研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入與盈利能力的影響

李緣 孟光興

摘 要 目的：研究研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入與盈利能力的影響，為提升醫藥制造業研發投入水平及盈利能力提供參考。方法：基于2012-2019年A股上市醫藥企業數據，采用斷點回歸方法、描述性方法，實證分析研發費用加計扣除對醫藥制造業研發投入與盈利能力的政策效應。結果：研發投入與主營業務利潤率均在政策斷點處發生顯著性“跳躍”，研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入與盈利能力的政策效應系數分別為0.310、-1.197（P<0.001）;對東部地區企業研發投入的政策效應系數為0.413（P<0.001），對中、西部地區企業影響不顯著;對大型、中小型醫藥制造業研發投入的政策效應系數分別為0.502、0.264（P均小于0.001）。結論：總體來看，研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入具有正向激勵作用，而對其盈利能力不具有正向激勵作用（盈利能力受其他因素影響）;該政策對醫藥制造業研發投入的激勵效果具有區域性差異;對大型醫藥制造業研發投入的激勵效果優于中小型企業。建議細化完善研發費用加計扣除政策，合理提高醫藥制造業利潤空間，針對不同區域調整政策給予對象，并側重引導政策向中小型企業傾斜，以提高我國醫藥制造業研發投入和盈利能力。

關鍵詞 研發費用加計扣除;醫藥制造業;研發投入;盈利能力;斷點回歸

ABSTRACT? ?OBJECTIVE： To study the effects of R&D expense additional deduction policy on R&D investment and profitability of pharmaceutical manufacturing industry， and to provide reference for improving R&D investment and profitability of pharmaceutical manufacturing industry. METHODS： Based on the data of Chinese pharmaceutical listed enterprises during 2012-2019， regression discontinuity design and descriptive method were adopted to? analyze the effect of R&D expenses additional deduction policy on R&D investment and profitability of pharmaceutical manufacturing industry. RESULTS： Both R&D investment and the main business profit margin had significant “jump” at the policy cutoff point， and the policy effect coefficient of the R&D expenses additional deduction policy on R&D investment and profitability of the pharmaceutical manufacturing industry were 0.310 and -1.197 respectively （P<0.001）. The policy effect coefficient of the policy on R&D investment in the eastern region was 0.413 （P<0.001）， while the effect on central and western regions were not significant; the policy effect coefficient of the policy on R&D investment of large-scale and small- and medium-scale pharmaceutical manufacturing industry were 0.502 and 0.264 respectively （P<0.001）. CONCLUSIONS： On the whole， R&D expenses additional deduction policy has a positive incentive impact on R&D investment of pharmaceutical manufacturing industry， but does not have a positive incentive impact on the profitability which is greatly affected by other factors. The policy has regional differences in the incentive impact on R&D investment of pharmaceutical manufacturing industry;the incentive impact of the policy on the R&D investment of large-scale pharmaceutical manufacturing industry is better than that of small-and medium-scale one. It is recommended to improve the R&D expenses additional deduction policy， reasonably increase the profit margin of the pharmaceutical manufacturing industry， adjust the policy for different regions and focus on guiding policies to favor small- and medium-scale pharmaceutical manufacturing industry， so as to improve the R&D investment and profitability of pharmaceutical manufacturing industry.

KEYWORDS? ?R&D expenses additional deduction; Pharmaceutical manufacturing industry; R&D investment; Profitability; Regression discontinuity design

稅收優惠是政府促進科學、技術和創新發展的有效工具[1]。研發費用加計扣除是一種典型的稅收優惠政策，具有較強的靈活性，能夠降低企業的研發風險，充分調動企業研發投入的積極性[1]。2015年，財政部、國家稅務總局和科技部聯合下發了《關于完善研究開發費用稅前加計扣除政策的通知》，第一次提出了“負面清單”制度，使研發費用加計扣除口徑與高新技術企業認定研發費用歸集口徑相趨同，擴大了政策適用的企業研發活動及研發費用的范圍[2]。新藥研發是促進醫藥產業發展的核心動力，盈利能力與研發投入互為因果關系——企業盈利能力提高，其研發投入意愿也會相應增強[3]。我國為激勵企業加大研發投入、提高企業競爭力，已陸續制定實施了包括研發費用加計扣除在內的一系列稅收優惠政策，而研發費用加計扣除政策經歷了多個階段的發展和變遷，是迄今為止我國對促進企業研發投入激勵效應最為顯著的稅收優惠政策工具[4]。

目前，我國相關研究多從政策影響因素和政策實施效果兩個角度進行，較少從企業研發投入和盈利能力兩個角度研究政策實施效果。基于此，本文以2012-2019年我國滬深A股醫藥制造業上市公司經驗數據為基礎進行實證分析和比較研究，旨在為完善政府稅收政策、提高企業研發投入水平和盈利能力提供建議與參考。

1 資料與方法

1.1 資料來源

本文以我國醫藥制造業研發投入情況為研究主體，收集我國2012-2019年醫藥制造業的上市公司數據作為研究樣本，在篩選過程中對未披露研發投入數據和相關財務數據不完整的樣本進行剔除，最終得到98家醫藥制造業上市公司的784個樣本觀測值。財務數據源于上市公司年報與國泰安數據庫（https：//www.gtarsc.com/）。

1.2 相關變量指標選取

1.2.1 結果變量 研發投入能反映與企業自身規模和市場地位相適應的研發投入真實情況[4]，主營業務利潤率反映了企業通過技術創新提升盈利能力而帶來的經濟效益競爭力[5]，故本文以研發投入和主營業務利潤率為結果變量。

1.2.2 控制變量 首先，由于企業的經營狀況會對企業研發投入與盈利能力產生直接影響[6]，本文首先選取能反映企業償債能力和營運能力的資產負債率（Lev）、現金流（Cof）這2個指標作為控制變量;其次，企業規模（Size）是影響醫藥企業研發投入的重要因素[7]，凈資產收益率（Net） 是衡量企業盈利能力的代表性指標并可影響企業研發投入力度[8]，總資產收益率（Tot）能真實反映企業價值而影響企業研發投入[4]，故本文將企業規模、凈資產收益率和總資產收益率也納入控制變量。

1.2.3 處理變量 由于2015年的政策變化是近年來研發費用加計扣除政策適用主體的一次重大擴充[2]，為本文研究提供了重要的制度背景，故本文將2015年作為研發投入政策效應的處理變量（D1），2015年及之后取值為1，之前為0。考慮到研發活動過程中從研發投入到研發產出存在時間滯后效應，本文將滯后期設為1年，即將2016年作為盈利能力政策效應的處理變量（記為D2），2016年及之后取值為1，之前為0。

1.2.4 虛擬變量 時間效應以研發投入政策實施當年即2015年取值為1，否則為0;盈利能力政策實施當年即2016年取值為1，否則為0。省份效應則根據《中國高技術產業統計年鑒》把我國省份劃分東部、中部、西部地區，分別取值為1、2、3。

本文涉及的相關變量及其定義見表1。

1.3 統計學方法

使用Stata 16.0軟件進行數據處理。本文首先對Invest、Profit、Lev、Cof、Size、Net、Tot等7個指標進行描述性統計分析，接著對這7個指標進行斷點回歸分析。

1.4 研究方法與模型建立

1.4.1 斷點回歸的定義 斷點回歸（regression discontinuity design）方法是利用制度上的特點或者政策上的規則識別政策因果效應的一種準試驗設計[9]。該方法主要分為兩類：第一類是精確斷點回歸（SRD） ，其處理變量完全取決于個體是否接受政策處置，使個體在斷點處出現概率從0到1的跳躍;第二類是模糊斷點回歸（FRD），其增加了處理變量在斷點處處理的可能性，但是并不完全取決于個體是否接受處置，接受處置的概率是單調變化的[10-11]。由于處于斷點兩端的個體非常接近，在該斷點處出現的“跳躍”就是該項處置對于經濟變量的作用。

1.4.2 模型建立 斷點回歸估計有參數估計和非參數估計兩種方法，本研究使用非參數法進行估計。根據Lee等[11]研究，構建如下模型：

Investk，t=αD1+βCOVk，t+εk，t…（1）

Profitk，t=δD2+γCOVk，t+ζk，t…（2）

其中，Investk，t 和Profitk，t分別表示第t年第k家醫藥制造企業研發投入與主營業務利潤率;D1、D2均表示處理變量，其系數α、δ為政策實施效應系數;COVk，t為控制變量，包括Lev、Cof、Size、Net、Tot等5個指標，其系數β、γ表示控制變量的作用效果;εk，t和ζk，t為隨機擾動項;Year、Num分別表示虛擬變量中的時間效應和省份效應。

2 結果

2.1 描述性統計結果

本文研究研發投入政策效應時將2015年之前的樣本觀測值歸為控制組，將2015年之后（包括2015年）的樣本觀測值歸為試驗組;而在研究企業盈利能力政策效應時將2016年之前的樣本觀測值歸為控制組，將2016年之后（包括2016年）的樣本觀測值歸為試驗組。

通過樣本觀測可知，整體上醫藥制造業研發投入均值為4.625、中位數為3.970，醫藥制造業主營業務利潤率均值為12.273、中位數為12.034，均值大于中位數，說明大部分醫藥制造業研發投入與盈利能力處于較高水平。試驗組的研發投入均值為4.947，高于控制組的4.088，說明享受研發費用加計扣除政策的醫藥企業研發投入更高，與預期相符;試驗組的主營業務利潤率均值為9.413，低于控制組的15.133，表明該項政策對于提升醫藥企業盈利能力效果不明顯。相關變量描述性統計結果見表2。

2.2 斷點回歸結果

2.2.1 斷點回歸的適用性檢驗 為保證政策評估效應的有效性，運用斷點回歸模型需要滿足以下兩個前提條件：一是政策斷點附近是否存在個體操縱驅動變量的情況;二是觀察斷點附近結果變量的變化趨勢，即結果變量在政策斷點處是否存在“跳躍”現象[12]。斷點回歸結果見圖1和圖2。首先，本文的驅動變量是時間，因此不存在驅動變量被操縱的情況，可以有效保證系數估計值的無偏性與一致性;其次，由圖1、圖2可見，政策斷點處醫藥制造業研發投入和主營業務利潤率均存在明顯“跳躍”現象。由圖1可見，政策實行后醫藥制造業研發投入在較高水平上穩步上升，表明研發費用加計扣除對醫藥制造業研發投入具有促進作用;由圖2可見，政策實行后醫藥制造業主營業務利潤率變化趨勢整體呈下降趨勢，說明研發費用加計扣除對醫藥制造業盈利能力不具有正向激勵作用。

2.2.2 總樣本斷點回歸結果 為使回歸模型的殘差平方降低，通常在回歸中加入控制變量，使得解釋效率增加，所以本文在結果分析中包括了無控制變量和有控制變量兩種情況。本文采用面板固定效應模型對樣本數據進行總樣本回歸，結果見表3。

在表3列（1）、列（3）不加入任何控制變量情況下，回歸結果顯示政策效應系數α、δ分別為0.215、-1.430，且在5%的水平下顯著，表明研發費用加計扣除政策顯著提高了企業的研發投入，而對企業盈利能力具有負向作用。在表3列（2）和列（4）中，將控制變量加入回歸模型中，結果相對于列（1）和列（3）情況，政策效應的系數α、δ分別增加了44.19%、16.29%，且在1%水平上顯著。這說明研發費用加計扣除政策與資產負債率、現金流、企業規模、凈資產收益率、總資產收益率等因素協同應用能顯著提高政策效果，使斷點回歸模型的解釋力度更強。

盈利能力是促進企業加大研發投入的關鍵因素[3]，為進一步論證醫藥制造業研發投入與盈利能力兩者的關系，本文將兩個結果變量分別納入對方的控制變量中進行分析驗證。結果由表3列（5）、列（6）可以看出，醫藥研發投入對企業盈利能力的政策效應系數為-1.240，而醫藥企業盈利能力對研發投入的政策效應系數為-0.040，表明研發投入與盈利能力兩者存在顯著的負相關關系。

2.2.3 差異化樣本回歸結果 在進行總樣本分析之后，考慮到不同類型的醫藥制造企業對于政策的敏感度可能不同，接下來本文將按樣本特征區分之后進行差異化回歸分析。區分的要素有兩點：企業規模大小和企業所屬區域。差異化樣本回歸結果見表4。

不同地區醫藥制造業斷點回歸結果如表4中的列（1）～（6）所示。研發費用加計扣除政策對東部地區醫藥制造業研發投入的政策效應系數為0.413，并在1%水平下具有顯著性，表明東部地區醫藥制造業的研發投入受到研發費用加計扣除政策的正向激勵影響，而中、西部地區在政策影響下其系數不具有顯著性;研發費用加計扣除政策對東、西部地區醫藥制造業主營業務利潤率的政策效應系數分別為-1.169、-0.925，分別在1%、10%水平下具有顯著性，而該政策對中部地區的政策效應系數為正值但并不具有顯著性。

本文將企業總資產自然對數的平均值作為劃分企業規模大小的依據，以大于企業總資產自然對數平均值的為大型規模企業，反之則為中小型規模企業，不同規模醫藥企業斷點回歸結果如表4的列（7）～（10）所示。研發費用加計扣除政策對大型規模和中小型規模醫藥企業研發投入的政策效應系數分別為0.502、0.264，且均在1%水平下具有顯著性差異，表明該政策對大規模和中小型規模企業均具有正向激勵作用;研發費用加計扣除政策對大型規模醫藥企業主營業務利潤率的政策效應系數很小且在10%水平下不具有顯著性，而對中小型規模主營業務利潤率的政策效應系數為-1.857，在1%水平下具有顯著性，表明該政策對中小型規模企業盈利能力具有負向作用。

3 有效性檢驗、穩健性檢驗及安慰劑檢驗

3.1 有效性檢驗

斷點回歸方法要求控制變量在斷點附近具有連續性，控制變量需要滿足平滑性假設;在檢驗控制變量是否出現連續現象的過程中，如果控制變量在斷點處不連續，則說明結果變量在斷點處的“跳躍”將不僅僅是由于政策效應引起的，可能是其他因素影響，從而導致斷點回歸不能進行有效的因果推斷[12]。本文借鑒Mccrary[13]提出的方法對控制變量密度函數是否連續進行檢驗，結果資產負債率、現金流、企業規模、利潤率、總資產收益率的概率密度分布詳見圖3～圖7。由圖3～圖7可以發現，控制變量基本上服從正態分布，說明控制變量在斷點處具有隨機分配的特征且在斷點附近具有連續性，方法通過有效性檢驗。

3.2 穩健性檢驗

為確保方法和指標解釋能力的穩健性，本文進行穩健性檢驗，具體包括加入新的控制變量和替換結果變量兩種情況，檢驗結果見表5（注：表中數據是使用 Stata 12.0軟件計算得到的，研發投入以2016年為斷點時的最優帶寬為1.5年，盈利能力以2017年為斷點時的最優帶寬為1年）。

若加入新的控制變量后政策效應系數依舊顯著，則不會影響本研究結論的可靠性。本文以研發投入為結果變量時，在原有控制變量基礎上增加主營業務利潤率變量。結果如表5中列（1）、列（2）列所示，在有或無控制變量的情況下，政策效應系數分別為0.215和0.261，且在1%水平下具有顯著性差異。本文借鑒崔也光等[14]的做法，將結果變量替換為研發投入金額絕對值的自然對數進行回歸，結果如表5中（3）、（4）列所示，政策效應系數依然為正值且通過顯著性檢驗。這說明斷點回歸方法是穩健的。

3.3 安慰劑檢驗

為確保結果的可信度，本文進行安慰劑檢驗。若在其他假設的政策斷點年份處結果變量出現顯著“跳躍”，則說明原斷點回歸模型的結果并不可信。本文在政策斷點年份后取一個斷點，即在以研發投入為結果變量的模型中選取2016年為政策斷點、在以盈利能力為結果變量的模型中選取2017年為政策斷點，分別進行斷點回歸分析，結果如表5列（5）～（8）所示，模型在有控制變量的情況下解釋能力更強;若改變斷點位置，在加入控制變量的情況下，政策效應系數不具有顯著性。這證明了本文的結論不存在時間上的差異性，故原斷點回歸方法得到的結果是可信的。

4 討論

查閱已有文獻，目前關于研發費用加計扣除政策的研究大多圍繞政策影響因素和政策實施效果這兩方面展開。陳海聲等[15]、任海云等[16]采用實證檢驗研發費用加計扣除政策對企業研發投入的影響，并對政策實施效果的影響因素進行分析。大多數學者在研究研發費用加計扣除政策對企業研發投入的影響時采用雙重差分模型（difference-in-difference）進行實證分析，鮮有采用斷點回歸方法進行政策因果關系分析[2，14，17]。與已有研究比較，本文具有以下創新點：（1）從企業研發投入和盈利能力兩個角度研究研發費用加計扣除政策的實施效果，豐富了研究視角;（2）采用斷點回歸方法，能較好地解決內生性問題，彌補了雙重差分法需要嚴格的前提假設這一不足;（3）在總樣本分析的基礎上進行差異化分析，研究研發費用加計扣除政策對不同規模、不同區域醫藥企業的不同實施效果?；谇拔臄帱c回歸結果，本文進行以下討論。

4.1 研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入具有正向激勵作用

在圖1中，2015年之前醫藥制造業研發投入出現先上升后下降的現象，2014年醫藥制造業研發投入較2013年低，但從整體上看其波動范圍不大。出現這種現象可能的原因有兩個：第一，2013-2014年我國政府對醫藥制造業商業賄賂的打擊力度加大（例如葛蘭素史克商業賄賂事件就是這期間的典型案例[18]），使醫藥企業增加投資可能獲取收益的不確定性增加，影響了醫藥制造業研發投入的積極性;第二，2014年醫院實施醫?？刭M，使終端消費明顯下降，故出于保證利潤的考量，企業降低了研發投入比例，因此在2015年之前研發投入呈下滑趨勢。2015年后研發投入出現明顯斷點現象，在較高水平呈平穩上升趨勢，政策效應系數為0.310且通過顯著性檢驗，表明2015年實行研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入具有正向激勵作用。

4.2 研發費用加計扣除政策對醫藥制造業盈利能力不具有正向激勵作用

醫藥制造業主營業務利潤率在2016-2019年期間整體呈現下降趨勢，說明研發費用加計扣除政策對提高醫藥制造業盈利能力的影響并不明顯甚至表現為負向作用，醫藥企業研發投入與盈利能力呈反比關系，可見醫藥制造業盈利能力受其他因素的影響更大。出現這種現象的可能原因是：其一，近年來隨著藥品帶量采購政策的推進，投標的醫藥企業為占據更大的市場份額，不得不壓低投標價格以爭取中標[19]，企業降低藥品銷售價格則面臨利潤空間被壓縮的風險。其二，醫保支付標準和中標藥品價格采用聯動機制，鼓勵非中標藥企主動降低藥品價格與醫保支付標準趨同[20]，使非中標醫藥企業盈利空間在一定程度上受到擠壓。其三，我國醫藥制造企業對原研新藥和技術含量高的仿制藥研發積極性不高，大部分醫藥企業簡單機械地模仿創新產品重復生產，醫藥企業技術創新質量不高，因此其研發經費的大幅度投入反而降低了產品利潤。

4.3 研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入的激勵效果具有區域性差異

本研究結果顯示，研發費用加計扣除政策對東部地區企業研發投入的政策效應系數為0.413，在1%水平下具有顯著性，即能夠促進東部地區醫藥制造業的研發投入，而對中部、西部地區企業影響不具有顯著性。其中，西部地區企業政策效應系數（0.192）大于中部地區（0.078），說明西部地區企業受政策的激勵效果高于中部地區，體現出較強的政策吸收能力，但其政策效應系數不具有顯著性差異。盡管從全國范圍來看，實行研發費用加計扣除對企業研發投入具有正向激勵作用，但是具體到不同區域，情況卻不盡相同。相對于中部和西部地區，東部地區對外開放程度大，產業鏈條相對完善，并且聚集了更多的高素質人才，更適合醫藥制造業的發展，對研發投入的積極性也更高[17];而中部和西部地區由于交通與地理位置的綜合影響、資本流動性缺乏，這些不利因素會影響其醫藥制造業的研發投入。

4.4 研發費用加計扣除政策對大型規模醫藥制造業研發投入的激勵效果優于中小型規模企業

本研究結果顯示，研發費用加計扣除政策對大型和中小型規模醫藥企業研發投入的政策效應系數分別為0.502、0.264且均通過顯著性檢驗，可以看出無論醫藥企業規模大小，研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入都具有正向激勵作用，且對大型規模醫藥企業研發投入的激勵效果優于中小型規模企業。醫藥研發活動具有周期長、投入多、風險高的特征，中小型規模醫藥制造企業往往無法承擔研發失敗的投資風險，其運營資金和人才儲備相對較弱，研發費用加計扣除則可以降低中小型規模醫藥企業的研發風險，加大其研發投入積極性[16]。大型規模醫藥制造業相較于中小型規模醫藥制造業，其抗風險能力、運營資金和人才儲備相對較強，在行業競爭中處于優勢地位，因此研發費用加計扣除對其研發投入的影響大于中小型規模企業。

5 建議

5.1 細化完善研發費用加計扣除政策，提高政策激勵效果

研究表明，實行研發費用加計扣除政策能明顯地提高企業研發投入水平。建議政府相關部門進一步細化政策，增強研發費用加計扣除政策的可操作性，顯著提高政策對醫藥企業研發投入的激勵作用;擴大企業合理研發費用的加計扣除范圍和領域，例如將與研發活動相關的會議費、專家咨詢費和培訓費等邊緣支出納入加計扣除范疇;詳細說明享受加計扣除政策范圍的研發費用，清晰劃分研發項目的費用支出界限，進一步提升研發費用加計扣除政策的可操作性。

5.2 合理提高醫藥制造業的利潤空間，形成研發活動良性循環

本研究結果顯示，研發費用加計扣除政策對醫藥制造業的盈利能力不具有正向激勵作用，表現為負相關關系。合理提高醫藥制造業的利潤空間，有助于增強企業加大研發投入的意愿，可形成研發活動的良性循環。首先，建議政府將研發費用加計扣除政策與藥品集中帶量采購措施相結合，對中標且盈利能力較低的醫藥企業實行可返還稅收抵免的措施，即允許這些醫藥企業申請按規定比例的現金返還優惠，降低企業負擔;其次，進一步完善醫保支付標準，合理調整非中標醫藥企業的藥品價格[21]，確保非中標企業的市場份額;最后，對企業高質量水平的研發成果及其實際應用實行獎勵，有側重地提高企業研發費用扣除比例，進一步激發企業研發積極性，切實合理地提高醫藥產品盈利空間。

5.3 針對不同區域調整政策給予對象，促進區域協調發展

一般來說，政府對東部地區適當加大扶持力度、提高東部地區加計扣除比例，能極大發揮研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入的激勵作用。在實際工作中，除了考慮提高研發投入水平外，區域公平問題同等重要。本研究顯示，研發費用加計扣除政策激勵效應具有地域差異。為了縮小區域間差異，建議政府在加大對東部地區研發費用加計扣除政策支持力度的同時，適當調整激勵政策給予對象，盡量實施普惠性加計扣除政策，營造公平的稅收環境[22];同時，鼓勵中、西部地方政府在統一的扣除比例基礎上結合當地市場環境競爭程度，探索符合當地經濟發展要求的加計扣除比例，顯著提高對中、西部地區企業研發活動的激勵效果，促進區域協調發展。

5.4 側重引導政策向中小型企業傾斜，提升研發投入水平

本研究結果顯示，研發費用加計扣除政策對大型規模醫藥企業研發投入的激勵效果優于中小型規模企業。大型規模醫藥制造企業具有較高的政策靈敏度和較強的政策吸收能力，而中小型規模醫藥企業抗風險能力較弱且受資金約束大，故建議政府側重引導優惠政策向中小型規模企業傾斜，對其采取普惠性減稅與結構性減稅并舉的措施，引導商業銀行及民間資本為其進行融資，著力緩解其融資問題。另外可針對目前我國醫藥制造企業依然存在的規模小、數量多、整體水平低等現象，鼓勵中小型規模的醫藥企業兼并重組，擴大企業規模，進一步提升中小型規模醫藥制造業的研發投入水平。

6 結語

研發費用加計扣除政策對醫藥制造業研發投入有正向激勵作用，能顯著提高醫藥制造業研發投入水平;而對于醫藥企業盈利能力，政策效應體現為負向作用。本文選擇2015年的研發費用加計扣除政策作為研究制度背景，該政策規定企業研發費用按50%比例進行加計扣除，而在2018年發布的《 科技部關于提高研究開發費用稅前加計扣除比例的通知》中規定全部企業加計扣除比例提高到75%。2018年距離現在時間較近，樣本數據的可獲得性受到限制，故在今后的研究中可將2018年的相關數據納入考量。同時，本文缺少2015年前后醫藥創新政策的評價指標，沒有將其他的政策影響因素納入控制變量，在今后的研究中可進一步豐富和完善控制變量的評價指標體系。

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（收稿日期：2020-11-11 修回日期：2021-02-28）

（編輯：劉明偉）