□ 胡善成 靳來群 魏晨雨

作者胡善成，南開大學經(jīng)濟學院博士研究生；（天津 300071）靳來群（通訊作者），寧波大學商學院副教授；（寧波 315211）魏晨雨，寧波市科技信息與發(fā)展戰(zhàn)略研究院科技統(tǒng)計分析部主任。（寧波 315040）

內(nèi)容提要 本文在理論上分析了政府稅收減免能否促進企業(yè)創(chuàng)新以及在這一過程中企業(yè)規(guī)模的作用，并證明了小型企業(yè)具有潛在的“研發(fā)操縱”動機。另外，政府的最低研發(fā)投入門檻會影響大企業(yè)的最優(yōu)研發(fā)投入規(guī)模和小企業(yè)的“研發(fā)操縱”動機。同時本文還利用2015—2018年高新技術(shù)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)：（1）所得稅減免顯著地促進了研發(fā)投入和新產(chǎn)品產(chǎn)值的增長。（2）分企業(yè)規(guī)模發(fā)現(xiàn)，所得稅減免對大型企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值增長的促進作用更加明顯?？紤]可能的內(nèi)生性問題以后也得到一致結(jié)論。（3）研發(fā)強度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響存在雙門檻效應，政府可以適當調(diào)節(jié)不同規(guī)模下的最低研發(fā)投入強度來激勵企業(yè)將研發(fā)維持在最佳區(qū)間。

一、引言

以研發(fā)所得稅減免和補貼為代表的政府研發(fā)激勵政策是國際上慣用的促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的策略（安同良和千慧雄，2021）。我國政府十分重視研發(fā)創(chuàng)新活動，從我國宏觀統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，2018年國家財政科學技術(shù)支出9518.2億元，占當年國家財政支出的比重為4.31%，2018年中國研發(fā)經(jīng)費支出19677.93億元，研發(fā)投入強度為2.19%，而專利申請受理數(shù)4323112件，其中發(fā)明專利受理數(shù)1542002件，占比35.67%，高新技術(shù)企業(yè)及其產(chǎn)業(yè)作為前沿技術(shù)創(chuàng)新的“領(lǐng)頭羊”，一直是備受關(guān)注的重點，同時也是享有政府更低所得稅稅率和更多研發(fā)支持的一類創(chuàng)新主體。就2018年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)創(chuàng)新統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，研究經(jīng)費支出3559.12億元，占全國研發(fā)經(jīng)費支出的18.09%，專利申請數(shù)264736件，發(fā)明專利申請數(shù)137633件，分別占全國申請受理數(shù)的6.12%和8.93%。從總體統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看政府的研發(fā)激勵在促進研發(fā)創(chuàng)新，特別是高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新方面發(fā)揮了積極作用。然而，創(chuàng)新激勵政策除了帶來專利的激增（龍小寧和王俊，2015；黎文靖和鄭曼妮，2016），其引發(fā)的“研發(fā)操縱”問題同樣值得關(guān)注（楊國超等，2017；楊國超和芮萌，2020；馬晶梅等，2020）。①

知識和技術(shù)具有的外部性使得市場機制不能完全發(fā)揮作用。因此，各國政府一般會以稅收優(yōu)惠或者補貼的方式來激勵企業(yè)創(chuàng)新（Bronzini & Iachini，2014；安同良和千慧雄，2021）。我國也于2008年頒布了《高新技術(shù)企業(yè)認定管理辦法》（以下簡稱：《認定辦法》），達到《認定辦法》要求的企業(yè)會享受一系列的優(yōu)惠政策，比如享有15%的稅率（低于一般企業(yè)稅率25%）。想要躋身“高新技術(shù)企業(yè)”行列，其中一項重要條件就是，達到《認定辦法》規(guī)定的研發(fā)強度門檻。根據(jù)企業(yè)的銷售規(guī)模，不同規(guī)模企業(yè)的門檻值分別為6%（小于5000萬元（含））、4%（5000萬元至2億元（含））和3%（2億元以上）。②政府研發(fā)強度門檻值的設定盡管能夠篩選一批高質(zhì)量技術(shù)創(chuàng)新型企業(yè)，但是在政策的激勵下也不乏有企業(yè)進行“研發(fā)操縱”來跨越門檻，從而達到獲得稅收減免的目的。楊國超等（2017）、楊國超和芮萌（2020）、馬晶梅等（2020）利用我國上市公司研發(fā)投入數(shù)據(jù)進行研究就發(fā)現(xiàn)存在著政策激勵下的“研發(fā)操縱”行為。然而，需要指出的是，他們判斷研發(fā)操縱企業(yè)的一個主要標準為研發(fā)強度是否落在“最低門檻值+1%”或“最低門檻值+0.5%”區(qū)間內(nèi)，以此標準來判斷不免存在著一定主觀性。不僅如此，以上市公司為樣本難免會忽略“研發(fā)操縱”存在的規(guī)模異質(zhì)性。據(jù)此，本文首先從理論上分析稅收減免對不同規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新的影響，以及可能誘發(fā)的“研發(fā)操縱”問題。其次，基于寧波高新技術(shù)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)實證分析稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響效果。最后，根據(jù)理論和實證結(jié)果提出具體的建議。

二、文獻述評

技術(shù)創(chuàng)新在推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展方面的重要性不言而喻，而技術(shù)在傳播過程中具有溢出效應，這種正的外部性意味著政府在激勵技術(shù)創(chuàng)新方面大有可為。各國政府也積極通過建立和完善知識產(chǎn)權(quán)法以及通過對創(chuàng)新活動進行補貼或者稅收減免來激勵創(chuàng)新創(chuàng)造。因此，學界關(guān)于政府研發(fā)激勵與創(chuàng)新關(guān)系的研究十分豐富。然而就研究結(jié)論而言卻各不相同。主要可分為三類：一是促進論，相關(guān)研究認為政府的激勵政策提高了創(chuàng)新主體的積極性，同時稅收優(yōu)惠還能緩解融資約束和分擔風險，有助于增加研發(fā)投入（朱平芳和徐偉民，2003；Takalo & Tanayama，2010；李彥龍，2018）。以貸款貼息、專利資助以及出口退稅為代表的研發(fā)補貼政策和產(chǎn)業(yè)政策，還能一定程度彌補因知識產(chǎn)權(quán)保護不足而對研發(fā)創(chuàng)新造成的負面影響，進而激勵發(fā)展中國家企業(yè)積極開展創(chuàng)新活動（陳林和朱衛(wèi)平，2008；張杰等，2015；余明桂等，2016）。二是抑制論，持有該觀點的研究認為，政府的研發(fā)激勵會使得企業(yè)形成依賴心理，進而會擠出企業(yè)自身的研發(fā)投入（G?rg & Strobl，2007；許治等，2012；Yu et al.，2016）。三是不明確或非線性論，持該觀點的研究認為政府的研發(fā)激勵政策效果取決于研發(fā)“擠出效應”與“擠入效應”的相對程度（李苗苗等，2014；Montmartin & Herrea，2015：俞立平和鐘昌標，2020），并且存在著R&D補貼的最優(yōu)規(guī)模，不同的補貼模式（“競爭式”或“普惠式”）存在各自的優(yōu)勢區(qū)間（安同良和千慧雄，2021）。

此外，還有部分文獻認為政府的研發(fā)激勵政策效果存在行業(yè)異質(zhì)性（Lee & Hwang 2003），并且與企業(yè)規(guī)模（Pere，2013）、產(chǎn)業(yè)類型（陸國慶等，2014）、企業(yè)鏈位置（李杰等，2018）以及所有制性質(zhì)相關(guān)（黃志雄，2018）。這些文獻表明規(guī)模小、屬于新型產(chǎn)業(yè)、位于企業(yè)鏈下游以及具有國有性質(zhì)的企業(yè)，政府的研發(fā)激勵政策促進效果會更為明顯。而隨著政府研發(fā)激勵強度的不斷加大，因信息不對稱、創(chuàng)新能力評價體系不健全以及尋租問題的存在，政府的高研發(fā)激勵與專利數(shù)量高增長而質(zhì)量低下的矛盾日益凸顯（周海濤和張振剛，2015；黎文靖和鄭曼妮，2016；張杰等，2016；楊國超等，2017；蔡紹洪和俞立平，2017）。針對這一矛盾部分文獻開始關(guān)注政府研發(fā)激勵政策的不同特征造成的差異性，李奎和張躍（2019）認為普惠性的后補助政策對企業(yè)研發(fā)具有凈引致效應，而陳強遠等（2020）研究認為支持型政策能夠同時促進企業(yè)專利數(shù)量的增長和質(zhì)量的提高，而普適型政策僅會促進企業(yè)專利數(shù)量的增長。容易看到，政府研發(fā)激勵政策與創(chuàng)新的關(guān)系在學界仍存在較大爭議。因此，需要提供更為細致的經(jīng)驗證據(jù)。

高新技術(shù)企業(yè)及其產(chǎn)業(yè)作為企業(yè)和行業(yè)中前沿技術(shù)創(chuàng)新的“領(lǐng)頭羊”，是各國政府關(guān)注的重點，同時也是享有研發(fā)激勵政策最多的創(chuàng)新主體。因此，高新技術(shù)企業(yè)及其行業(yè)創(chuàng)新能力和影響該創(chuàng)新能力的因素研究也就備受關(guān)注。就國內(nèi)研究而言，少數(shù)文獻利用高新技術(shù)上市公司數(shù)據(jù)或通過機器學習技術(shù)收集和匹配相關(guān)數(shù)據(jù)，就政府研發(fā)激勵對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的影響展開實證研究（陳遠燕等，2018；陳強遠等，2020）。與此同時，也有部分研究關(guān)注到了高新技術(shù)企業(yè)“研發(fā)操縱”問題，楊國超等（2017）、楊國超和芮萌（2020）、馬晶梅等（2020）利用上市公司數(shù)據(jù)研究認為，以政府“高新技術(shù)企業(yè)認定”為代表的激勵政策引起了企業(yè)的研發(fā)操縱。陳強遠等（2020）則認為“高新技術(shù)企業(yè)認定”等支持型政策，不僅激勵了企業(yè)提升技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量，還提升了創(chuàng)新質(zhì)量。張瀚禹和吳振磊（2022）也得出類似結(jié)論，認為高新技術(shù)企業(yè)認定政策顯著提高了企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量，不存在策略性創(chuàng)新行為，但在政策達標線附近的“研發(fā)操縱”區(qū)間內(nèi)，認定政策會抑制企業(yè)創(chuàng)新。通過對前期研究的比較可以發(fā)現(xiàn)，“高新技術(shù)企業(yè)認定”政策激勵企業(yè)創(chuàng)新的效果尚存在爭議，這可能源于數(shù)據(jù)和方法上的差異，同時，也意味著存在繼續(xù)討論的空間。

根據(jù)內(nèi)生增長理論以及實踐中的創(chuàng)新一般過程（研發(fā)投入→中間產(chǎn)品（專利）→新產(chǎn)品產(chǎn)值），若企業(yè)為獲得高新技術(shù)企業(yè)的政策優(yōu)惠，而虛增了研發(fā)投入，那么虛增的直接后果是不能增加高質(zhì)量專利或新產(chǎn)品產(chǎn)值，則對提高企業(yè)的生產(chǎn)效率不起作用。這就為評估政策激勵的效果以及是否存在“研發(fā)操縱”提供了依據(jù)。本文接下來的安排如下：第三部分通過簡易的數(shù)理模型來說明稅收減免如何影響企業(yè)創(chuàng)新以及其中可能存在的“研發(fā)操縱”問題；第四部分為計量模型設定與實證分析；第五部分為結(jié)論與啟示。

三、理論分析

為了進一步揭示稅收減免對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文構(gòu)建數(shù)理模型進一步說明。假設行業(yè)中只有兩個企業(yè)，一個為大企業(yè)，一個為小企業(yè)?？紤]一個兩階段博弈，在第一階段行業(yè)的技術(shù)水平為T，即生成一單位產(chǎn)品需要投入的成本為T。該行業(yè)的產(chǎn)品需求為：Q=Qb+Qs。其中，Qb和Qs分別代表大企業(yè)和小企業(yè)面臨的產(chǎn)量。行業(yè)需求在兩個階段都保持不變。假設大企業(yè)在第一階段因規(guī)模優(yōu)勢可以選擇研發(fā)投資：Cb＞C。其中，C為政府設定的獲得稅收優(yōu)惠所需的最低研發(fā)投入門檻，創(chuàng)新具有完全知識產(chǎn)權(quán)保護，在第二階段大企業(yè)會因創(chuàng)新使得邊際成本降至T/λ（Cb），其中，λ（*）＞1就度量了研發(fā)的技術(shù)進步效應，且λ′（*）＞0。同時，因大企業(yè)在第一階段開展研發(fā)創(chuàng)新，第二階段會收到政府的稅收減免R（Cb），滿足R′（Cb）＞0，即企業(yè)研發(fā)投資越多，得到的稅收減免也越多。因此，大企業(yè)在第二階段的實際利潤可記為：πb=（pb-λb-1T）Qb+R（Cb）-Cb。小企業(yè)的利潤為πs=（ps-T）Qs。假定在第二階段大企業(yè)是價格領(lǐng)導者先定價，小企業(yè)是追隨者。小企業(yè)面臨的問題是最大化利潤πs，可以得到一階條件：

由式（1）可得到小企業(yè)的反應函數(shù)：ps=ρ（pb）。在給定反應函數(shù)的條件下，大企業(yè)面臨的問題是：

因此，一階條件為：

聯(lián)合式（1）和式（3）即可得到第二階段的均衡價格：（pb*（Cb），ps*（Cb）），亦即企業(yè)的最優(yōu)應對策略。

接下來本文將分析大企業(yè)在第一階段的最優(yōu)研發(fā)投資水平以及小企業(yè)可能存在的研發(fā)操縱動機。在完全信息下，大企業(yè)能夠在第一階段正確預見自己的最終利潤為：

πtb可以理解為毛利潤。最優(yōu)的研發(fā)投資Cb*需要滿足一階條件：

式（5）就刻畫了政府稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)最優(yōu)研發(fā)決策的影響以及大小企業(yè)之間的互動機制所起到的作用。由式（3）可知，。將式（5）進一步寫為：

其中，?pb/?Cb刻畫了大企業(yè)在第一期的研發(fā)行為對自身均衡定價的影響，?ps/?pb刻畫了小企業(yè)對大企業(yè)均衡價格的改變做出的反應，?πtb/?ps刻畫了小企業(yè)均衡價格的改變對大企業(yè)利潤造成的影響。由于第一階段Cb的增加會使得大企業(yè)第二階段獲得相應的技術(shù)進步，降低了邊際成本，因此，大企業(yè)會傾向于制定更低的價格來占據(jù)市場，即：?pb/?Cb＜0。而大企業(yè)是價格領(lǐng)導者，大企業(yè)和小企業(yè)的價格會同方向變化，?ps/?pb＞0。同時，小企業(yè)價格的增加會導致大企業(yè)利潤的增加，?πtb/?ps＞0，這就意味著。為了便于比較，假定沒有稅收優(yōu)惠時，最優(yōu)的研發(fā)投資水平為，則滿足：

由于R′（Cb）＞0，則式（7）所示的等式右邊要大于式（6）的右邊，在邊際收益遞減規(guī)律的作用下，則有＜Cb*，這就意味著稅收優(yōu)惠機制的存在會促進大企業(yè)增加第一階段研發(fā)，進而促進大企業(yè)的技術(shù)進步。同時也意味著當政府提高稅收優(yōu)惠門檻致使Cb＜C時，那么大企業(yè)將會在第一階段降低最優(yōu)研發(fā)投入。

通過上述分析過程可知，大企業(yè)總可以在第一階段適當調(diào)整研發(fā)投資的規(guī)模，使得其在第二階段的定價略高于小企業(yè)的邊際成本，進而迫使小企業(yè)退出市場。將此時的研發(fā)投資規(guī)模記為，相應的價格為pb（）＞T，稱之為限制定價。此時，小企業(yè)的利潤記為πs（）＜0。因此，小企業(yè)若想留在市場，也需要在第一階段進行研發(fā)投資，記為Cs。假設由于小企業(yè)處在規(guī)模劣勢，在第一階段進行研發(fā)投入時無法一次性達到政府設定的獲得稅收優(yōu)惠所需的最低研發(fā)投入門檻水平C，即：Cs＜C。小企業(yè)在第二階段的利潤記為πs′=（ ps-λs-1（Cs）T）Qs-Cs，若此時因大企業(yè)的限制價格策略存在依然使得πs′≤0，即小企業(yè)獲得的毛利潤不足以彌補研發(fā)成本的情況，那么小企業(yè)就有動機進行研發(fā)操作，通過調(diào)整會計科目虛假增加研發(fā)投入，進而獲得稅收優(yōu)惠R（），其中，=Cs+△C≥C?！鰿＞0代表了虛增的研發(fā)量，門檻設定的越高，虛增的量也就越大。此時的利潤記為：

根據(jù)式（8）當πs″＞πs′時，小企業(yè)就有動機進行研發(fā)操縱。同時，式（8）也意味著，小企業(yè)的實際技術(shù)水平依然為λs-1（Cs），而非λs-1（），反映出了虛增的研發(fā)并不會帶來技術(shù)進步的事實。另外，可以通過重復上述兩階段博弈過程得到均衡價格：（pb*（Cb，Cs），ps*（Cb，Cs）），不再贅述。綜合以上分析提出如下待驗證假設：

假設：政府所得稅減免對研發(fā)創(chuàng)新的影響與企業(yè)規(guī)模有關(guān)，對大企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的促進作用更加明顯，而小企業(yè)存在潛在的“研發(fā)操縱”動機。不僅如此，政府制定的最低研發(fā)投入門檻也會影響到企業(yè)創(chuàng)新以及“研發(fā)操縱”。

四、計量模型與實證分析

（一）企業(yè)的研發(fā)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)與分析

浙江省的創(chuàng)新能力一直排在全國前列，根據(jù)北京大學企業(yè)大數(shù)據(jù)研究中心關(guān)于中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)研究報告顯示，2020年浙江省創(chuàng)新指數(shù)排在省級第3位，寧波市創(chuàng)新指數(shù)排在地級第9位，省內(nèi)第2位。③因此，選擇寧波高新技術(shù)企業(yè)為樣本，具有一定代表性，并且本文使用的數(shù)據(jù)時間維度是從2015年至2018年，數(shù)據(jù)中包含比較完備的企業(yè)稅收減免、企業(yè)研發(fā)投入以及新產(chǎn)品產(chǎn)值指標，每年樣本量達到1000個左右，不同規(guī)模企業(yè)的分布也相對比較均勻，具體可見表1中的統(tǒng)計。完備的微觀面板數(shù)據(jù)為本文的研究內(nèi)容提供了數(shù)據(jù)支撐。同時，本文也以期通過分析寧波高新技術(shù)企業(yè)稅收減免對企業(yè)創(chuàng)新的影響，達到“見微知著”的作用。本文使用的微觀數(shù)據(jù)由寧波市科技信息與發(fā)展戰(zhàn)略研究院的“科技大腦”數(shù)據(jù)服務平臺給予支持。

根據(jù)《認定辦法》的劃分標準，以5000萬元和2億元為門檻值將高新技術(shù)企業(yè)的規(guī)模劃分為三個層次。其中，低于5000萬元（含）的記為scale=1，介于5000萬元與2億元（含）之間的記為scale=2，大于2億元的記為scale=3。根據(jù)2016年新版的認定辦法，sacle=1的研發(fā)強度最低不小于5%，相比于2016年之前降低了1%，降低門檻的初衷在于促進中小企業(yè)創(chuàng)新。scale=2的研發(fā)強度不低于4%，scale=3的企業(yè)不低于3%。除了研發(fā)強度，對于研發(fā)科技人員也有了規(guī)定，占總從業(yè)人員的比重不低于10%。本文首先根據(jù)楊國超和芮萌（2020）的研究，統(tǒng)計研發(fā)強度在[T，T+1%]之間的樣本，初步判斷是否存在研發(fā)操縱企業(yè)。其中，T為管理辦法規(guī)定的最低研發(fā)強度門檻值。2015年至2018年的研發(fā)要素占比和研發(fā)操縱企業(yè)分布如表1所示。

表1 2015—2018年高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)要素統(tǒng)計

跟據(jù)表1中的統(tǒng)計信息，2015年至2018年，scale=1的企業(yè)的R&D投入強度均值分別為9.14%、9.34%、8.88%和8.96%，主要集中在[8%，10%]區(qū)間內(nèi)。比規(guī)定的scale=1企業(yè)所需要的最低研發(fā)強度高約3或4個百分點?？萍既藛T占比分別為28.22%、29.91%、27.86%和30.55%，超過最低科技人員占比10個百分點以上。[T,T+1%]樣本，樣本占比分別為：9.68%、19.29%、17.08%和15.83%。scale=2的企業(yè)的R&D投入強度均值分別為5.35%、5.60%、5.72%和5.85%，基本處在[5%，6%]區(qū)間內(nèi)，比規(guī)定的scale=2企業(yè)所需要的最低研發(fā)強度高約1或2個百分點。科技人員占比分別為21.46%、20.64%、19.71%和20.41%，基本高于科技人員最低要求10個百分點。[T，T+1%]樣本占比分別為40.16%、40.39%、44.49%和38.56%。scale=3的企業(yè)的R&D投入強度均值分別為3.96%、4.19%、4.10%和4.36%，高于規(guī)定的最低研發(fā)投入強度約1個百分點?？萍既藛T占比分別為：21.10%、19.84%、19.11%和18.99%，總體來看也高于最低科技人員占比要求約10個百分點。[T，T+1%]樣本占比分別為：47.50%、53.99%、53.68%和51.90%。容易看到，若僅僅以[T，T+1%]為判斷是否是研發(fā)操縱的企業(yè)，那么，scale=2和scale=3的企業(yè)占比更高，表明大企業(yè)更有可能是研發(fā)操縱企業(yè)。這與本文的理論揭示的結(jié)果似乎相悖。這其中的明顯原因在于研發(fā)操縱區(qū)間的設定太過主觀。不僅如此，接近最低門檻值的研發(fā)強度很有可能是大部分企業(yè)比較合適的區(qū)間，若僅依靠主觀劃分很有可能將最優(yōu)研發(fā)區(qū)間錯認為研發(fā)操縱區(qū)間。基于此，本文接下來將利用計量模型做進一步的分析。

（二）計量模型與變量說明

圖1展示了企業(yè)獲得的所得稅減免額度與企業(yè)研發(fā)和新產(chǎn)品產(chǎn)值之間的擬合關(guān)系。比較明顯的是，所得稅減免額的對數(shù)與企業(yè)研發(fā)投入對數(shù)和新產(chǎn)品產(chǎn)值對數(shù)之間均呈現(xiàn)了線性關(guān)系。因此，本文構(gòu)建式（9）所示的計量模型進一步檢驗所得稅減免對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的影響效果：

圖1 企業(yè)所得稅減免額與企業(yè)研發(fā)投入和新產(chǎn)品產(chǎn)值關(guān)系擬合圖

其中，因變量innovationict代表地區(qū)c的企業(yè)在時期t的創(chuàng)新水平。具體包含：創(chuàng)新高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入對數(shù)（lnrdict）和新產(chǎn)品產(chǎn)值對數(shù)（lnnewpict）。因高新技術(shù)企業(yè)可能存在研發(fā)操縱行為，僅僅以研發(fā)投入的增加來判斷稅收減免是否對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生了積極影響，容易引起誤判。因為研發(fā)投入可能是虛增的，并不代表企業(yè)真實的創(chuàng)新水平。根據(jù)創(chuàng)新的一般過程（研發(fā)投入→專利→新產(chǎn)品），除了以研發(fā)投入作為衡量企業(yè)創(chuàng)新水平的指標外，常用的就是用專利和新產(chǎn)品來反映。而專利一方面在申請的時候會受到人為因素的干擾（黎文靖和鄭曼妮，2016），另一方面專利數(shù)量的高低也不能完全體現(xiàn)創(chuàng)新水平，因為有的企業(yè)專利雖少，但質(zhì)量很高。而且申請專利盡管會受到知識產(chǎn)權(quán)的保護，但也會受到保護的期限和費用的影響，有的企業(yè)可能有新技術(shù)卻不去申請。企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新的主要目的在于獲得研發(fā)紅利，即研發(fā)所能帶來的創(chuàng)新價值。而新產(chǎn)品產(chǎn)值則是對創(chuàng)新價值的有效度量。為此，本文選擇新產(chǎn)品產(chǎn)值作為企業(yè)創(chuàng)新的主要度量指標。lntaxfreeict代表享受高新技術(shù)企業(yè)所得稅減免額對數(shù)。Xi代表控制變量集合。本文的控制變量有：人力資本，用具有中級及其以上技術(shù)職稱人員數(shù)度量；企業(yè)債務狀況，用負債與銷售收入之比度量。除此之外，還包括因子變量集合，包括科技活動是否有政府資金、是否有對外直接投資以及是否有產(chǎn)品出口。λi代表企業(yè)個體固定效應，ηt代表時間固定效應，αc代表地區(qū)效應，εict代表隨機誤差項。具體變量的說明和統(tǒng)計特征列在表2中。

表2 變量說明與統(tǒng)計描述

（三）實證結(jié)果分析

1.基本回歸結(jié)果

依據(jù)計量方程式（9），采用面板FE模型得到如表3所示結(jié)果。列（1）顯示，在1%的顯著性水平下，所得稅減免的研發(fā)投入彈性為0.113。列（2）在加入控制變量后，彈性變?yōu)?.109。在依次控制時間效應和地區(qū)效應后，在1%的顯著性水平下，彈性系數(shù)依次為0.072和0.071，表明時間效應在所得稅減免對研發(fā)的影響過程中起到了一定作用，而地區(qū)效應的影響相對并不明顯。同時也說明了不考慮規(guī)模因素，總體而言政府對高新技術(shù)企業(yè)的所得稅減免顯著促進了企業(yè)研發(fā)投入增長，所得稅減免額每提高1%，研發(fā)投入增加0.071%。以上結(jié)果初步顯示政府的稅收減免起到了促進高新技術(shù)創(chuàng)新的作用。支持了政府研發(fā)補貼促進論的觀點（陳遠燕等，2018；陳強遠等，2020）：政府對高新技術(shù)企業(yè)進行補貼有助于緩解創(chuàng)新面臨的融資約束以及知識產(chǎn)權(quán)保護不健全情況下因知識溢出造成的個人收益與社會收益不對等問題。而也有研究指出，高新技術(shù)企業(yè)存在研發(fā)操縱問題，企業(yè)為獲得高新技術(shù)企業(yè)的種種優(yōu)惠政策，會虛增研發(fā)支出，這種情況下僅以研發(fā)投入作為創(chuàng)新的度量指標可能會造成估計上的偏差。為此，本文用新產(chǎn)品產(chǎn)值對數(shù)lnnewp來替換研發(fā)投入對數(shù)lnrd，得到列（5）至列（8）所示的結(jié)果。

表3 所得稅減免與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新

在控制了其余變量、個體效應、時間效應以及地區(qū)效應后，在1%的顯著性水平下，所得稅減免依然對新產(chǎn)品產(chǎn)值有著顯著地正向促進作用，稅收減免額每增加1%，新產(chǎn)品產(chǎn)值提升0.079%，與對研發(fā)投入的促進效果基本吻合。因此，可初步得出結(jié)論，政府的所得稅減免促進了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新。根據(jù)理論分析過程，小規(guī)模企業(yè)更有可能進行研發(fā)操縱，這也意味著不分規(guī)模進行考察，也有可能會夸大所得稅減免的促進效應。本文接下來將會分企業(yè)規(guī)模展開進一步的討論。

另外，從其余控制變量來看，人力資本對企業(yè)創(chuàng)新起著明顯的促進作用，這與預期一致。企業(yè)債務的增加將顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新，這也印證了政府補貼可以通過緩解企業(yè)融資問題來激勵創(chuàng)新。

為檢驗企業(yè)規(guī)模在所得稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的影響過程中的效果，我們根據(jù)《認定辦法》的劃分標準，將高新技術(shù)企業(yè)劃分為大型企業(yè)（scale=3）、中型企業(yè)（scale=2）和小型企業(yè)（scale=1）。分組回歸結(jié)果如表4所示。列（1）至列（3）以研發(fā)投入對數(shù)lnrd為因變量，容易看到，在1%的顯著性水平下，大型企業(yè)、中型企業(yè)和小型企業(yè)所得稅減免的研發(fā)投入彈性分別為0.068、0.057和0.076，彈性大小相差不大，中型企業(yè)略小。從研發(fā)投入角度，所得稅減免對不同規(guī)模的企業(yè)創(chuàng)新均有促進作用。以新產(chǎn)品產(chǎn)值為因變量，回歸結(jié)果如列（4）至列（6）所示，在5%的顯著性水平下，所得稅減免只對中型企業(yè)和大型企業(yè)起促進作用，彈性系數(shù)分別為0.068和0.058。在10%的顯著性水平下，小型企業(yè)的所得稅對新產(chǎn)品產(chǎn)值的彈性系數(shù)為0.072。根據(jù)楊國超等（2017）、馬晶梅等（2020）利用上市企業(yè)數(shù)據(jù)得出的結(jié)論，政府的所得稅減免增加了高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)操縱的可能，再結(jié)合本文的理論分析過程和實證結(jié)果，我們可以得出一個比較謹慎的結(jié)論：政府對高新技術(shù)企業(yè)的所得稅減免對企業(yè)的創(chuàng)新影響存在規(guī)模異質(zhì)性，但是否存在研發(fā)操縱還需要進一步的檢驗。

表4 企業(yè)規(guī)模的創(chuàng)新效果異質(zhì)性

表1的統(tǒng)計結(jié)果說明不同規(guī)模高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入強度存在差異，那么不同規(guī)模企業(yè)的研發(fā)和新產(chǎn)品產(chǎn)值的差異有多大呢？為此，本文根據(jù)《認定辦法》生成了代表不同規(guī)模的虛擬變量，其中medscale=1代表的是企業(yè)銷售規(guī)模介于5000萬元與2億元（含）之間，bigscale=1代表大于2億元，列（7）和列（8）報告了具體回歸結(jié)果。相比小型企業(yè)（低于5000萬元（含）），中型企業(yè)的“研發(fā)溢價”約為18%，大型企業(yè)的“研發(fā)溢價”為43%。而“新產(chǎn)品溢價”中型企業(yè)為43%，大型企業(yè)為76%。因此，總體而言，大中型企業(yè)占據(jù)更大優(yōu)勢。

為進一步驗證政府所得稅減免對企業(yè)創(chuàng)新的影響存在規(guī)模異質(zhì)性，我們進一步利用GMM方法對計量方程式（9）進行重新估計。同時考慮到，政府的所得稅減免與企業(yè)創(chuàng)新之間可能存在著雙向因果，以及研發(fā)創(chuàng)新存在時間上的慣性，參考王貴東（2017）的做法，利用所得稅減免的一階滯后作為工具變量，得到表5所示的回歸結(jié)果。列（1）至列（4）未加入因變量的滯后項。結(jié)果顯示，在全樣本下，所得稅減免對新產(chǎn)品產(chǎn)值的彈性系數(shù)在1%的顯著性水平下為0.565，表明總體而言所得稅減免促進了企業(yè)創(chuàng)新?？紤]規(guī)模因素后，在1%的顯著性水平下，所得稅減免只對大型企業(yè)起到了促進作用。列（5）至（8）加入了因變量的滯后項，采用一步系統(tǒng)GMM得到的回歸結(jié)果。結(jié)果同樣顯示，所得稅減免對中小型新產(chǎn)品產(chǎn)值的影響雖然為正，但在統(tǒng)計上并不顯著。相比之下，對大型企業(yè)的促進效果更為明顯。

表5 穩(wěn)健性回歸結(jié)果

2.進一步穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗本文的研究結(jié)論，本文利用全要素生產(chǎn)率（TFP）作為因變量進行再次回歸。選擇全要素生產(chǎn)率作為因變量是基于以下考慮：企業(yè)若進行研發(fā)操縱更多可能是虛報研發(fā)投入的規(guī)模，全要素生產(chǎn)率的提升不僅代表著生產(chǎn)效率的提升，也反映著生產(chǎn)技術(shù)的進步，如果所得稅減免帶來的是高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)操縱，并非實質(zhì)性創(chuàng)新，那么對全要素生產(chǎn)率的提升將不會起到明顯的促進作用。

在測算TFP值以及進行實證分析之前，首先需要對資本和勞動的產(chǎn)出彈性進行估計。微觀層面的要素產(chǎn)出彈性通常采用OP或LP估計方法。后續(xù)研究又對OP和LP方法進行了改進，主要是提高了估計效率以及克服了自相關(guān)、異方差和滯后項作為工具變量引起的信息損失問題。本文在表6中列出了包括：最小二乘（OLS）、固定效應（FE）、隨機前沿（SFA）、修正的OP、LP和一步GMM估計方法的估計結(jié)果。綜合以上方法的估計結(jié)果，可以看到勞動和資本的產(chǎn)出彈性的大小比較穩(wěn)定。考慮到在短面板數(shù)據(jù)中，Wooldridge（2009）的估計方法更具優(yōu)勢，不僅估計效率較高，且考慮了自相關(guān)和異方差問題。因此，本文在測算TFP時采用Wrdg方法估計出彈性。其中，勞動的彈性為0.394，資本的彈性為0.746。假設生產(chǎn)函數(shù)滿足CD函數(shù)形式：Yi=TFPistaffiαassetiβ，即可計算出TFP值。其中，staff和asset分別代表職工數(shù)量和資本存量。

表6 生產(chǎn)要素的產(chǎn)出彈性的估計

本文參照王貴東（2017）的研究思路用全要素生產(chǎn)率對數(shù)值（lnTFP）作為因變量得到表7所示的結(jié)果，在全樣本和1%的顯著性水平下，所得稅減免對全要素生產(chǎn)率有著明顯的提升作用，所得稅減免每提高1%，TFP增加0.017%。在考慮企業(yè)規(guī)模的情況下，本文發(fā)現(xiàn)所得稅減免對小型企業(yè)和大型企業(yè)的TFP提升的促進作用相對明顯，這個結(jié)果與文中用新產(chǎn)品產(chǎn)值的對數(shù)作為因變量得到的結(jié)果略有不同。所得稅減免對中小企業(yè)的作用效果表現(xiàn)出了不穩(wěn)定性，這可能是因為TFP與新產(chǎn)品產(chǎn)值所代表的技術(shù)進步內(nèi)涵存在差異。TFP體現(xiàn)了生產(chǎn)過程的技術(shù)進步，包含范圍更廣，而新產(chǎn)品主要體現(xiàn)在創(chuàng)新過程。同時，也正如文中理論分析所揭示的，政府的所得稅減免有可能增加小企業(yè)進行研發(fā)操縱的動機，小企業(yè)研發(fā)投入的“虛虛實實”也導致了回歸結(jié)果的不穩(wěn)定性。但這不影響本文得出謹慎性結(jié)論，在以銷售收入2億元作為劃分大型企業(yè)的標準下，政府的所得稅減免對大型企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新起到了應有的促進作用。

表7 進一步的穩(wěn)健性檢驗

3.政策標準與企業(yè)創(chuàng)新行為

為了說明研發(fā)政策標準可能誘發(fā)小企業(yè)進行研發(fā)操縱，進而影響到創(chuàng)新行為。本文采用模糊斷點的方法進一步檢驗。具體做法如下：根據(jù)2016年政府對高新技術(shù)企業(yè)規(guī)定的研發(fā)強度標準，小型規(guī)模高新技術(shù)企業(yè)（低于5000萬元（含））的研發(fā)強度至少達到5%，以此為斷點c，記為c=5%。狀態(tài)處理變量記為Di，Di=1代表小型規(guī)模企業(yè)，Di=0代表其它類型企業(yè)。同時，記Ti=I（c≥5%），由于樣本中達到這一標準的并非一定是小規(guī)模企業(yè)，即Di與Ti相關(guān)，但不相等，因此，適合模糊斷點回歸。創(chuàng)新結(jié)果變量記為Yi，Yi1代表Di=1時的創(chuàng)新產(chǎn)出，Yi0代表Di=0時的創(chuàng)新產(chǎn)出。政策標準帶來的創(chuàng)新產(chǎn)出變化的局部平均處理效應記為LATE，則有：

其中，rdsi代表研發(fā)強度，具體回歸中以百分比表示。對式（10）的估計借鑒Calonico et al.（2020）的做法利用非參數(shù)方法進行估計。具體估計結(jié)果如表8所示。

表8 斷點回歸結(jié)果

圖2展示了驅(qū)動變量研發(fā)投入強度與新產(chǎn)品產(chǎn)值的關(guān)系圖，可以直觀看到新產(chǎn)品產(chǎn)值在斷點的右側(cè)出現(xiàn)了明顯的向下跳躍，初步表明，在5%的研發(fā)投入強度標準下，小規(guī)模企業(yè)有一定的研發(fā)操縱動機，從而使得新產(chǎn)品產(chǎn)值出現(xiàn)明顯下降。表8報告了具體的回歸結(jié)果，由列（1）中的回歸結(jié)果可知，第一階段回歸中，在1%的顯著性水平下，驅(qū)動變量研發(fā)投入強度對企業(yè)規(guī)模（是否為小規(guī)模企業(yè)）的影響為正，充分說明以研發(fā)投入強度標準斷點可以作為企業(yè)規(guī)模的工具變量。在根據(jù)最小均方誤差得到最優(yōu)帶寬后，斷點左右側(cè)的樣本分別為883和613個，局部處理效應為-2.901（P值為0.064，接近5%的顯著性水平）。因此，回歸結(jié)果意味著小型企業(yè)數(shù)量的增加會降低新產(chǎn)品產(chǎn)值，也佐證了小規(guī)模企業(yè)可能更具研發(fā)操縱動機。列（2）中本文以生產(chǎn)率lnTFP為因變量也得到類似結(jié)果，小企業(yè)對生產(chǎn)率的提升作用并不明顯。

圖2 研發(fā)投入強度與新產(chǎn)品產(chǎn)值

4.最優(yōu)研發(fā)投入?yún)^(qū)間分析

理論分析揭示了政府的最低門檻標準可能會影響到企業(yè)是否進行研發(fā)創(chuàng)新以及研發(fā)操縱。不僅如此，政府的最低門檻標準同樣會影響到企業(yè)的最優(yōu)研發(fā)投入水平。因此，最優(yōu)研發(fā)區(qū)間的確定有助于判斷企業(yè)的研發(fā)投入水平是否處在最優(yōu)研發(fā)投入?yún)^(qū)間之內(nèi)，進而做出適當調(diào)整。本文根據(jù)Hansen（1999）提出的門檻模型，以單一門檻為例，建立如下計量模型：

其中，γ為企業(yè)研發(fā)投入強度的門檻值?？紤]到生產(chǎn)率度量技術(shù)進步更具綜合性，具體回歸時以lnTFP為因變量?；貧w結(jié)果如表9所示。根據(jù)F統(tǒng)計量檢驗結(jié)果可知，存在兩個門檻值，分別為4.594%和7.485%。

表9 最優(yōu)研發(fā)強度門檻值估計與檢驗

根據(jù)計量方程式（11）得到如表10所示的回歸結(jié)果，當rds≤4.594%時，對lnTFP影響的回歸系數(shù)為0.048，當4.594%7.485%時，回歸系數(shù)為0.013，不難發(fā)現(xiàn)，隨著研發(fā)強度超過門檻值，對生產(chǎn)率提升的作用在減弱，即存在著促進效果的邊際遞減現(xiàn)象，也意味著存在研發(fā)投入強度的最佳區(qū)間。其所蘊含的政策含義也是明顯的，政府可以適當調(diào)整最低門檻值來引導高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入強度維持在最佳區(qū)間內(nèi)。結(jié)合門檻回歸結(jié)果和高新技術(shù)企業(yè)3%的研發(fā)投入強度門檻要求，處在[3%，4.594%]之間的邊際效果最大，同時根據(jù)表1中的統(tǒng)計結(jié)果，從均值來看小型企業(yè)的研發(fā)投入強度處在[8%，10%]之間，中型企業(yè)處在[5%，6%]之間，而大型企業(yè)約為4%。大中型企業(yè)總體處在這個范圍之內(nèi)，而小型企業(yè)偏離較大。一方面說明大中型企業(yè)的研發(fā)投入強度可能已是最佳范圍，而小企業(yè)的偏離可能因其選擇研發(fā)操縱而造成虛增。一般而言，企業(yè)的投入強度會隨著政府的門檻值調(diào)整而正向調(diào)整，從邊際效果最大的角度，政府可以在規(guī)避研發(fā)操縱的基礎(chǔ)上降低小企業(yè)的準入門檻，同時適當提高大企業(yè)準入門檻，以便引導小企業(yè)處在效果最佳區(qū)間，同時鼓勵大企業(yè)承擔更多的研發(fā)投入任務。

表10 門檻回歸結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

政府的研發(fā)激勵政策效果一直頗具爭議，特別是高新技術(shù)企業(yè)的“研發(fā)操縱”問題引起了重點關(guān)注。本文首先從理論上分析了政府稅收減免對不同規(guī)模企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新帶來的影響以及可能引發(fā)的企業(yè)“研發(fā)操縱”問題，揭示了小型企業(yè)存在“研發(fā)操縱”動機。同時，理論還揭示了政府的最低研發(fā)投入門檻標準也會影響企業(yè)的最優(yōu)研發(fā)投入規(guī)模以及“研發(fā)操縱”動機。本文進一步利用高新技術(shù)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)：（1）總體而言，政府的所得稅減免顯著地促進了高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入、新產(chǎn)品產(chǎn)值以及企業(yè)生產(chǎn)率的增長。（2）進一步按照《認定辦法》劃分企業(yè)規(guī)模發(fā)現(xiàn)，稅收減免對大企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的促進作用更為明顯?？紤]到可能存在的內(nèi)生性問題，利用工具變量進行的系統(tǒng)GMM估計也得到比較一致的結(jié)論。另外，本文還分析了所得稅減免對不同規(guī)模企業(yè)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)所得稅減免對小企業(yè)和大型企業(yè)的生產(chǎn)率促進作用相對比較顯著。同時，本文以2016年《認定辦法》中規(guī)定的小企業(yè)研發(fā)投入強度最低標準作為斷點，通過模糊斷點回歸發(fā)現(xiàn)小規(guī)模企業(yè)數(shù)量的增加降低了新產(chǎn)品產(chǎn)值，而且也未帶來生產(chǎn)率的增長。綜合以上研究結(jié)果，一個比較穩(wěn)健的結(jié)論是，所得稅減免對大型企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新以及技術(shù)進步的促進作用比較顯著且穩(wěn)定。（3）高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)強度對技術(shù)進步的影響存在雙門檻效應，政府可以通過調(diào)整最低研發(fā)投入準入門檻來引導企業(yè)將研發(fā)投入強度維持在最優(yōu)的研發(fā)投入?yún)^(qū)間。

本文的研究結(jié)論有如下政策啟示：（1）政府在劃分不同規(guī)模企業(yè)的研發(fā)投入準入門檻值時，應關(guān)注門檻值的設定對企業(yè)創(chuàng)新的影響以及可能帶來的“研發(fā)操縱”問題，需事先評估門檻值對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新的影響效應，并根據(jù)事后高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新實際，動態(tài)調(diào)整不同規(guī)模企業(yè)的準入門檻，促進企業(yè)將研發(fā)投入維持在最優(yōu)區(qū)間。（2）政府在繼續(xù)加大對高新技術(shù)企業(yè)激勵的同時，進一步完善高新技術(shù)企業(yè)認定和創(chuàng)新能力動態(tài)監(jiān)測和評估機制。不同地區(qū)應根據(jù)本地區(qū)創(chuàng)新能力實際，以創(chuàng)新水平發(fā)展階段為基礎(chǔ)有針對性地激勵企業(yè)在整個創(chuàng)新過程中不同階段創(chuàng)新活動的投入、產(chǎn)出與轉(zhuǎn)化，并動態(tài)調(diào)整企業(yè)認定與評估過程中對應指標的權(quán)重，將有效評估和全面激勵納入到企業(yè)創(chuàng)新的全過程。（3）依據(jù)企業(yè)創(chuàng)新過程中的資金來源，明確創(chuàng)新成果收入的合理分配機制，拓寬企業(yè)創(chuàng)新資金來源渠道以及健全與之匹配的市場風險分擔機制。鼓勵企業(yè)將創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化收入合理利用在人力資本積累上。（4）鼓勵有條件的創(chuàng)新主體將專利等中間產(chǎn)品作為投資品，參與市場投資來分擔風險和獲取收益，同時可利用市場機制作為檢驗專利質(zhì)量的“試金石”。

注釋：

①本段中研發(fā)和專利數(shù)據(jù)由作者根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》整理。

②2016年《高新技術(shù)企業(yè)認定管理辦法》對最近一年銷售收入小于5000萬元（含）的企業(yè)的研發(fā)強度門檻下調(diào)至不低于5%。

③浙江省和寧波市創(chuàng)新能力排名數(shù)據(jù)來自北京大學企業(yè)大數(shù)據(jù)研究中心《中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)構(gòu)建與空間格局：1990—2020》。