馬海濤 賀 佳

(中央財經大學財政稅務學院，北京 100081)

一、問題的提出和文獻綜述

“十四五”時期，中國正處于百年未有之大變局，表現(xiàn)之一是以新一代信息技術為代表的生產力變革，推動生產關系、社會結構和生活方式發(fā)生根本性變化。新一代信息技術服務業(yè)將包括大數(shù)據(jù)、云服務、人工智能在內的信息技術服務業(yè)與制造業(yè)結合，有利于促進制造業(yè)的轉型升級，同時，新一代信息技術服務業(yè)的發(fā)展能夠催生出許多新的行業(yè)，會提供更多的就業(yè)崗位(何頌，2019)[1]。中國近幾年一直實施減稅降費政策，2020年一季度全國累計實現(xiàn)減稅7428億元，其中2020年新實施的政策減稅降費為3182億元，2019年實施的政策在2020年延續(xù)實施所形成的減稅降費為4246億元。(1)2020年一季度全國累計實現(xiàn)減稅降費7428億元[EB/OL].http://www.gov.cn/xinwen/2020-04/29/content_5507511.htm.減稅的主要方式之一是給予納稅人不同種類的稅收優(yōu)惠政策，這種減稅方式也可以稱之為“引導式”減稅。新一代信息技術服務業(yè)是指由于數(shù)字技術的進一步發(fā)展而催生出來的新興服務業(yè)態(tài)，改變了人與人、人與企業(yè)、人與機構設施的相關服務和互動關系，其特點為數(shù)據(jù)化、融合化、實時化、可視化、量子化?；谛乱淮畔⒓夹g服務業(yè)在經濟和社會發(fā)展中的重要地位，我國政府給予了新一代及傳統(tǒng)信息技術服務業(yè)大量的稅收支持政策，其中主要的優(yōu)惠稅種為企業(yè)所得稅。本文著重就企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的效應進行研究。

根據(jù)已有的文獻可知，相關的研究主要包括以下幾個方面：

(一)影響信息技術服務業(yè)發(fā)展的因素研究

有大量的學者研究了信息技術服務業(yè)發(fā)展的影響因素，這些因素中既有企業(yè)外部因素，也有企業(yè)內部因素。影響信息技術服務業(yè)發(fā)展的外部因素主要有：稅收政策的改變(王珮等，2019)[2]，其他產業(yè)智能化的發(fā)展水平(魏艷秋、和淑萍，2018)[3]，地區(qū)的經濟發(fā)展水平、科技發(fā)展水平和地理位置(韓增林、李冰心，2017)[4]，產業(yè)集群度(王偉光等，2012)[5]等。這些外部因素影響的是信息技術服務企業(yè)的現(xiàn)金流、科技需求、規(guī)模，最終影響的是企業(yè)的科技競爭力。影響信息技術服務業(yè)發(fā)展的內部因素主要有：管理人員素質(陳哲等，2019)[6]、科技方面的高端人才(林萍、劉雅玲，2017)[7]、科技投入產出效率(馮梅、王成靜，2015)[8]、科技創(chuàng)新能力(李淑娟，2015)[9]等。在這些內部因素中，大部分學者還是認為科技方面的能力是其核心問題。

(二)稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響研究

關于稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新的研究主要集中在企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新投入與產出的影響研究。大部分學者認為企業(yè)所得稅優(yōu)惠能夠顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新水平，并且間接稅收優(yōu)惠比直接稅收優(yōu)惠效果更加明顯(李為人、陳燕清，2019[10]；梁俊嬌、賈昱晞，2019[11])。此外，也有學者從創(chuàng)新效率的角度進行分析，認為企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策能夠提高企業(yè)的創(chuàng)新效率(賀康等，2020)[12]。然而，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對提高企業(yè)創(chuàng)新的作用效果并不穩(wěn)定，會受到一些其他因素的干擾，如企業(yè)的性質與所處行業(yè)的影響(王彥超等，2019)[13]、財政補貼的影響(陳東、法成迪，2019)[14]。此外，稅收優(yōu)惠政策超過某一范圍的時候，可能會失效(馮海紅等，2015)[15]。

(三)對競爭力評價的研究

目前已有的大量相關文獻從不同的層面提出了評價競爭力的指標。在區(qū)域層面，區(qū)域競爭力的評價指標包括：某一時段區(qū)域申請的專利申請數(shù)量(張寬、黃凌云，2020)[16]，區(qū)域內的研發(fā)能力、人力資源、行業(yè)地位、產品種類(李志國等，2020)[17]等。在產業(yè)層面，競爭力的評價指標主要為顯示性競爭優(yōu)勢指數(shù)(張珺、江元祥，2019)[18]。在企業(yè)層面上，競爭力的評價指標包括：研發(fā)投入與產出(李文茜、劉益，2017)[19]、企業(yè)規(guī)模、生產效率和企業(yè)成長(張進財、左小德，2013)[20]等。

從已有文獻可知，學者們已經從不同的維度研究了信息技術服務業(yè)，雖然研究表明科技競爭力是影響信息技術服務業(yè)發(fā)展的重要因素，但是尚不足以充分的回答本文所研究的問題。一是上述研究僅僅說明稅收優(yōu)惠政策與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，然而創(chuàng)新只是科技競爭力的一個方面，創(chuàng)新能力并不完全等同于科技競爭力。二是上述研究對于競爭力的評價指標體系的構建較多，然而對于科技競爭力，尤其是新一代信息技術服務業(yè)的科技競爭力的評價指標體系的研究較少。創(chuàng)新能力、科技競爭力、競爭力這三者所包含的范圍是逐漸擴大的：創(chuàng)新能力僅僅是指在科技創(chuàng)新的產出能力；科技競爭力不僅包含科技創(chuàng)新的產出能力，還包含科技支撐能力和科技投入能力；競爭力是指在某一領域內，規(guī)模、質量、結構等方面比競爭對手有優(yōu)勢。

二、與信息技術服務業(yè)科技競爭力相關的稅收優(yōu)惠政策

隨著科技在信息技術服務業(yè)中的重要地位逐漸突顯，我國出臺了一系列促進信息技術服務業(yè)科技競爭力的稅收優(yōu)惠政策，主要集中于增值稅和企業(yè)所得稅這兩個稅種。增值稅方面，其主要的優(yōu)惠環(huán)節(jié)為當企業(yè)購買國產研發(fā)設備時全額退稅。因為企業(yè)購買研發(fā)設備屬于偶發(fā)事項，所以不適合作為解釋變量。企業(yè)所得稅方面，其主要的優(yōu)惠方式為技術轉讓所得免征或減征、設備加速折舊、研發(fā)費用加計扣除、15%的低稅率。對于信息技術服務企業(yè)，技術轉讓行為具有偶然性，不適合作為解釋變量。其他各項優(yōu)惠政策的基本情況是：研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠方式起始于1996年，最早僅限于國有、集體企業(yè)，2003年該優(yōu)惠范圍擴大至所有工業(yè)企業(yè)，2018年研發(fā)費用加計扣除比例由50%提高至75%，2021年1月1日起研發(fā)費用加計扣除比例提高至100%，但是在研究樣本中并未涉及2021年以后的數(shù)據(jù)，因此不予考慮；15%的低稅率企業(yè)所得稅優(yōu)惠方式最早于1988年對高新技術企業(yè)實施，至今該稅收優(yōu)惠方式對包括信息技術服務業(yè)在內的高新技術企業(yè)仍然使用；對于信息技術服務業(yè)，固定資產加速折舊優(yōu)惠方式最早于2014年1月1日開始實施，該稅收優(yōu)惠方式僅適用于信息技術服務業(yè)等6個行業(yè)，因此形成了準自然實驗，為雙重差分法提供了前提條件。

三、科技競爭力評價指標與權重

參考以往對競爭力指標的研究，同時根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性以及信息技術服務業(yè)的特點，總結出評價其科技競爭力的指標主要為：生產設備、企業(yè)規(guī)模、研發(fā)經費、人力資源素質、研發(fā)產出、產品產出。其中，生產設備、企業(yè)規(guī)模代表信息技術服務業(yè)的科技支撐，研發(fā)投入、人力資源素質代表信息技術服務業(yè)的科技投入，研發(fā)產出、產品產出代表信息技術服務業(yè)的科技產出。各個指標的具體解釋見表1。

表1 評價信息技術服務業(yè)科技競爭力的指標及解釋

參考王霞(2014)[21]確定指標權重的方法——熵值法，確定上述各個指標的權重。以2009-2015年數(shù)據(jù)的平均值為例計算權重。具體方法為：

數(shù)據(jù)標準化處理：

X'i,j=(maxXj-Xi,j)/(maxXj-minXj)

(1)

計算各個指標的權重：

(2)

表2 評價指標權重(以降序順序)

根據(jù)表2可知，影響信息技術服務業(yè)科技競爭力的指標，按照重要性依次為：研發(fā)投入、人力資源素質、企業(yè)規(guī)模、專利申請數(shù)、生產設備和產品生產。接下來，研究不同稅收優(yōu)惠方式對上述指標的效應。

四、模型構建、變量解釋、數(shù)據(jù)說明

(一)模型構建

1.固定資產加速折舊的效應

根據(jù)財稅[2014]75號文，2014年1月1日后，信息技術服務企業(yè)新購買的固定資產可享受加速折舊的優(yōu)惠政策。固定資產加速折舊能夠加快企業(yè)的資金收回，企業(yè)用于提升科技競爭力的資金投入壓力就會降低。因此，提出假設1：固定資產加速折舊能夠促進新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的提升。為研究固定資產加速折舊對新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的效應，使用多元回歸雙重差分模型，具體形式如下：

Yi,t=λ0+λ1policyi×timet+λ2policyi+λ3timet+λ4controli,t+εi,t

(3)

在模型(3)中，Yi,t表示企業(yè)i在t時期的各項指標，policyi為處理虛擬變量，timet為時間虛擬變量，policyi×timet為交互項，controli,t為控制變量，εi,t為隨機干擾項，λ0為常數(shù)項，λ1至λ4為變量的系數(shù)。

2.研發(fā)費用加計扣除及低稅率的效應

研發(fā)費用加計扣除是指在計算企業(yè)所得稅應納稅所得額時，在扣除原有研發(fā)費用的基礎上，按照一定比例再扣除一定的金額，從而降低企業(yè)所得稅應納稅額。因此，提出假設2：研發(fā)費用加計扣除能夠促進科技投入，會提升新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力。企業(yè)所得稅低稅率是對高新技術企業(yè)的一種優(yōu)惠方式，新一代信息技術服務業(yè)屬于國家重點支持的高新技術領域，此外，還需要在科研人員、研發(fā)費用、專利數(shù)量等方面達到一定的要求。因此，提出假設3：企業(yè)所得稅低稅率能夠促進新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的整體提升。

研發(fā)費用加計扣除及低稅率優(yōu)惠對信息技術服務業(yè)科技競爭力的效應，本文參考楊旭東(2018)[22]所使用的模型,該模型的基本形式為：

(4)

在模型(4)中，Y表示被解釋變量，C表示常數(shù)項，Ba表示各項稅收優(yōu)惠方式，βa表示各項稅收優(yōu)惠方式的系數(shù)，n表示稅收優(yōu)惠方式的個數(shù),Db表示各個控制變量，γb表示各個控制變量的系數(shù)，m表示控制變量的個數(shù)，ε表示隨機干擾項。

基于上述模型，考慮到企業(yè)行為具有“棘輪效應”(耿子揚，2012)[23]，在模型(4)中加入被解釋變量的滯后項以進行改善，具體形式見模型(5)：

Yi,t=C+θ1Yi,t-1+θ2epdi,t+θ3plti,t+θ4controli,t+εi,t

(5)

在模型(5)中，Yi,t表示企業(yè)i在t時期的各項指標，Yi,t-1表示滯后一期的企業(yè)i的各項指標，controli,t表示企業(yè)i在t時期的各個控制變量，εi,t表示隨機干擾項。

信息技術服務業(yè)自身特性可能會對稅收優(yōu)惠政策的作用產生影響，然而，如果按照企業(yè)特性對樣本分組進行回歸，可能導致回歸系數(shù)的誤差較大。因此，在模型(5)的基礎上引入特征變量。具體模型如下：

Yi,t=C+θ1Yi,t-1+θ2epdi,t+θ3plti,t+θ4controli,t+θ5Xi,t+θ6Xi,t×epdi,t+θ7Xi,t×plti,t+εi,t

(6)

在模型(6)中，Xi,t表示信息技術服務業(yè)的自身特性，交互項Xi,t×epdi,t表示研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠政策的效應受企業(yè)特性的影響，交互項Xi,t×plti,t表示低稅率優(yōu)惠政策的效應受企業(yè)特性的影響，θ5至θ7表示特征變量及交互項的系數(shù)。

(二)變量解釋

1.解釋變量、被解釋變量和控制變量

以上選取的評價指標和企業(yè)稅負為被解釋變量，以固定資產加速折舊研發(fā)費用加計扣除和低稅率為解釋變量。參考溫軍和馮根福(2018)[23]的文獻，同時，結合信息技術服務業(yè)自身的特點，以企業(yè)的運營能力、銷售能力、盈利能力、償債能力、成長性為控制變量，其中，運營能力用存貨周轉率的對數(shù)表示，銷售能力用銷售費用的對數(shù)表示，盈利能力用銷售毛利率的對數(shù)表示，償債能力用資產負債率的對數(shù)表示，企業(yè)成長用企業(yè)總資產增長率表示。

2.特征變量

按照所有制性質，企業(yè)可以分為國有和非國有企業(yè)。非國有企業(yè)面臨的競爭力壓力更大一些，所以其提升科技競爭力的意愿更強一些，面對相同的稅收優(yōu)惠政策，非國有企業(yè)提升科技競爭力的程度可能會更高一些。

企業(yè)的科技競爭力還受到企業(yè)創(chuàng)新強度的影響。一般來說，面對相同的稅收優(yōu)惠政策，創(chuàng)新強度大的企業(yè)提升科技競爭力的程度可能會更高一些。

信息技術服務業(yè)科技競爭力的提升具有投入大、周期長的特點，能否籌集到充足的資金制約著企業(yè)的研發(fā)活動，稅收優(yōu)惠政策能夠有效地緩解企業(yè)面臨的金融約束，根據(jù)邊際效用遞減規(guī)律，金融約束大的企業(yè)，稅收優(yōu)惠政策對其科技競爭力提升的作用更大。

為了研究信息技術服務業(yè)自身特性對稅收優(yōu)惠政策作用的影響，共引入三個特征變量：一是企業(yè)所有制，依據(jù)企業(yè)的最終控股方，將企業(yè)分為國有和非國有企業(yè)，用1表示國有企業(yè)，用0表示非國有企業(yè)；二是信息技術服務業(yè)的創(chuàng)新強度，用研發(fā)費用占主營業(yè)務收入的比重表示，比重越大說明研發(fā)意愿越強烈；三是金融約束，參考Hall等(2016)[24]的做法，用貨幣資金、應收賬款、存貨的三者之和減去應付賬款，然后再用與總資產的比值衡量金融約束，比值越大約束越小。變量符號及變量的具體解釋見表3。

表3 變量的符號及具體解釋

(三)數(shù)據(jù)說明

本文樣本均為在深市、滬市上市的企業(yè)，分為兩組。第一組樣本是為了研究固定資產加速折舊對新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的效應，時間為2010-2017年，分為實驗組和對照組，其中，不適用固定資產加速折舊優(yōu)惠政策的企業(yè)為對照組，信息技術服務企業(yè)為實驗組。第二組樣本是為了研究研發(fā)費用加計扣除和低稅率對新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的效應，時間為2009-2013年。使用這段時間數(shù)據(jù)，可以避免固定資產加速折舊對新一代信息技術服務業(yè)提升科技競爭力的影響。

五、描述性統(tǒng)計與內生性問題

(一)描述性統(tǒng)計

使用軟件STATA14.0對主要變量進行描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計結果見表4。

表4 與固定資產加速折舊相關的變量描述性統(tǒng)計表Ⅰ

表4為第一組樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計表。從表4中可知，固定資產加速折舊實施前后，對于部分評價指標來說，對照組和實驗組的變化情況差別較大，然而，這種差別是否是由固定資產加速折舊造成的，則需要接下來進一步研究。表5主要為第一組樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計表。從表5中可知，各個變量數(shù)據(jù)的標準差絕大部分小于平均值的絕對值，同時，變量的最大值與最小值相差不大，說明這些數(shù)據(jù)基本上是平穩(wěn)的。

表5 與研發(fā)費用加計扣除和企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠相關的變量描述性統(tǒng)計表Ⅱ

(二)多重共線性問題與傾向得分匹配(PSM)

1.多重共線性檢驗

為避免模型(5)解釋變量和控制變量之間具有線性關系，從而導致變量的系數(shù)不準確，需要進行多重共線性檢驗。檢驗結果見表6，根據(jù)表6可知，解釋變量和控制變量之間的相關系數(shù)均不大于0.7，說明模型(5)中不存在多重共線性問題。

表6 相關系數(shù)矩陣

2.傾向得分匹配

在模型(4)中，因為財稅[2014]75號文件的外生沖擊，樣本的分類并不是隨機分類，所以造成了內生性問題，需要使用PSM方法對樣本進行匹配。匹配結果見表7。

由表7可知，所有變量匹配后的P值大于匹配前的P值，且匹配后的P值均大于10%，說明匹配后，實驗組和對照組的控制變量不存在顯著性差異，結果理想。

表7 經過卡尺內最近鄰匹配后實驗組和對照組的偏差變化情況

六、實證結果與分析

(一)整體回歸結果

1.模型(4)回歸結果

模型(4)的PSM-DID回歸結果見表8。在表8中主要關注的是交互項的系數(shù)，其表示的是固定資產加速折舊對各項指標的真實影響。由表8可知，各個交互項的系數(shù)均不顯著，說明固定資產加速折舊對評價新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的指標均無重大影響，與假設1的結論不符，這可能是因為固定資產加速折舊本質上只是縮短了固定資產折舊攤銷的年限，從短期來看，企業(yè)的現(xiàn)金流會有少量的增加，然而從長期來看，企業(yè)并沒有因為這個優(yōu)惠政策而得到實質上的優(yōu)惠。

表8 模型(4)回歸結果

2.模型(5)回歸結果

在模型(5)中，由于存在被解釋變量的滯后項，所以存在內生性問題，為了解決該問題，采用工具變量GMM，同時，用SARGAN檢驗，以檢驗其是否有效。回歸及檢驗結果見表9。

根據(jù)表9可知，在模型(5)中，無論被解釋變量為哪種指標，差分GMM和系統(tǒng)GMM模型的二階自相關檢驗的P值均大于10%，且這兩種形式的工具變量的SARGAN檢驗的P值均大于10%，說明兩種工具變量均有效，在都有效的前提下，應該使用系統(tǒng)GMM工具變量。

在模型(5)中，當被解釋變量為研發(fā)投入時，本期研發(fā)費用加計扣除額的系數(shù)為1，在1%的顯著性水平下顯著，說明研發(fā)費用的加計扣除額每增加1%，企業(yè)的研發(fā)投入平均會增加1%；企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠額的系數(shù)不顯著，說明低稅率對研發(fā)投入無重大影響。這可能是享受企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠需要研發(fā)費用達到一定程度，而企業(yè)研發(fā)投入量已經足夠，所以該項優(yōu)惠方式對研發(fā)投入的影響不大。被解釋變量為人力資源素質時，研發(fā)費用加計扣除額和企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠額的系數(shù)不顯著，說明這兩項稅收優(yōu)惠方式對人力資源素質無重大影響。被解釋變量為企業(yè)規(guī)模時，研發(fā)費用加計扣除額的系數(shù)不顯著，說明其對企業(yè)規(guī)模無重大影響。企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠額的系數(shù)為0.083，且在5%的顯著性水平上顯著，說明低稅率優(yōu)惠額每增加1%，企業(yè)規(guī)模平均會提高0.084%。被解釋變量為專利申請數(shù)時，研發(fā)費用加計扣除額的系數(shù)不顯著，說明該項優(yōu)惠方式對專利申請數(shù)無顯著影響；企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠額的系數(shù)為0.013，說明低稅率優(yōu)惠額每增加1%，企業(yè)專利申請數(shù)平均會提高0.013%。被解釋變量為生產設備時，研發(fā)費用加計扣除額的系數(shù)為-0.026，在1%的顯著性水平下顯著，說明研發(fā)費用的加計扣除額每增加1%，企業(yè)的生產設備的投入平均會減少0.026%，這可能是由于研發(fā)費用加計扣除政策導致企業(yè)將大量資金投入研發(fā)從而減少了生產設備的投入。企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠額的系數(shù)均不顯著，說明該項優(yōu)惠方式對企業(yè)生產設備的投入無重大影響。被解釋變量為產品生產時，研發(fā)費用加計扣除額的系數(shù)為0.299，且在1%的顯著性水平上顯著，說明研發(fā)費用的加計扣除額每增加1%，企業(yè)的產品生產平均會增加0.299%。企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠額的系數(shù)為0.149，且在1%的顯著性水平上顯著，說明低稅率優(yōu)惠額每增加1%，產品生產平均會增加0.149%。

表9-1 模型(5)回歸及檢驗結果

表9-2 模型(5)回歸及檢驗結果

(二)效應分析

固定資產加速折舊加快了固定資產的折舊速度，短期內增加了折舊費用，從而減少了應納稅所得額，降低了企業(yè)稅負?；谀Ｐ?4)研究加速折舊對企業(yè)稅負的影響大小。根據(jù)表10可知，交互項的系數(shù)為-0.314，說明加速折舊使得信息技術服務企業(yè)的稅負降低31.4%。因此，固定資產加速折舊使得信息技術服務企業(yè)的稅負降低了5.558個單位。

表10 固定資產加速折舊對企業(yè)稅負的影響

根據(jù)科技競爭力評價指標權重以及企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對這些指標的影響，參考孫健夫和賀佳(2020)[25]的文獻，計算出企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的效應。具體計算公式如下：

Eadd=(Wrdp×θ2rdp+Whrq×θ2?rq+Wens×θ2ens+Wrdo×θ2rdo+Wpre×θ2pre+Wpro×θ2pro)/0.15

Elow=Wrdp×θ3rdp+Whrq×θ3?rq+Wens×θ3ens+Wrdo×θ3rdo+Wpre×θ3pre+Wpro×θ3pro

Eacc=(Wrdp×λrdp+Whrq×λ?rq+Wens×λens+Wrdo×λrdo+Wpre×λpre+Wpro×λpro)/Tacc

(6)

其中，Eadd、Elow、Eacc分別表示每降低1單位企業(yè)稅負研發(fā)費用加計扣除、低稅率、固定資產加速折舊對新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的效應，θ2rdp、θ2?rq、θ2ens、θ2rdo、θ2pre、θ2pro分別表示研發(fā)費用加計扣除政策對研發(fā)投入、人力資源素質、企業(yè)規(guī)模、專利申請數(shù)、生產設備、產品生產的影響，θ3rdp、θ3?rq、θ3ens、θ3rdo、θ3pre、θ3pro分別表示低稅率對研發(fā)投入、人力資源素質、企業(yè)規(guī)模、專利申請數(shù)、生產設備、產品生產的影響，λrdp、λ?rq、λens、λrdo、λpre、λpro分別表示固定資產加速折舊對研發(fā)投入、人力資源素質、企業(yè)規(guī)模、專利申請數(shù)、生產設備、產品生產的影響，Tacc表示實施固定資產加速折舊后企業(yè)所降低的稅負。

通過計算，Eadd的值為1.588，這表明在研發(fā)費用加計扣除的作用下，新一代信息技術服務業(yè)每降低1單位稅負，其科技競爭力會提高1.588個單位，從而驗證了假設2。Elow的值為0.043，這表明在企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠政策作用下，新一代信息技術服務業(yè)每降低1單位稅負，其科技競爭力會提高0.043個單位，從而驗證了假設3。Eacc的值為0，這表明在固定資產加速折舊對提高新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力無顯著影響。

(三)進一步分析

為了進一步分析新一代信息技術服務業(yè)的自身特性對稅收優(yōu)惠政策效應的影響，對引入特征變量的模型(6)進行回歸。在進一步分析中不對固定資產加速折舊和人力資源素質進行分析。企業(yè)所有權性質不隨時間變化而變化，所以當特征變量為企業(yè)所有權性質時，不能用差分GMM工具變量。在自相關檢驗和SARGAN檢驗中差分GMM和系統(tǒng)GMM都適用，在這種情況下，使用系統(tǒng)GMM(2)注：限于篇幅，文中未列表格。。

當被解釋變量為研發(fā)投入時，企業(yè)所得稅低稅率的系數(shù)不顯著，說明在研發(fā)投入方面，企業(yè)所有權性質、創(chuàng)新強度、金融約束都不會對低稅率優(yōu)惠政策的效應產生影響。研發(fā)費用加計扣除額的系數(shù)為正，特征變量為企業(yè)所有權性質時。交互項X×epd的系數(shù)為負，說明研發(fā)費用加計扣除對非國有企業(yè)的促進效果更強；特征變量為企業(yè)創(chuàng)新強度時，交互項X×epd的系數(shù)均不顯著，說明在企業(yè)創(chuàng)新強度不影響研發(fā)費用加計扣除的效應；特征變量為金融約束時，交互項X×epd的系數(shù)均不顯著，說明金融約束不影響研發(fā)費用加計扣除的作用效果。

當被解釋變量為企業(yè)規(guī)模時，研發(fā)費用加計扣除額的系數(shù)不顯著，說明在企業(yè)規(guī)模方面，企業(yè)所有權性質、創(chuàng)新強度、金融約束都不會對研發(fā)費用加計扣除的效應產生影響。企業(yè)所得稅低稅率的系數(shù)為正，特征變量為企業(yè)所有權性質時，交互項X×plt的系數(shù)為正，說明低稅率對國有企業(yè)的促進效果更加明顯；特征變量為企業(yè)創(chuàng)新強度時，交互項X×plt的系數(shù)不顯著，說明低稅率對不同創(chuàng)新強度的企業(yè)無顯著影響；特征變量為金融約束時，交互項X×plt的系數(shù)為正，說明在企業(yè)規(guī)模方面低稅率對較強金融約束的企業(yè)促進效果明顯。

當被解釋變量為專利申請數(shù)時，研發(fā)費用加計扣除額的系數(shù)不顯著，說明在專利申請數(shù)方面，企業(yè)所有權性質、創(chuàng)新強度、金融約束都不會對研發(fā)費用加計扣除的效應產生影響。企業(yè)所得稅低稅率的系數(shù)為正，特征變量為企業(yè)所有權性質時，交互項X×plt的系數(shù)為正，說明低稅率對國有企業(yè)的促進效果更加明顯；特征變量為企業(yè)創(chuàng)新強度時，交互項X×plt的系數(shù)為負，說明低稅率對創(chuàng)新強度較低的企業(yè)促進效果更加明顯；特征變量為金融約束時，交互項X×plt的系數(shù)為正，說明低稅率對較強金融約束的企業(yè)促進效果明顯。

當被解釋變量為生產設備時，企業(yè)所得稅低稅率的系數(shù)不顯著，說明在生產設備方面，企業(yè)所有權性質、創(chuàng)新強度、金融約束都不會對企業(yè)所得稅低稅率的效應產生影響。研發(fā)費用加計扣除的系數(shù)為負，特征變量為企業(yè)所有權性質時，交互項X×epd的系數(shù)為負，說明研發(fā)加計扣除對國有企業(yè)的促進效果更加明顯；特征變量為企業(yè)創(chuàng)新強度時，交互項X×epd的系數(shù)為正，說明研發(fā)加計扣除對創(chuàng)新強度較低的企業(yè)促進效果明顯；特征變量為金融約束時，交互項X×epd的系數(shù)不顯著，說明金融約束不會對研發(fā)費用加計扣除的效果產生影響。

當被解釋變量為產品生產時，研發(fā)費用加計扣除的系數(shù)為正，企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠額的系數(shù)為正，特征變量為企業(yè)所有權性質時，交互項X×epd的系數(shù)為正，說明研發(fā)費用加計扣除對國有企業(yè)的產品生產促進作用更強，交互項X×plt的系數(shù)不顯著，說明企業(yè)所有權性質對研發(fā)費用加計扣除的效果無顯著影響；特征變量為創(chuàng)新強度時，交互項X×epd和X×plt的系數(shù)不顯著，說明創(chuàng)新強度對企業(yè)所得稅無顯著影響；特征變量為金融約束時，交互項X×epd和X×plt的系數(shù)不顯著，說明金融約束對企業(yè)所得稅無顯著影響。

七、主要結論和政策建議

(一)主要結論

1.總體來看，目前的企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策能夠提高新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力水平，但是優(yōu)惠方式對新一代信息技術服務業(yè)科技影響并不全面。研發(fā)費用加計扣除能夠促進相關企業(yè)的研發(fā)投入和產品生產，但是對企業(yè)的人力資源素質、企業(yè)規(guī)模、專利申請數(shù)、生產設備的影響效果并不十分理想；低稅率能夠促進相關企業(yè)的規(guī)模、專利申請數(shù)量、產品生產的提升，但是對企業(yè)的研發(fā)投入、人力資源素質、生產設備無重大影響；固定資產加速折舊對提升企業(yè)科技競爭力無重大影響。

2.企業(yè)所得稅各項優(yōu)惠方式對新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的影響程度差距較大。在不改變企業(yè)稅負的情況下，通過優(yōu)化企業(yè)所得稅優(yōu)惠方式，能夠提高新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力。每降低1單位企業(yè)稅負，研發(fā)費用加計扣除、15%的低稅率、固定資產加速折舊分別提升科技競爭力為1.588、0.043、0。所以說，在降低相同企業(yè)稅負的情況下，對于提升新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力，效應最強的優(yōu)惠方式為研發(fā)費用加計扣除，次之為15%的低稅率，最差為固定資產加速折舊。這可能是因為享有研發(fā)費用加計扣除的限制較少，只需符合研發(fā)費用確認條件即可；低稅率的限制條件尚有一些不合理之處，指引和激勵效果不明顯；固定資產加速折舊本質上只是縮短了固定資產折舊攤銷的年限，從短期來看，企業(yè)的現(xiàn)金流會有少量的增加，然而從長期來看，企業(yè)并沒有因為這個優(yōu)惠政策而得到實質上的優(yōu)惠。

3.信息技術服務企業(yè)的自身特性會影響企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策在其提升科技競爭力方面的效應。整體來看，企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對國有、創(chuàng)新強度小、金融約束大的企業(yè)更能夠促進其科技競爭力的提升。這可能是由以下幾個原因造成的：一是國有企業(yè)的科研人員素質高、生產設備的先進程度高，所以給予稅收優(yōu)惠政策后，其提升科技競爭力的程度更加明顯；二是創(chuàng)新強度小本質上是金融約束大，即資金的短缺，根據(jù)邊際效用遞減規(guī)律，給予這類企業(yè)稅收優(yōu)惠政策后，其提升科技競爭力的程度更加明顯。

(二)政策建議

1.應該針對信息技術服務企業(yè)的專利申請數(shù)和生產設備投入，完善相應的稅收優(yōu)惠政策。一是在《高新技術企業(yè)認定管理辦法》(以下簡稱《辦法》)中應該加強對企業(yè)申請專利申請數(shù)的要求，目前企業(yè)專利申請數(shù)只占到《辦法》的創(chuàng)新能力評價的30%左右，可以適當提高專利申請數(shù)在創(chuàng)新能力評價體系中的比重或者直接在《辦法》中規(guī)定專利申請數(shù)所要達到的要求。二是固定資產加速折舊可以改為固定資產折舊費用按照一定比例加計扣除政策，這樣能夠進一步促進企業(yè)研發(fā)設備的更新?lián)Q代，從而能夠提升新一代信息技術服務業(yè)科技支撐能力。

2.簡化高新技術企業(yè)認定程序。我國對高新技術企業(yè)給予15%的優(yōu)惠稅率征收企業(yè)所得稅。15%優(yōu)惠稅率對新一代信息技術服務業(yè)科技競爭力的評價指標影響較小。究其原因，可能是因為給予15%低稅率優(yōu)惠政策的程序過于繁瑣，從而抵消了該項優(yōu)惠方式的部分引導效果。因此，應該簡化高新技術企業(yè)的認定程序。

3.要根據(jù)企業(yè)的創(chuàng)新意愿和金融約束給予不同的企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策，要引導國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行科學技術方面的交流。根據(jù)企業(yè)的創(chuàng)新意愿和金融約束給予不同的企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策這是出于效率的考量，我國目前財政收支矛盾嚴重，“減稅降費”政策讓財政收入占GDP的比重逐年下降，然而財政剛性支出、經濟下行壓力卻逐漸增加，所以說在給予稅收優(yōu)惠政策時要考慮財政資金的使用效率，要給予那些提升科技競爭力明顯的企業(yè)更多的稅收優(yōu)惠。在考慮效率的同時還應該考慮公平，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的差別是由客觀因素造成的，要引導國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行科學技術方面的交流。