企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力提升效應研究

馬海濤 賀 佳

(中央財經大學，北京 100081)

一、引言及相關文獻回顧

所謂創(chuàng)新能力，是指企業(yè)能夠生產出具有高附加值、社會需求大、其他企業(yè)不易模仿的產品的能力。該能力一方面取決于企業(yè)自身在創(chuàng)新方面的投入，另一方面取決于市場整體發(fā)展是否均衡(Wuyts et al.，2014)。影響高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力的因素是多種多樣的，既有高新技術企業(yè)的內部因素，諸如金融約束、人才引進力度、對外技術的引進，也有高新技術企業(yè)的外部因素，諸如政策的支持力度、各個產業(yè)的協同程度等。其中，財稅政策的影響更是不可忽視。

截至目前，有關財稅政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新影響的研究十分豐富，總的來看，主要集中于三個方面：一是財政補貼和稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新活動影響的比較；二是稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新質量的研究；三是稅收優(yōu)惠影響企業(yè)創(chuàng)新的機理分析。具體如下：

(一)財政補貼和稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新活動影響的比較

財政補貼和稅收優(yōu)惠是國家在促進高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力中常用的政策工具，已有文獻大多認為這兩種工具均能夠促進企業(yè)創(chuàng)新能力的提升(Koga，2005；Hussinger，2008；Berube et al.，2009；柳光強，2016；段姝 等，2020)。具體來看，雖然財政補貼和稅收優(yōu)惠均能夠促進企業(yè)創(chuàng)新，但是二者影響企業(yè)創(chuàng)新的角度不同，財政補貼對人力資本更具有刺激作用，稅收優(yōu)惠則對研發(fā)投入更具有刺激作用(儲德銀 等，2016)。還有研究認為，企業(yè)自身的特性也會對財政補貼和稅收優(yōu)惠的創(chuàng)新激勵效應產生影響，尤其是對規(guī)模大的企業(yè)、國有企業(yè)的作用更為明顯，而且稅收優(yōu)惠中，企業(yè)所得稅優(yōu)惠的作用效果始終更好(馮發(fā)貴 等，2017；David et al.，2000；衛(wèi)舒羽 等，2021)。也有研究認為財政補貼能夠促進創(chuàng)新，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新的刺激并不理想，只有當這兩種政策配合使用時，二者的效應才能達到最佳(關成華 等，2018；蔣舒陽 等，2021；陳朝月 等，2021)。

綜上，可以發(fā)現，已有文獻只是研究了財政補貼和稅收優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力的影響的差異，并未深入分析稅收優(yōu)惠在高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力促進中的作用機理，尤其是未深入分析在不同生命周期的、不同初始競爭狀態(tài)的、不同地區(qū)的、不同所有權性質的高新技術企業(yè)中，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對其創(chuàng)新能力效應的差異。

(二)稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新質量的研究

企業(yè)創(chuàng)新不僅是創(chuàng)新數量的增加，更是創(chuàng)新質量的提升，由此衡量創(chuàng)新質量的指標也有多種，稅收優(yōu)惠對不同類型企業(yè)創(chuàng)新質量的影響不同。例如，對高新技術企業(yè)的稅收優(yōu)惠精準度不夠(趙書博 等，2019)；對新能源汽車行業(yè)的創(chuàng)新具有促進作用，但是存在一定的上限(邵慰 等，2018；劉蘭劍 等，2021)；對小微企業(yè)的創(chuàng)新質量具有較為顯著的促進作用(陳越 等，2019；宋清 等，2021)；對工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新質量提升具有遞增式的促進效應(楊艷琳 等，2021)。此外，稅收優(yōu)惠的不同方式也會對企業(yè)創(chuàng)新能力產生不同影響。例如，稅收抵免對企業(yè)研發(fā)有促進作用(Kasahara et al.，2014)，加速折舊對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著促進作用(李昊洋 等，2017；石紹賓 等，2020)，增值稅優(yōu)惠與所得稅優(yōu)惠在提升創(chuàng)新能力方面存在顯著差異(李遠慧 等，2021；李香菊 等，2021)，個人所得稅優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新人才吸引具有促進作用(程小可 等，2021)。即使同樣研究企業(yè)所得稅優(yōu)惠，有的文獻認為企業(yè)所得稅優(yōu)惠抑制了企業(yè)創(chuàng)新質量(王春元 等，2018；丁方飛 等，2021)，也有文獻認為企業(yè)所得稅優(yōu)惠不僅能夠緩解資金鏈中斷問題，還能夠促進創(chuàng)新質量提升(Graetz et al.，2013；曾江洪 等，2021)。如果以創(chuàng)新產出和效率衡量創(chuàng)新質量，那么企業(yè)所得稅優(yōu)惠不僅能夠促進創(chuàng)新質量，且有異質性影響(李維安 等，2016；楊博 等，2021)。

綜上，可見，不同的稅收優(yōu)惠方式、不同的企業(yè)類型、不同的創(chuàng)新能力衡量指標，研究結果會有很大的差異，本文主要研究企業(yè)所得稅優(yōu)惠中的研發(fā)費用扣除優(yōu)惠和稅率優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，其中創(chuàng)新指標主要從創(chuàng)新投入(研發(fā)費用)和創(chuàng)新產出(專利申請數)兩個方面進行衡量。

(三)稅收優(yōu)惠影響企業(yè)創(chuàng)新的機理分析

已有文獻主要從兩個方面進行機理分析：一是稅收優(yōu)惠的引導作用，二是稅收優(yōu)惠的支持作用。首先，稅收優(yōu)惠的引導作用主要表現為稅收優(yōu)惠代表著國家今后的發(fā)展方向，從而社會上的資金、人才等生產要素會集聚優(yōu)惠領域(張國慶 等，2020；馬永軍 等，2021)。其次，稅收優(yōu)惠的支持作用是指稅收優(yōu)惠的本質為財政補貼，體現為國家對企業(yè)創(chuàng)新的資金支持(張帆 等，2018；陳晨 等，2021)。此外，創(chuàng)新具有一定的風險性，企業(yè)對于某項創(chuàng)新的投入，很有可能不會取得收益，這時稅收優(yōu)惠會起到兜底支持作用(彭濤 等，2021)。

綜上，可以發(fā)現，已有文獻在對作用機理進行分析時，主要是采用了描述法，而本文通過圖形推導的方式解釋企業(yè)所得稅優(yōu)惠影響企業(yè)創(chuàng)新的機理，并進行實證分析。

二、與高新技術產業(yè)相關的稅收優(yōu)惠政策及企業(yè)所得稅優(yōu)惠作用機理

(一)與高新技術產業(yè)相關的稅收優(yōu)惠政策

在國家稅務總局網站，檢索與高新技術產業(yè)相關的稅收優(yōu)惠政策。具體的檢索方法為：分別以“高新技術”“技術”“加速折舊”“科技”“稅收優(yōu)惠”“研發(fā)”為關鍵詞進行搜索并提取，然后刪除重復的、非稅收優(yōu)惠的政策。

由表1可知，與高新技術產業(yè)相關的稅收優(yōu)惠政策中，涉及的稅種有關稅、增值稅、企業(yè)所得稅。在關稅減免中，只有進口國內不能生產的核心零部件才能免征關稅，這一方面促進了國產核心零部件的銷售，另一方面有利于利用國外先進技術，進而提升國內的技術水平。在增值稅優(yōu)惠方面，購買國產研發(fā)設備全額退還增值稅，有利于提升國產研發(fā)設備的需求，從而增強國內先進裝備制造業(yè)的實力；銷售軟件產品時對增值稅稅負超過3%的部分即征即退，增加了軟件企業(yè)的資金量，降低了軟件企業(yè)由于投入高、回報周期長而導致的資金鏈中斷的風險。在企業(yè)所得稅優(yōu)惠方面，技術轉讓免征所得稅激勵了技術的研發(fā)與流轉，有利于促進高新技術企業(yè)整體水平的提升；對高新技術企業(yè)減按15%的低稅率征收，一方面引導企業(yè)保持高新技術企業(yè)的認證資格，例如增強研發(fā)投入、增加專利申請數量等，另一方面增加了高新技術企業(yè)的現金凈流入，有利于擴大再生產；對軟件企業(yè)，自獲利之日起實施“兩免三減半”以及增值稅即征即退款項免征企業(yè)所得稅，有利于社會資源向軟件企業(yè)聚集，同時也引導軟件企業(yè)增加研發(fā)投入；對高技術制造企業(yè)的固定資產采用加速折舊方法，可使企業(yè)盡早收回投資，更新固定資產，提高勞動生產率和產品質量；對高新技術等企業(yè)延長虧損結轉年限，實際上是減輕了企業(yè)稅負，增加了企業(yè)的周轉資金；對企業(yè)研發(fā)費用加計扣除政策最直接的作用為促進了企業(yè)研發(fā)的投入。

表1 與高新技術產業(yè)相關的稅收優(yōu)惠政策

在企業(yè)所得稅優(yōu)惠中，技術轉讓是企業(yè)非日常性的經營活動；企業(yè)固定資產加速折舊的方式有可能不同；延長虧損結轉年限的優(yōu)惠政策實施的時間為2018年，相對于研究樣本來說，實施時間較晚；“兩免三減半”和免征增值稅即征即退稅款收入，僅僅只針對軟件企業(yè)，不能代表整個高新技術產業(yè)。因此，免稅、加速折舊、延長虧損結轉年限、“兩免三減半”和免征增值稅即征即退稅款收入優(yōu)惠方式不適宜作為解釋變量。所以，在與高新技術產業(yè)相關的稅收優(yōu)惠中，只有研發(fā)費用的加計扣除優(yōu)惠和企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠適宜作為解釋變量，這屬于企業(yè)所得稅優(yōu)惠方式。

(二)企業(yè)所得稅優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新的作用機理

企業(yè)創(chuàng)新的行為大致可以分為兩類——投入創(chuàng)新要素和創(chuàng)新產出。企業(yè)所得稅優(yōu)惠主要影響的是受惠企業(yè)的投入創(chuàng)新要素行為。當企業(yè)達到受惠條件時，政府會給予該企業(yè)一定的資金支持，企業(yè)將該資金投入創(chuàng)新活動中。

圖1 企業(yè)所得稅優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新資金投入影響

如圖1所示，企業(yè)的資金分為創(chuàng)新資金和其他資金，同時受企業(yè)資金總量的約束。企業(yè)所得稅優(yōu)惠前的企業(yè)資金總量為CL，企業(yè)所得稅優(yōu)惠后，企業(yè)增加了資金總量，資金約束線向右平移至CL。Q和Q為企業(yè)的等產量線，與資金約束線相切于點M和點N。M點為企業(yè)所得稅優(yōu)惠前的資金最優(yōu)組合點，此時創(chuàng)新資金為RD，其他資金為C。N點為企業(yè)所得稅優(yōu)惠后的資金最優(yōu)組合點，此時創(chuàng)新資金為RD，其他資金為C。RD大于RD，所以說，企業(yè)所得稅優(yōu)惠使得企業(yè)的創(chuàng)新資金增加了。此外，企業(yè)所得稅優(yōu)惠作為一種信號，也有可能引導包括企業(yè)在內的其他經濟組織將生產要素向企業(yè)創(chuàng)新領域集聚。然而，在實際中，高新技術企業(yè)對增加的生產要素分配可能并不合理，企業(yè)創(chuàng)新能力提升效果不明顯，從而導致企業(yè)所得稅優(yōu)惠的效率并不理想。因此，提出：

假設

1

：

高新技術企業(yè)能夠合理地分配企業(yè)所得稅優(yōu)惠帶來的生產要素，從而企業(yè)所得稅優(yōu)惠是有效率的。

按照企業(yè)的生命周期，可以將企業(yè)分為導入期、成長期、成熟期、衰退期。一般來講，成熟期的企業(yè)競爭能力最強，獲取資源的能力最強，所以在給予相同的企業(yè)所得稅優(yōu)惠時，會增強處在該階段的企業(yè)對其他企業(yè)的“擠出效應”(劉輝 等，2020)。各個企業(yè)的初始稟賦不同，在初始階段，企業(yè)天然地會有優(yōu)劣之分，在給予相同的企業(yè)所得稅優(yōu)惠時，具有初始競爭優(yōu)勢的企業(yè)更能獲得優(yōu)質資源，優(yōu)惠政策對其的促進效應更大(劉沖 等，2020)。從企業(yè)所在地理位置來看，東部地區(qū)的交通便利程度、人力資源素質都優(yōu)于中部地區(qū)，在給予相同的企業(yè)所得稅優(yōu)惠時，對東部地區(qū)的高新技術企業(yè)的促進效應更大(呂承超 等，2020)。從企業(yè)所有制性質來看，國有企業(yè)一般具有技術優(yōu)勢，但是民營企業(yè)在資源配置的效率方面更有優(yōu)勢，國有企業(yè)和民營企業(yè)各有各的優(yōu)勢，在給予相同的企業(yè)所得稅優(yōu)惠時，其影響可能并無差異。因此，提出：

假設

2

：

對處于不同生命周期的、具有不同初始稟賦的、不同地區(qū)的、不同所有制性質的高新技術企業(yè)給予相同的企業(yè)所得稅優(yōu)惠，可能會導致企業(yè)具有不同的創(chuàng)新能力提升效應。

三、模型構建、變量定義、數據來源、統(tǒng)計特征分析

(一)模型構建與變量定義

根據供給學派的減稅理論，企業(yè)稅負與技術創(chuàng)新是一種線性關系，因此，基本模型如下：

Y=C+αX+βControl+ε

(1)

其中：Y表示企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力提升的效應，參考陶鋒等(2021)的研究，具體為研發(fā)強度和專利申請數量，其中，研發(fā)強度用研發(fā)費用的對數表示，專利申請數量用專利申請數量加1然后取對數來表示;C表示常數項;α表示各項企業(yè)所得稅優(yōu)惠的系數;X表示各項企業(yè)所得稅優(yōu)惠，具體為低稅率的企業(yè)所得稅優(yōu)惠、研發(fā)費用的加計扣除額;β表示控制變量的系數;Control表示控制變量，參考楊震寧等(2020)的研究，并結合高新技術產業(yè)的自身特點，選取企業(yè)的管理能力、盈利能力、銷售能力、償債能力、企業(yè)年齡為控制變量;ε為隨機干擾項。

考慮到企業(yè)的經濟行為會有“棘輪效應”(楊振兵 等，2015)，因此在式(1)的解釋變量中引入被解釋變量的滯后項。又因為高新技術企業(yè)的創(chuàng)新能力不是短時間能夠提升的，所以相對于企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策的實施，具有時間上的滯后性。因此，解釋變量和控制變量均滯后一項，改善后的模型具體為：

Y=C+γX+βControl+ε

(2)

其中，γ表示被解釋變量滯后項的系數。

參考Rajan et al.(1998)和Baker et al.(2016)的做法，在式(2)基礎上引入特征變量，以研究企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對不同類型或者處于不同階段的高新技術企業(yè)的影響。

Y=C+γY+αX+βControl+θR+λR×X+ε

(3)

其中：R表示高新技術企業(yè)的自身特性，具體為企業(yè)所處生命周期、企業(yè)初始競爭狀況、企業(yè)所在地理位置、企業(yè)所有權性質；交互項R×X表示經濟政策對不同類型企業(yè)的效應；λ表示交互項的系數；θ表示表示特征變量的系數。

對于企業(yè)生命周期的劃分，參考Dickinson(2011)的研究，根據企業(yè)的現金流量凈額進行劃分，具體的劃分方法見表2。

表2 企業(yè)生命周期的劃分方法

處于導入期的企業(yè)，競爭能力很弱，抵御風險的能力很弱。處于成長期的企業(yè)，進入某一領域已經有一段時間，競爭能力較強。處于成熟期的企業(yè)，競爭力最強。在現金凈流量處于其他狀況時，說明企業(yè)正處在衰退期。根據樣本的統(tǒng)計結果，所選樣本中，高新技術企業(yè)都處在成長期和成熟期，這可能是與所選研究對象為上市的高新技術企業(yè)有關，成長期的企業(yè)用0表示，成熟期的企業(yè)用1表示。

對于企業(yè)初始競爭狀況的劃分，參考Hanson et al.(2015)的研究，用如下公式衡量初始年份為2011年的各個高新技術企業(yè)的比較優(yōu)勢：

(4)

其中：RCA表示高新技術企業(yè)i的比較優(yōu)勢；revenue表示高新技術企業(yè)i 2011年的總收入；revenue表示2011年所有高新技術企業(yè)的收入。當RCA>0.5時，表示具有比較優(yōu)勢；當RCA≤0.5時，表示具有比較劣勢。在特征變量中，具有比較優(yōu)勢的企業(yè)用1表示；具有比較劣勢的企業(yè)用0表示。

參考張東敏等(2021)的研究，將企業(yè)按照地理位置不同進行分類，處于東部地區(qū)的企業(yè)用1表示，處于中部地區(qū)的企業(yè)用0表示。根據企業(yè)實際控制人的情況，可以將企業(yè)分為國有企業(yè)和民營企業(yè)，其中，國有企業(yè)用1表示，民營企業(yè)用0表示。

變量說明見表3。

表3 變量說明

(二)數據來源

本文所使用的數據為2011—2020年在深市、滬市上市的高新技術企業(yè)數據。被解釋變量中的專利申請數來源于國家知識產權局，特征變量中的企業(yè)所在地理位置和企業(yè)類型來源于同花順網站，其他變量的數據來源于各上市公司年報。對于個別缺失數據，根據平均增長率進行了估算。

(三)統(tǒng)計特征分析

1.描述性統(tǒng)計

用STATA 14.0對表3所列的變量進行描述性統(tǒng)計，結果見表4。

表4 各個變量的描述性統(tǒng)計

由表4可知，各個變量的最小值與最大值相差不大，且并未出現標準差遠遠大于平均值的情況。企業(yè)所處生命周期、企業(yè)初始競爭狀況、企業(yè)所在地理位置、企業(yè)所有權性質的平均值分別為0.380、0.480、0.410、0.442，都與0.5相近，說明樣本企業(yè)在不同的生命周期、初始競爭狀況、所在地理位置、所有權性質的分布較為均勻。

2.相關性分析

有可能存在解釋變量與控制變量的共線性問題，從而導致解釋變量的系數不準確。因此，應該檢驗解釋變量與控制變量的相關系數，檢驗結果見表5。

表5 解釋變量與控制變量的相關系數

根據表5可知，解釋變量與控制變量的相關系數的絕對值均低于0.7，說明解釋變量與控制變量不存在共線性問題，回歸結果中解釋變量的系數是準確的。

四、實證分析

(一)基準回歸分析

首先，從總體上分析企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力的影響。用STATA 14.0對式(2)進行回歸，同時檢驗廣義矩估計的有效性，回歸及檢驗結果見表6。因為在式(2)的解釋變量中存在被解釋變量的滯后項，所以，可能存在內生性問題。為此，使用工具變量——廣義矩估計對式(2)進行自相關檢驗，二階自相關檢驗中，差分GMM和系統(tǒng)GMM模型的P值均大于0.1，說明式(2)中不存在二階自相關。對廣義矩估計進行SARGAN檢驗，其中，差分GMM模型的P值均小于0.1，系統(tǒng)GMM模型的P值均大于0.1，所以說差分GMM模型是無效的，應該使用系統(tǒng)GMM模型。

表6 對高新技術企業(yè)的總體回歸及檢驗結果

在表6中，當被解釋變量是研發(fā)強度時，滯后一期的研發(fā)強度的系數為0.040，說明在其他變量不變時，上期的研發(fā)強度每變動1%，本期的研發(fā)強度平均會同向變動0.040%。這是因為高新技術企業(yè)的研發(fā)強度具有“棘輪效應”，具有一定的行為慣性。企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠的系數為0.025，說明在其他變量不變時，企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠每增加1%，研發(fā)強度平均會同向增加0.025%。只有高新技術企業(yè)才能夠享受企業(yè)所得稅低稅率政策，而高新技術企業(yè)的認證條件之一是研發(fā)費用達到一定比例，因此該項優(yōu)惠措施也對企業(yè)的研發(fā)強度起到了一定的引導作用，為了有資格享受優(yōu)惠政策，企業(yè)將資金投入到研發(fā)領域，從而提高了研發(fā)強度。研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠的系數為0.033，說明在其他變量不變時，研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠每增加1%，研發(fā)強度平均會增加0.033%。這是因為研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠政策起到了引導與激勵的作用，促進高新技術企業(yè)將資金投入到研發(fā)領域，從而提高了研發(fā)強度。當被解釋變量是專利申請數時，滯后一期的專利申請數的系數為0.889，說明在其他變量不變時，上期的專利申請數每變動1%，本期的專利申請數平均會同向變動0.889%。高新技術企業(yè)申請專利行為同樣具有“棘輪效應”，這可能是因為企業(yè)具有了一定的創(chuàng)新基礎，再申請專利就會更加容易一些。企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠的系數為0.037，說明在其他變量不變時，企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠每增加1%，高新技術企業(yè)的專利申請數量會增加0.037%。企業(yè)要想獲得企業(yè)所得稅低稅率，需要被認證為高新技術企業(yè)，需要有核心的知識產權，需要有一定的創(chuàng)新能力，在評估創(chuàng)新能力時，其中重要一項為專利申請數量，所以，該項優(yōu)惠措施能夠促進高新技術企業(yè)專利申請數的增加。研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠額的系數為-0.058，說明在其他變量不變時，研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠每增加1%，專利申請數平均會減少0.058%。之所以出現研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠政策會抑制高新技術企業(yè)專利申請數的提升，可能是因為該項優(yōu)惠政策導致企業(yè)過多地將資金投入到研發(fā)中，從而造成資金的不合理分配，導致資金的使用效率不高。

對于研發(fā)強度來說，企業(yè)所得稅中兩項優(yōu)惠措施的效應之和為0.058，這表明，對高新技術企業(yè)來說，當企業(yè)所得稅優(yōu)惠每增加1%時，企業(yè)的研發(fā)強度會增加0.058個單位。驗證了企業(yè)所得稅優(yōu)惠措施對高新技術企業(yè)的研發(fā)資金投入具有引導和激勵效果，說明企業(yè)所得稅優(yōu)惠在高新技術企業(yè)研發(fā)強度提升方面是有效率的。對于專利申請數來說，企業(yè)所得稅中兩項優(yōu)惠措施的效應之和為0.005，這表明，對高新技術企業(yè)來說，當企業(yè)所得稅優(yōu)惠每增加1%時，企業(yè)的專利申請數量會增加0.005%。作為一種創(chuàng)新產出，專利申請數量的增加意味著高新技術企業(yè)使用企業(yè)所得稅優(yōu)惠資金是有效率的，企業(yè)能夠利用政府支持的資金提升創(chuàng)新能力。總的來說，實證結果驗證了假設1，即高新技術企業(yè)能夠較為合理地分配企業(yè)所得稅優(yōu)惠帶來的生產要素，企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策在提升高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力方面是有效率的。

(二)進一步分析

進一步分析企業(yè)所得稅優(yōu)惠對處于不同生命周期的、不同初始競爭狀態(tài)的、不同地區(qū)的、不同所有權性質的高新技術企業(yè)的創(chuàng)新能力的影響。用STATA 14.0對式(3)進行回歸，同時檢驗廣義矩估計的有效性，回歸及檢驗結果見表7和表8。因為式(3)中特征變量不隨時間的變化而變化，所以不能使用差分GMM，只能使用系統(tǒng)GMM工具變量。在表7和表8中，二階自相關檢驗的P值均大于0.1，說明式(3)中不存在二階自相關，對廣義矩估計進行Sargan檢驗，Sargan檢驗的P值均大于0.1，說明廣義矩估計是有效的，所以使用系統(tǒng)GMM工具變量是合適的。

表7 企業(yè)所得稅優(yōu)惠對研發(fā)強度效應的進一步分析

在表7中，當Z=Cycle時，交互項Z×Etr的系數為0.047，說明在給予相同的企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠時，對處在成熟期的高新技術企業(yè)的研發(fā)強度的促進作用更強；交互項Z×Rdd的系數為0.017，說明在給予相同的研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠時，對處在成熟期的高新技術企業(yè)的研發(fā)強度的促進作用更強。當Z=Compete時，交互項Z×Etr的系數為0.052，說明在給予相同的企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠時，對具有初始競爭優(yōu)勢的高新技術企業(yè)的研發(fā)強度的促進作用更強；交互項Z×Rdd的系數不顯著，說明高新技術企業(yè)的初始競爭狀態(tài)對研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠的效應無顯著影響。當Z=Area時，交互項Z×Etr的系數為0.014，說明在給予相同的企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠時，對處在東部地區(qū)的高新技術企業(yè)的研發(fā)強度的促進作用更強；交互項Z×Rdd的系數不顯著，說明高新技術企業(yè)所在地理位置對研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠的效應無顯著影響。當Z=Nat時，交互項Z×Etr的系數和交互項Z×Rdd的系數均不顯著，說明高新技術企業(yè)的所有權性質對兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠關于研發(fā)費用的效應均無顯著影響。

在表8中，當Z=Cycle時，交互項Z×Etr和交互項Z×Rdd的系數不顯著，說明高新技術企業(yè)所在的生命周期階段不影響企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)專利申請數量的效應。當Z= Compete時，交互項Z×Etr的系數不顯著，說明高新技術企業(yè)的初始競爭狀態(tài)對低稅率優(yōu)惠的效應無顯著影響；交互項Z×Rdd的系數為-0.127，說明在給予相同的加計扣除優(yōu)惠時，對具有初始競爭優(yōu)勢的高新技術企業(yè)的專利申請數的抑制作用更弱。當Z=Area時，交互項Z×Etr的系數為0.014，說明在給予相同的企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠時，對處在東部地區(qū)的高新技術企業(yè)的專利申請數的促進作用更強；交互項Z×Rdd的系數不顯著，說明高新技術企業(yè)所在地理位置對加計扣除優(yōu)惠的效應無顯著影響。當Z=Nat時，交互項Z×Etr的系數和交互項Z×Rdd的系數均不顯著，說明高新技術企業(yè)的所有權性質對兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策關于專利申請數量的效應均無顯著影響。

本發(fā)明涉及利用鉬尾礦砂制備適于制造板材的加氣混凝土，其制備方法按下列質量百分比組成，鉬尾礦砂30%～65%，農作物的副產物30%～60%，水泥5%～15%，生石灰12%～25%，石膏3%～5%，鋁粉0.03%～0.13%。本發(fā)明充分利用了影響環(huán)境的鉬尾礦砂；替代了不可再生能源天然砂；還利用了可再生能源農作物副產物；這樣的結果，改變了所述混凝土的某些特性，使其便于加工一些相對于目前現有板材的特殊板材。拓寬了加氣混凝土的使用范圍。

表8 企業(yè)所得稅優(yōu)惠對專利申請效應的進一步分析

為了使實證結果更加清晰，將企業(yè)所得稅優(yōu)惠效應的差異性匯總為表9。在表9中，“+”表示實施同一企業(yè)所得稅優(yōu)惠的效應更加顯著；“-”表示實施同一企業(yè)所得稅優(yōu)惠的效應相對較弱；“N”表示實施同一企業(yè)所得稅優(yōu)惠對不同類企業(yè)無顯著影響。

由表9可知，在研發(fā)強度方面，企業(yè)所得稅低稅率政策對處在成熟期的企業(yè)、對具有初始競爭優(yōu)勢的企業(yè)、對東部地區(qū)的企業(yè)的促進效應更加明顯；研發(fā)加計扣除政策對處在成熟期企業(yè)的促進效應更加明顯。企業(yè)所得稅優(yōu)惠是一種事后給予的財政資金支持，成熟期的、具有初始競爭優(yōu)勢的、東部地區(qū)的企業(yè)的競爭能力強，擁有的資源較多，因此，有更加充裕的資源支撐其加強研發(fā)強度。成長期的、具有初始競爭劣勢的、西部地區(qū)的企業(yè)的資源較少，相同的企業(yè)所得稅優(yōu)惠條件，對其的刺激效應較小。在專利申請方面，企業(yè)所得稅低稅率政策對東部地區(qū)的高新技術企業(yè)的促進效應更加明顯；研發(fā)加計扣除政策對具有初始競爭優(yōu)勢的高新技術企業(yè)的促進效應更加明顯。但是，具體來看，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對不同狀態(tài)的、不同地區(qū)的高新技術企業(yè)的專利申請效應差異不及研發(fā)強度效應差異明顯。這可能是因為專利申請除了資金以外還涉及多種因素，例如基礎研究水平、某些特定自然資源的豐富程度、關鍵裝備的國外封鎖等。

表9 企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新效應的差異性匯總表

綜上，可以看出，企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對處在不同生命周期的、不同初始競爭狀態(tài)的、不同地區(qū)的高新技術企業(yè)的創(chuàng)新能力的影響不同。從而驗證了假設2。

(三)穩(wěn)健性分析

1.內生性分析

造成內生性問題的主要原因有遺漏變量、共線性和互為因果等。針對遺漏變量問題，本文在基準回歸模型中添加了控制變量，主要有企業(yè)的管理能力、盈利能力、銷售能力、償債能力、年齡，從而減輕因為遺漏變量而造成的內生性問題。對于共線性問題，采用了相關性分析進行了檢驗，檢驗結果見表5。根據表5可知，解釋變量與控制變量的相關系數的絕對值均低于0.7，所以不存在因共線性問題而導致的內生性。由于基準回歸為動態(tài)面板模型，可能有互為因果問題，為了解決這一問題，使用GMM工具變量。GMM工具變量的有效性及準確性檢驗均在上文中做了詳細說明，在此不再贅述。

2.逐項添加控制變量

為了檢驗回歸結果的穩(wěn)定性，參考孫浦陽等(2017)的研究，將控制變量依次加入式(2)中，然后分別進行回歸。回歸結果見表10和表11。

在表10中，二階自相關檢驗的P值均大于0.1，Sargan檢驗的P值均大于0.1，說明在穩(wěn)健性檢驗中，使用系統(tǒng)GMM工具變量是合適的。在逐漸增加控制變量的過程中，企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠的系數均為正，并且與表6中當被解釋變量為研發(fā)強度時的企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠的系數大致相同。在逐漸增加控制變量的過程中，研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠的系數大部分情況下是正數，并且與表6中當被解釋變量為研發(fā)強度時的企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠的系數大致相同。因此，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)研發(fā)強度的效應是穩(wěn)健的。

在表11中，二階自相關檢驗的P值均大于0.1，Sargan檢驗的P值均大于0.1，說明在穩(wěn)健性檢驗中，使用系統(tǒng)GMM工具變量是合適的。在逐漸增加控制變量的過程中，企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠的系數均是顯著的且為正，并且與表6中當被解釋變量為專利申請數時的企業(yè)所得稅低稅率優(yōu)惠系數大致相當。在逐漸增加控制變量的過程中，研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠的系數均是顯著的且為負數，并且與表6中當被解釋變量為專利申請數時的研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠的系數大致相當。因此，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)專利申請數的效應是穩(wěn)健的。

表10 企業(yè)所得稅優(yōu)惠對研發(fā)強度效應的穩(wěn)健性分析

表11 企業(yè)所得稅優(yōu)惠對專利申請效應的穩(wěn)健性分析

3.使用不同的回歸方法

為了進一步檢驗回歸結果的穩(wěn)定性，參考周京奎等(2020)的研究，進行穩(wěn)健性分析。首先，不添加控制變量，使用最小二乘法研究企業(yè)所得稅對高新技術企業(yè)的研發(fā)強度和專利申請數的影響；然后添加控制變量，使用最小二乘法研究企業(yè)所得稅對高新技術企業(yè)的研發(fā)強度和專利申請數的影響；最后，使用靜態(tài)面板模型的固定效應模型且添加控制變量研究企業(yè)所得稅對高新技術企業(yè)的研發(fā)強度和專利申請數的影響。回歸結果見表12。

表12 企業(yè)所得稅優(yōu)惠對創(chuàng)新能力提升效應的穩(wěn)健性分析

在表12中，當被解釋變量為研發(fā)強度時，使用最小二乘法且未添加控制變量的回歸結果中，兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠的系數顯著，并且與表6中當被解釋變量為研發(fā)強度時的兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠的系數相差不大；使用最小二乘法且添加控制變量的回歸結果中，兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠的系數顯著，并且與表6中當被解釋變量為研發(fā)強度時的兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠的系數相差不大；使用靜態(tài)面板模型的固定效應模型且添加控制變量的回歸結果中，兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠的系數顯著，并且與表6中當被解釋變量為研發(fā)強度時的兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠的系數相差不大。當被解釋變量為專利申請數量時，使用最小二乘法且未添加控制變量的回歸結果中，企業(yè)所得稅低稅率系數顯著，且與表6中相對應的系數大致相當，研發(fā)加計扣除優(yōu)惠系數則不顯著；使用最小二乘法且添加控制變量的回歸結果中，企業(yè)所得稅低稅率系數顯著，且與表6中相對應的系數大致相當，研發(fā)加計扣除優(yōu)惠系數則不顯著；使用靜態(tài)面板模型的固定效應模型且添加控制變量的回歸結果中，兩項企業(yè)所得稅優(yōu)惠的系數顯著，并且與表6中相對應的系數大致相當。因此，總的來說，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)研發(fā)強度和專利申請數量的效應是穩(wěn)健的。

五、研究結論與政策建議

本文使用上市的高新技術企業(yè)的數據研究企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力提升的效應。首先，從整體上分析企業(yè)所得稅優(yōu)惠的效應，以研究企業(yè)所得稅優(yōu)惠資金的使用效率；然后，按照企業(yè)所在的生命周期階段、企業(yè)初始競爭狀態(tài)、企業(yè)所在的地理位置、企業(yè)所有權性質，分類研究企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新的效應。結論如下：

整體上，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力的提升是有效率的；具體來看，優(yōu)惠政策在創(chuàng)新能力某些方面的效率不十分理想。根據實證結果可知，企業(yè)所得稅優(yōu)惠能夠促進高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力的提升，但對高新技術企業(yè)專利申請的促進效應不十分理想。這可能是由企業(yè)所得稅政策優(yōu)惠力度不均衡導致的，研發(fā)費用加計扣除政策使得企業(yè)過于關注研發(fā)投入環(huán)節(jié)，忽略了研發(fā)產出環(huán)節(jié)，造成資金分配在生產過程不均衡。

進一步分析來看，企業(yè)所得稅優(yōu)惠在促進不同生命周期階段、不同初始競爭狀態(tài)及不同地區(qū)的高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力的提升方面是不同的，但是對不同所有制性質的企業(yè)影響是相同的。根據實證結果可知，在創(chuàng)新能力方面，企業(yè)所得稅優(yōu)惠對處在成熟期的企業(yè)、對具有初始競爭優(yōu)勢的企業(yè)、對東部地區(qū)的高新技術企業(yè)的促進效應更加明顯。相對于其他時期的企業(yè)，成熟期的企業(yè)具有較高的競爭力；相對于中部地區(qū)的企業(yè)，東部地區(qū)的企業(yè)具有較高的競爭力。

由以上結論，提出如下政策建議：

應該對高新技術企業(yè)繼續(xù)給予企業(yè)所得稅優(yōu)惠，并針對企業(yè)的專利申請給予企業(yè)所得稅優(yōu)惠。企業(yè)所得稅優(yōu)惠對高新技術企業(yè)創(chuàng)新能力的提升是有效率的，所以，應該對高新技術企業(yè)繼續(xù)給予企業(yè)所得稅優(yōu)惠。由于優(yōu)惠政策對高新技術企業(yè)專利申請的促進作用并不十分理想，為此，應該加強對企業(yè)專利申請的引導。具體做法是可以在高新技術企業(yè)認證條件中加入專利申請的相關內容，例如只有在一段時期內專利申請數量達到一定程度時，才能夠被認為是高新技術企業(yè)。此外，為鼓勵高新技術產業(yè)的發(fā)展，對處于成長期的、具有初始競爭劣勢的、中部地區(qū)的高新技術企業(yè)加大企業(yè)所得稅優(yōu)惠力度。需要注意的是，為了避免企業(yè)生產經營惰性，該優(yōu)惠政策不宜長期給予。