率(ROE)，以控制其它因素對研發(fā)投入強度的影響；i表示給定行業(yè)的企業(yè)；t表示時間點；εi,t表示隨機誤差項。

為研究研發(fā)費用加計扣除對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度是否存在直接激勵作用，在融資約束與研發(fā)投入強度之間是否存在調節(jié)作用，即驗證假設H2、H3，構建模型(2)和(3)：

RDIi,t=β0+β1*Dedi,t+β2*Controlsi,t+εi,t

(2)

RDIi,t=γ0+γ1*SAi,t+γ2*Dedi,t+γ3*SAi,t*Dedi,t+γ4*Controlsi,t+εi,t

(3)

其中，SAi,t*Dedi,t為融資約束SA指數(shù)和研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度中心化后的交互項，驗證研發(fā)費用加計扣除的調節(jié)效應是否顯著。

為驗證股權集中度在研發(fā)費用加計扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度之間的調節(jié)作用，即驗證假設H4，構建模型如下：

RDIi,t=δ0+δ1*Dedi,t+δ2*ECi,t+δ3*Dedi,t*ECi.t+δ4*Controlsi,t+εi,t

(4)

其中，Dedi,t*ECi.t表示自變量研發(fā)費用加計扣除強度與調節(jié)變量股權集中度中心化處理后的交互項。

3 檢驗結果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計

樣本數(shù)據(jù)中主要變量描述性統(tǒng)計分析結果如表2所示，測度樣本企業(yè)融資約束程度的SA指數(shù)平均值為-3.794 4，最小值為-4.534 7，最大值為-2.960 3。從統(tǒng)計結果來看，新能源上市企業(yè)面臨嚴重的融資約束且其約束程度存在較大差異。研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度(Ded)統(tǒng)計結果顯示，其平均值為0.157 4，最小值為0.000 5，最大值為0.690 6，說明新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)費用加計扣除程度存在較大差異。從研發(fā)投入指標來看，研發(fā)投入強度(RDI)平均值為1.647 7，最小值為0.005 5，最大值為5.011 8，縱向數(shù)據(jù)表明，同一行業(yè)不同領域創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度表現(xiàn)出明顯差異。調節(jié)變量股權集中度(EC)平均值為33.094 7，最小值與最大值差異幅度較大，分別為8.448 0和71.240 0，這與企業(yè)異質性特征有密切關系。觀察托賓Q、營業(yè)收入增長率等控制變量描述統(tǒng)計結果發(fā)現(xiàn)，新能源創(chuàng)業(yè)企業(yè)的成長能力、舉債經營能力以及資本收益能力差異較大。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結果

3.2 Pearson相關性分析

為初步判斷變量之間是否存在多重共線性，首先進行Pearson相關性檢驗，得出各變量間相關系數(shù)如表3所示。結果發(fā)現(xiàn)：融資約束替代性指標SA指數(shù)與研發(fā)投入強度之間為負相關關系，而研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度與研發(fā)投入強度相關系數(shù)為0.777，表現(xiàn)出顯著正相關性，這一結果初步驗證了研發(fā)費用加計扣除、融資約束與研發(fā)投入強度之間的關系。股權集中度與研發(fā)費用加計扣除、研發(fā)投入強度均存在較為顯著的負相關性，其中，與研發(fā)費用加計扣除相關系數(shù)為-0.120，與研發(fā)投入強度相關系數(shù)為-0.097。研發(fā)投入強度與托賓Q值具有顯著正相關性，相關系數(shù)為0.108，而與資產負債率等表現(xiàn)出顯著負相關性，相關系數(shù)為-0.113。由表3可知，主要變量(除因變量外)之間的相關系數(shù)均小于0.4。同時,為確保研究數(shù)據(jù)及結果有效性，對變量進行方差膨脹因子VIF檢驗，結果顯示其VIF值均小于10，說明變量之間不存在嚴重多重共線性問題。因此，可以進行相關模型回歸分析。

表3 Pearson相關性分析結果

3.3 回歸結果分析

為驗證融資約束、研發(fā)費用加計扣除與研發(fā)投入強度之間的關系，對新能源行業(yè)上市創(chuàng)業(yè)企業(yè)2014-2019年面板數(shù)據(jù)進行回歸分析。首先對樣本數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，得出P值低于0.05，表明該數(shù)據(jù)更適合采用固定效應模型進行回歸分析。為了避免調節(jié)效應多重共線性問題，對調節(jié)變量和自變量進行中心化處理，并生成對應的交互項進行回歸分析。

(1)融資約束對研發(fā)投入強度的影響及研發(fā)費用加計扣除的調節(jié)效應。以融資約束為自變量，研發(fā)投入強度為因變量，研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度為調節(jié)變量，逐步回歸分析結果如表4所示，融資約束與研發(fā)投入強度的主效應以及研發(fā)費用加計扣除在兩者關系之間的調節(jié)效應都在1%水平上顯著。從單個模型進行分析，將自變量、調節(jié)變量以及自變量與調節(jié)變量的交互項逐步加入模型進行回歸，其系數(shù)結果呈現(xiàn)差異性。

表4 融資約束與研發(fā)投入的主效應及調節(jié)效應

模型(1)-模型(4)報告了融資約束對研發(fā)投入強度的影響以及研發(fā)費用加計扣除在兩者關系中的調節(jié)作用。模型(1)中融資約束的回歸系數(shù)為-2.770 9，在1%水平上顯著為負。融資約束SA指數(shù)取值越大表明融資約束程度越高，其回歸結果說明融資約束對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度有顯著負向影響，即融資約束程度越高，企業(yè)對研發(fā)活動投入強度越小，這與假設H1一致。在模型(2)中加入研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度變量，模型(3)在此基礎上加入融資約束與研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度的交互項(SA*Ded)，旨在分析研發(fā)費用加計扣除能否調節(jié)融資約束對企業(yè)研發(fā)投入強度的制約作用。模型(2)中SA指數(shù)回歸系數(shù)為-2.038 9，與模型(1)相比系數(shù)變化值大于0，表明研發(fā)費用加計扣除強度直接作用于融資約束與研發(fā)投入強度之間的關系，且效果顯著。模型(3)調節(jié)效應結果顯示，SA和Ded的系數(shù)均在1%水平上顯著，分別為-2.038 0和1.172 2，但SA*Ded系數(shù)不顯著，為-1.088 3，表明滯后一期的研發(fā)費用加計扣除強度正向調節(jié)作用不顯著?？紤]稅收優(yōu)惠政策激勵效應的時滯性特質，將調節(jié)變量再滯后一期形成Ded_lag，中心化后與自變量SA指標組成交互項SA*Ded_lag進行回歸分析。結果顯示，交互項回歸系數(shù)為-1.526 6，在10%水平上顯著為負，說明滯后兩期的研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度的間接作用顯著，在融資約束和研發(fā)投入強度中具有正向調節(jié)作用，能有效削弱融資約束對研發(fā)投入強度的負向影響，驗證了假設H2。這一結果可能是由于研發(fā)稅收優(yōu)惠政策的刺激作用存在滯后性，當年研發(fā)投入強度對融資約束的反應因為受到前兩年研發(fā)費用加計扣除強度的影響而更加強烈。

(2)研發(fā)費用加計扣除對研發(fā)投入強度的影響及股權集中度的調節(jié)效應。研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度為解釋變量，以股權集中度為調節(jié)變量，驗證研發(fā)稅收優(yōu)惠政策對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度的積極影響以及股權集中度在兩者關系中的調節(jié)作用，實證分析結果如表5所示。

表5 研發(fā)費用加計扣除與研發(fā)投入的主效應及調節(jié)效應

研發(fā)費用加計扣除與研發(fā)投入強度關系模型驗證結果系數(shù)均在1%水平上顯著為正，初步驗證了研發(fā)費用加計扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度之間的顯著關系，與已有研究結論基本保持一致。

從單個模型回歸系數(shù)來看，以研發(fā)投入強度為被解釋變量的模型(5)-(7)回歸結果與假設基本一致。模型(5)中，研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度Ded的回歸系數(shù)為1.553 7，在1%水平上顯著為正，這與假設H3一致，表明研發(fā)費用加計扣除推動創(chuàng)業(yè)企業(yè)加大研發(fā)資金投入強度的作用顯著。模型(6)和模型(7)分別在研發(fā)費用加計扣除與研發(fā)投入強度主效應模型上，加入調節(jié)變量股權集中度及其與研發(fā)費用加計扣除的交互項，股權集中度的系數(shù)均為負，但沒有表現(xiàn)出顯著性，表明股權集中度在研發(fā)費用加計扣除條件下對研發(fā)投入強度的直接抵消作用不顯著。進一步比較分析發(fā)現(xiàn)，在模型(7)中，研發(fā)費用加計扣除與股權集中度的交互項(Ded*EC)回歸系數(shù)為-0.032 4，且在5%水平上顯著，驗證假設H4。該結果說明股權集中度負向調節(jié)研發(fā)費用加計扣除對創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度的促進作用，即股權越集中，創(chuàng)業(yè)企業(yè)利用研發(fā)稅收優(yōu)惠政策利好信號加大研發(fā)投入強度的效用越弱。

綜合分析控制變量在各模型中的回歸結果，發(fā)現(xiàn)托賓Q值(TQ)能夠顯著促進創(chuàng)業(yè)企業(yè)增加研發(fā)投入強度；凈資產收益率(ROE)、資產負債率(Lev)和營業(yè)收入增長率(Growth)在研發(fā)費用加計扣除影響下對研發(fā)投入強度均表現(xiàn)出顯著正向作用。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

考慮研發(fā)“投入-產出”反應滯后，將研發(fā)投入強度N+1期作為因變量進行回歸分析，結果顯示主效應和調節(jié)效應變量回歸系數(shù)的正負與顯著性沒有明顯變化，因此，上述結論成立。由于篇幅限制，本文只報告調節(jié)效應回歸結果，如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

4 結論與討論

4.1 理論貢獻與實踐啟示

本文分別以融資約束和研發(fā)費用加計扣除為解釋變量，探討融資約束、研發(fā)費用加計扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度之間的關系，依據(jù)其主效應和調節(jié)效應回歸結果，揭示創(chuàng)業(yè)企業(yè)如何在融資約束下利用研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠政策進行研發(fā)投入強度選擇。利用新能源行業(yè)上市企業(yè)2014-2019年相關數(shù)據(jù)，控制托賓Q值、營業(yè)收入增長率、資產負債率以及凈資產負債率等因素的影響進行回歸分析，得出以下結論與啟示：

(1)融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度顯著負相關，即融資約束在一定程度上降低企業(yè)研發(fā)投入強度。基于優(yōu)序融資理論，內源融資單一資金來源難以滿足創(chuàng)業(yè)企業(yè)尤其是研發(fā)導向的創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資需求，外源融資渠道開發(fā)對研發(fā)水平提升亦尤為重要。但由于市場信息不對稱以及交易成本過高等問題，企業(yè)投融資往往低于最優(yōu)水平，而企業(yè)內部研發(fā)決策過分依賴資金來源和分配使用，在研發(fā)投入強度決策上選擇“量入而出”。以新能源行業(yè)為代表的資本密集型和技術密集型創(chuàng)業(yè)企業(yè)，通常開發(fā)大型研發(fā)項目且投資回收期長，高管對創(chuàng)新行為趨于保守，會減少研發(fā)投資。本文從融資約束視角出發(fā)，深度探究內外部融資約束條件下創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度變化，從研發(fā)投入來源看，融資約束對其研發(fā)投入強度的制約作用主要歸因于研發(fā)項目資金需求大，導致外源融資成本顯著高于內源融資成本，創(chuàng)業(yè)企業(yè)權衡利益與成本后選擇保守型研發(fā)投入強度。

新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)分析結果表明，由于所面臨融資約束和資金獲取困境，其研發(fā)投入強度受到嚴重制約，研發(fā)成果轉化亦面臨較大阻礙。因而，新能源領域的創(chuàng)業(yè)企業(yè)在開展創(chuàng)新活動時，應充分考慮金融市場和企業(yè)自身能力限制，從多渠道獲取資金支持?？紤]到綠色研發(fā)績效對新能源創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲取行業(yè)競爭力的重要作用，應健全并完善基于新能源行業(yè)特性發(fā)展起來的多元化融資渠道和金融環(huán)境監(jiān)管制度，有效解決研發(fā)活動中的財務約束，降低創(chuàng)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投資中面臨的信息不對稱，推動新能源行業(yè)可持續(xù)增長。

(2)研發(fā)費用加計扣除不僅直接刺激創(chuàng)業(yè)企業(yè)加大研發(fā)投入強度，而且通過間接削弱融資約束的限制作用推動研發(fā)活動。本文以研發(fā)投入強度為被解釋變量，從多視角驗證了研發(fā)費用加計扣除對研發(fā)投入強度的影響。其直接促進作用主要表現(xiàn)在彌補研發(fā)資金短缺[35]、風險規(guī)避[42]、創(chuàng)新意愿培養(yǎng)[43]等方面，對于自由化的新能源市場，競爭迫使創(chuàng)業(yè)企業(yè)利用研發(fā)費用加計扣除政策加大研發(fā)投入強度。融資約束視角下創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度相關研究主要從政治聯(lián)系、高管持股、政府補貼等方面展開[7]，本研究以支持性政策導向為視角，引入研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度，強調創(chuàng)業(yè)企業(yè)通過享受研發(fā)費用加計扣除一定程度上抵消融資約束對研發(fā)投入強度的消極影響。這一調節(jié)效應實現(xiàn)路徑與Hao[5]的研究相一致，其作用路徑具體表現(xiàn)為創(chuàng)業(yè)企業(yè)在滿足研發(fā)費用加計扣除政策條件下，一定程度上彌補技術研發(fā)資金缺口，還向外部投資者傳遞出企業(yè)發(fā)展利好信號，吸引外源融資改善企業(yè)融資結構、擺脫融資困境，進而降低外源融資成本，增強創(chuàng)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新意愿，提升研發(fā)投入強度。

基于研發(fā)費用加計扣除的直接促進作用，考慮稅收優(yōu)惠政策導向對融資約束的弱化效果，政府應進一步規(guī)范和完善研發(fā)費用加計扣除等研發(fā)驅動型政策，營造良好的研發(fā)環(huán)境和融資環(huán)境，支持創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)活動。新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新處于探索階段，當前稅收優(yōu)惠政策還無法為新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)提供更具競爭力和保障性的創(chuàng)新環(huán)境，本研究為新能源行業(yè)研發(fā)稅制改革提供了有益參考。同時，創(chuàng)業(yè)企業(yè)需要完善內部研發(fā)資金分配機制，避免研發(fā)投入強度增加導致?lián)頂D現(xiàn)象出現(xiàn)。

(3)股權集中度作為調節(jié)變量，負向調節(jié)研發(fā)費用加計扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度之間的關系。以第一大股東持股比例測度股權集中度，反映創(chuàng)業(yè)企業(yè)股權分布狀態(tài)和股權制衡情況[7]。股權集中程度越高的企業(yè)在面臨研發(fā)費用加計扣除政策時，往往比股權集中度低的企業(yè)表現(xiàn)出低研發(fā)投入意愿，這一結論與Martins[32]等的觀點一致。從決策信息不對稱性來看，第一大股東和小股東分別關注自身利益相關信息，在企業(yè)復雜的決策網里，重要研發(fā)信息容易被趨利主義的股東隱藏，導致研發(fā)費用加計扣除政策刺激效應缺乏。從成果產出不確定性來看，研發(fā)活動具有可持續(xù)性和風險性，決策者需要在成本與收益之間進行權衡，股權集中度高的企業(yè)加大研發(fā)投入強度時容易受到大股東個人傾向的影響。從風險規(guī)避可能性來看，研發(fā)活動具有高成本、高風險特征，隨著企業(yè)股權相對集中，大股東考慮企業(yè)長期發(fā)展和自身利益，減少研發(fā)投資，進而削弱研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠政策對研發(fā)投入強度的平滑作用。

過高的股權集中度容易導致創(chuàng)業(yè)企業(yè)內部權力制衡失效，大股東基于趨利原則傾向于保守的研發(fā)決策。近年來，中國政府已經為新能源行業(yè)可持續(xù)發(fā)展制定了大量支持性政策，鼓勵綠色創(chuàng)新。但在自由化和競爭性的市場上，政策導向下新能源領域創(chuàng)業(yè)企業(yè)預期創(chuàng)新績效的實現(xiàn)效果并不顯著。因此，為實現(xiàn)創(chuàng)業(yè)企業(yè)尤其是新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)長期可持續(xù)性發(fā)展，應優(yōu)化調整股權結構，使得高層管理者合理考慮研發(fā)活動風險性和收益性權衡，在研發(fā)鼓勵政策引導下選擇最恰當?shù)难邪l(fā)決策。

4.2 研究局限與展望

本文研究結論為創(chuàng)業(yè)企業(yè)應對融資約束及時調整融資渠道和方式，以及政府部門進一步完善研發(fā)費用加計扣除等相關政策提供了數(shù)據(jù)支撐和決策參考。但是，本研究仍然存在一定局限性，首先，主要聚焦于研發(fā)費用加計扣除對創(chuàng)業(yè)企業(yè)增加研發(fā)投入強度的直接影響，及其在削弱融資約束對研發(fā)投入強度產生消極效應過程中的間接影響。但是，這種影響路徑可能受到許多其它因素的影響，例如產權性質、創(chuàng)業(yè)階段等公司基礎特征以及創(chuàng)業(yè)所面臨的整體經濟發(fā)展環(huán)境因素。其次，在對研究樣本進行選擇時，僅涉及新能源行業(yè)上市企業(yè)相關數(shù)據(jù)，未與其它行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)進行橫向對比，缺乏行業(yè)差異性研究，所得結論是否適用于其它行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)仍需相關數(shù)據(jù)支持。因此，未來研究可以進一步從多視角探索內外部因素對不同行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度的影響機制，使該領域研究更加完整。