稅收優惠、創新投入與成本粘性

摘?要：國家采取政府補助和財稅政策等手段激發企業創新，然而，創新投入的增加可能對企業成本調整產生影響，促進成本粘性的產生。針對創新投入對成本粘性的影響機制進行實證研究，結果顯示：企業創新投入強度對成本粘性的產生起到顯著促進作用，享受稅收優惠力度高的企業，成本粘性越高。基于此，引入稅收優惠政策調節變量，對創新投入與成本粘性的關系進行補充研究，為企業面對成本粘性的產生提供新思路。

關鍵詞：創新投入?成本粘性?稅收優惠

一、引言

當前，我國正處于經濟由高速增長向高質量增長轉型的新階段，為充分發揮創新投入在調整產業結構、優化資源配置中的關鍵作用，政府采用稅收優惠這一財稅政策對企業進行研發激勵。在企業提高創新投入強度的同時，成本調整過程中的“成本粘性”現象也日漸凸顯。現有的學術研究多從管理層特征、公司治理，成本調整等這幾方面對成本粘性的影響因素進行研究，缺少對于創新投入因素對成本粘性影響的關注。本文對創新投入與成本粘性的關系展開研究，并引入稅收優惠這一調節變量，研究在稅收優惠政策的作用下，創新投入與成本粘性的關系變化，以充實成本粘性領域的研究，具有重要的理論和實踐指導意義。

二、文獻回顧、理論分析與問題提出

Anderson等（2003）通過實證方法發現銷售收入每增加1%，銷售費用、一般費用和管理費用增加0.55%;銷售收入每減少1%，這三項費用減少0.35%，由此證實了成本粘性的存在[1]。孫錚和劉浩（2004）發現我國上市公司具有成本粘性，相較美國上市公司，我國上市公司更不愿意向下調整成本[2]。對于成本粘性的影響因素研究，國內外學者主要從管理層特征、公司治理，成本調整等幾個方面進行。在管理層特征方面，Anderson等（2003）發現，當企業處于收入上升期時，管理者對公司前景較為樂觀，不削減成本費用，導致成本粘性增加，相反在收入連續兩年下降的情形下，管理者受悲觀情緒影響，削減成本，減小成本粘性[1]。Banker等（2011）研究發現，當銷量下降時，樂觀的管理者不傾向于減少物質資本和人力資本，從而增加企業成本粘性[3]。萬壽義和王紅軍（2011）發現管理層自利行為會增加企業成本粘性[4]。在公司治理方面，Dierynck等（2012）、江偉等（2015）發現當管理者有向上調節盈余動機時，會少記成本費用，弱化成本粘性;管理者有向下調節盈余動機時，會多記成本費用，加強成本粘性[5-6]。Banker等（2010）、Calleja（2006）從代理成本角度發現管理者具有帝國建造動機，即當銷售收入上升時，會通過加大投資不斷擴充企業規模，當銷售收入下降時，會為了繼續維持控制權不愿意削減資源，從而增加成本粘性[7-8]。在成本調整方面，Banker等（2013）、劉媛媛等（2014）發現《勞動合同法》的實施加大了成本粘性，法律越嚴格，勞動力調整成本越高，成本粘性越大[9-10]。此外，王雄元和高開娟（2017）從企業與客戶關系視角切入，發現企業、客戶會通過合作機制促進信息共享，緩解管理者的盲目自信狀態，從而降低成本粘性[11]。通過回顧文獻，只有少部分學者對創新投入與成本粘性的關系進行研究。宋玉等（2017）研究發現削減研發投入的調整成本高于研發活動繼續進行需要投入的資源，管理層基于理性決策，不愿意調整成本[12]。韓嵐嵐（2018）研究發現創新投入對成本粘性的影響在內部控制質量高的企業中更顯著[13]。趙息等（2016）指出研發投入會提升管理層樂觀預期，進而減少成本的削減[14]。何熙瓊和楊昌安（2019）指出在高新技術資質企業中，創新投入對成本粘性的影響作用最強[15]。基于以上分析，提出以下假設：

H1：創新投入與企業成本粘性之間顯著正相關

關于創新投入影響因素的研究，成果頗豐。康志勇（2013）發現融資約束會抑制企業進行創新投入[16]。鮑新中等（2014）研究發現相較于成本領先戰略，差異化戰略對企業創新投入的促進作用更明顯[17]。蔡地和萬迪昉（2012）發現當政府干預水平低、知識產權保護水平高、外部金融環境發展穩定時，有利于促進企業投身研發創新[18]。方陽春和陳潔（2018）通過實證檢驗發現，對企業家進行股權激勵、鼓勵高層管理者參加繼續教育提升學歷、為高層管理者合理制定任職時間，這些舉措都將有效促進企業創新[19]。楊炳昕和陳耿飛（2019）研究發現環境不確定性將有效促進企業提升創新能力，以應對客戶變化的需求，從而獲取競爭優勢[20]。王水娟、江希和（2015）和胡華夏等（2017）進一步發現政府的稅收優惠政策能夠激勵企業研發創新。稅收優惠主要是政府讓渡部分稅收收益以激勵企業加大創新投入[21-22]。本文研究稅收優惠對創新投入與成本粘性關系的調節作用，提出以下假設：

H2：稅收優惠政策會加強企業創新投入對成本粘性的促進作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

由于我國制造業存在固定資產比重大，產業鏈長等特點，存在的成本粘性現象最為明顯，所以本文選取我國2008-2019年滬深兩市A股制造業上市公司作為樣本進行研究。財務數據選取于國泰安數據庫，經過篩選，剔除ST、*ST的公司、研究期間內相關數據缺失的公司，最終獲得14914個樣本觀測值。為消除極端值的影響，本文對連續型變量進行1%水平winsorize處理。使用STATA軟件進行數據處理和結果輸出。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文借鑒韓嵐嵐（2018）與何熙瓊和楊昌安（2019）研究，選擇營業成本作為成本粘性研究中的被解釋變量[13，15]。

2.解釋變量。本文借鑒宋玉等（2017）、鮑新中等（2014）的研究，選擇創新投入水平R&D作為解釋變量[12，17]。

3.控制變量。本文參考宋玉等（2017）、趙息等（2016）、韓嵐嵐（2018）的研究成果，對其他會影響回歸結果的變量進行控制，最終選取了資本密集度、員工密集度、連續兩年營業收入下降、產權性質、兩職合一、資產負債率作為控制變量[12，13，14]。此外還應控制年份效應。

4.調節變量。本文的調節變量為稅收優惠。借鑒胡華夏等（2017）的研究，采用企業所得稅稅率作為稅收優惠（Erp）的替代變量[22]。將所得稅稅率高于中位數的企業劃分為稅收優惠力度低組，低于中位數的企業劃分為稅收優惠力度高組。

（三）模型構建

本文參照Anderson等（2003）的研究，采用ABJ模型驗證成本粘性的存在[1]。在模型（1）中，β1表示營業收入增加1%時企業成本費用的變化，β1+β2表示當營業收入減少1%時，成本費用的變化，當β2顯著小于0時，表示存在成本粘性。建立模型（2）以分析創新投入對成本粘性的影響，當β4為負時，表明創新投入促進成本粘性的產生。

（一）描述性統計

分析發現，營業收入變動的均值為0.125、營業成本變動的均值為0.126，意味著樣本營業收入、營業成本總體是增加的，這與我國經濟發展的基本趨勢相一致。此外，樣本公司營業收入下降的均值為0.264，營業收入連續兩年下降的均值為0.083，再次說明樣本公司收入呈增長態勢的良好情況。研發支出占營業收入的?均值為0.044，最小值為0，最大值為2.516，說明樣本企業的創新投入強度總體不高，兩極分化嚴重。稅收優惠、資本密集度、員工密集度、兩職合一、產權性質、資產負債率的均值與現有文獻吻合，驗證了數據的可靠性。

（二）相關性分析

分析發現，營業成本變動與營業收入變動之間、營業收入持續下降與營業收入下降之間存在著較強的機械相關關系，這與以往文獻的研究結論相同。其余變量間的相關系數均小于0.57，與現有文獻預測方向基本一致，不存在多重共線性，可進行回歸分析。

（三）回歸分析

本文首先通過混合隨機效應模型OLS對數據進行回歸。H1的檢驗結果如表2所示：運用模型（1）檢驗成本粘性得到列（1）的數據。ln?salei，t?salei，t-1?的系數為0.990，而D*ln?salei，t?salei，t-1?的系數為-0.071，并且都呈現1%水平下的顯著狀態，實證了成本粘性的存在。列（2）是檢驗創新投入對成本粘性影響的結果，由于缺失值的影響，加入變量創新投入后，樣本量減少2227個，為12687家上市公司。加入創新投入變量后，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數仍顯著為負（β4=-0.452，t=-5.17），說明創新投入可以促進成本粘性的產生。本文的假設H1成立。

為了說明檢驗的穩健性，本文再次通過固定效應模型對數據進行回歸。列（3）是運用模型（1）檢驗成本粘性的存在性，ln?salei，t?salei，t-1?的系數為0.988，D*ln?salei，t?salei，t-1?的系數為-0.089，同樣為1%水平顯著，證明存在成本粘性。列（4）是加入創新投入后的結果，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數為-0.547，1%水平顯著，再次驗證假設H1成立。

為了證明本文的假設H2，本文將制造業上市公司樣本按照實際所得稅率的中位數，分為低稅收優惠力度組和高稅收優惠力度組，研究稅收優惠力度對創新投入影響成本粘性的調節效應。結果如表3所示：列（1）是采用OLS模型驗證低稅收優惠力度組下，創新投入對成本粘性的影響，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數為正0.446，列（2）是采用OLS模型驗證高稅收優惠力度組下，創新投入對成本粘性的影響，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數為負且顯著（β4=-0.474，t=-4.95）。最后為了驗證分組回歸結果的可靠性，本文采用費舍爾組合檢驗模型對組間相關系數進行檢驗，得到p值為0.03。根據以上數據分析，得出在低稅收優惠組下，創新投入并沒有促進成本粘性的產生，在高稅收優惠組中，創新投入對成本粘性的產生具有促進作用，本文的假設H2得到驗證。

為了說明檢驗的穩健性，本文再次通過固定效應模型對數據進行回歸。列（3）是固定效應模型下的低稅收優惠組回歸結果，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數為正1.517，列（4）是固定效應模型下的高稅收優惠組回歸結果，交乘項D*ln?salei，t?salei，t-1?*R&D的系數為負且顯著（β4=-0.592，t=-4.91）。采用費舍爾組合檢驗模型對組間相關系數進行檢驗，得到p值為0.04，固定效應模型下的回歸結果依舊支持假設H2。

五、結論與建議

本文以2008-2019年滬深兩市A股制造業上市公司為樣本，實證檢驗了成本粘性、創新投入與成本粘性的關系，發現創新投入對成本粘性存在促進效應，并發現這種促進作用在高稅收優惠力度的企業組里更顯著。本文的研究結論為企業正視成本粘性的存在提供了新思路：一方面，享受稅收優惠力度大的企業不愿意向下調整企業成本費用，造成資源的浪費，稅收優惠的調節效應敦促企業重視成本費用的管理;另一方面，企業應正確看待成本粘性的產生，政府稅收優惠政策旨在對企業進行研發激勵，但是不可避免對成本粘性的產生發揮了促進作用，企業可將適當的剩余資源作為應對環境變化的緩沖物，化資源冗余的消極效應為積極，促進企業創新研發，提升企業績效。

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（凌雁，上海財經大學浙江學院）