研發費用加計扣除是否促進了企業創新績效的提升
——基于2021年A股上市公司實質性與策略性創新的實證研究

文/王子怡（蘇州大學商學院）

一、引言

2018年，為激勵企業加大研發投入、提高科技創新力度，我國提高企業研發費用加計扣除比例，對未形成無形資產計入當期損益的，按照實際發生額的175%進行稅前加計扣除。2021年，為進一步促進減稅降費，我國將目光放到受疫情沖擊較大的制造業企業，進一步提高研發費用加計扣除比例，規定自2021年1月1日起，未形成無形資產計入當期損益的，由175%提高至200%的稅前加計扣除。

在給予企業大幅稅收優惠的同時，要兼顧實施的效率。研發費用加計扣除政策是否真的激勵企業進行創新？還是間接促進了企業利用該政策進行避稅，實質上只是減負并未促進實質創新？在目前由于疫情，我國在各方面加大財政支出，同時實行減稅降費政策，財政壓力增大，各地方政府相繼出現財政資金不足的背景下，研究現行政策的實施效果和存在問題，對日后縮小優惠范圍，提高稅收效率，精準推動企業創新具有重要意義。

二、文獻綜述

研發費用加計扣除是否能推動企業創新？針對這一問題，大量學者展開了廣泛的討論，實證研究結果存在差異。

一部分學者從不同角度衡量研發費用加計扣除對企業創新的促進作用。賀康等（2020）認為，加計扣除政策顯著提高企業的專利申請數量與當年及前一年研發支出之和的比值，從而提高了創新產出和創新效率；李宜航等（2022）認為，2021年出臺的兩項研發費用加計扣除政策對A股上市公司研發投入具有積極影響。

但一些學者對此持有不同的看法，將創新細分，認為研發費用加計扣除對于企業的實質性創新、激勵效果并不顯著。黎文靖和鄭曼妮（2016）認為，受產業政策激勵的公司只是非發明專利申請顯著增加，重數量輕質量；柳卸林等（2021）認為，在區域技術創新效率方面，研發費用加計扣除具有副作用。

此外，還有一些學者從異質性出發，研究研發費用加計扣除在不同情況下對創新績效的影響。一些學者就產權性質、地區分布、行業性質等要素展開實證研究。梁俊嬌和賈昱晞（2019）認為，如加計扣除類的間接優惠對非國有企業、東部地區企業、制造業和信息技術業的創新激勵性更強；賀康等（2020）認為加計扣除政策對非國有、大規模、非高新技術、高市場化地區企業的創新產出和創新效率的激勵效果更好；陳宇和劉玉環（2021）認為加計扣除政策在國有、規模較大、市場競爭程度較低、融資約束程度較高的企業中實施效果較好；王琦蕓等（2021）認為研發費用“再加計扣除”政策實施以后，非東部地區的研發投入顯著高于東部地區。

一些學者就不同的創新績效實證研究異質性的影響。黎文靖和鄭曼妮（2016）認為，選擇性產業政策激勵企業策略性創新現象只在國企組、非高新技術行業組中顯著。邢會等（2021）認為，稅收優惠對非國有企業、高新技術行業的創新方面激勵效應無論在實質性還是策略性創新都表現得更明顯，區域異質性創新效果呈現出東、中、西部遞減的狀態。

本文認為研究結論出現較大差異的原因在于各研究選取衡量企業創新績效的要素不同，存在微觀與宏觀上的差異。通過總結我國學者相關研究結果可以發現，認為加計扣除可以促進企業創新的研究通常立足于企業的研發投入、總專利數等宏觀因素，認為未能促進實質性創新的研究通常著眼于高技術發明專利產出與稅收優惠的不對等、企業設立研發機構數量與企業自身創新投入之間的背離等微觀層面。

同時，由于2021年制造業研發費用加計扣除比例由175%提升至200%的稅收優惠政策實施時間尚短，數據更新較慢，新政策缺少相關文獻進行合理、有效的實施效果評價。因此，本文基于國內外學者的研究基礎，從微觀角度出發，分別從2021年企業的實質性創新、策略性創新兩方面為切入點，采用普通最小二乘法，綜合考慮行業性質、產權性質、地區分布對企業創新的影響，建立多元回歸模型，實證研究新的研發費用加計扣除政策是否真正促進企業創新績效的提升。

三、理論分析與研究假設

（一）研發費用加計扣除對企業的創新效應

為實現創新，研發投入必不可少。但由于研發投資具有高成本、高風險等特點，研發投資通常會低于社會所需求的最優水平，需要通過一定的財稅激勵政策加以調節，促進資源有效配置。

研發費用加計扣除的稅收優惠政策通過減少企業研發成本，從而刺激企業增加研發投入，達到提高企業創新績效的目的。同時一些企業為獲得更多的政府補貼和稅收優惠，為“尋扶持”而增加“創新數量”，“創新質量”并未顯著提高。基于此，本文提出假設：

H1：總體而言，研發費用加計扣除政策顯著提高企業的實質性與策略性創新。

（二）研發費用加計扣除對行業異質性企業的創新效應

2021年提高了對制造業研發費用加計扣除比例。基于此，本文提出假設：

H2：對比非制造業企業，研發費用加計扣除政策顯著提高制造業企業的實質性與策略性創新。

（三）研發費用加計扣除對產權異質性企業的創新效應

一方面，國有企業獲取政策照顧和銀行資金支持相對便利，使得國有企業市場競爭意識與創新意識相對較弱。另一方面，國有企業存在政治關聯。與政治關聯企業相比,無政治關聯企業在創新績效上,兩極分化現象更加嚴重,政治關聯顯著地抑制企業創新。基于此，本文提出假設：

H3：對比非國有企業，研發費用加計扣除政策顯著提高國有企業的策略性創新。

（四）研發費用加計扣除對區域異質性企業的創新效應

近些年，稅收優惠政策由于不同區域地理位置、對外開放水平、經濟發展程度等因素的不同造成實施效果的差異越發明顯。與中西部相比，東部沿海地區創新氛圍更為濃郁。基于該原因，本文提出假設：

H4：對比中西部地區，研發費用加計扣除政策顯著提高東部地區企業的實質性與策略性創新。

四、研究設計

（一）樣本選擇

由于我國非上市公司財務信息披露不全面，本文選取2021年全部A股上市公司為樣本。考慮到政策適用行業范圍與數據的可比性、完整性，本文對樣本進行以下條件篩選：（1）剔

除金融業、煙草制造業、住宿和餐飲業、批發和零售業、房地產業、租賃和商務服務業、娛樂業公司；（2）剔除缺少本文研究變量相關數據的公司；（3）剔除被ST處理的公司。樣本數據來源于國泰安數據庫（CSMAR），最終確定使用326家公司范本。部分相關變量數據通過樣本數據，運用Excel軟件計算得出。

（二）變量定義

1．因變量

將申請發明專利的企業行為認定為實質性創新（Patenti），申請非發明專利（包含實用新型和外觀設計專利）的企業行為認定為策略性創新（Patentst）。

2．自變量

自變量包括研發支出（RD）、企業規模（Size）、償債能力（Lev）、盈利水平（Roa）、行業性質（Treat）、產權性質（Own）、區域分布（Loc）。

各變量具體定義見表1。

表1 變量定義

（三）模型設定

本文采用普通最小二乘法，建立多元回歸模型，衡量企業實質性創新與策略性創新，基于EViews10進行數據回歸。

實質性創新模型：

策略性創新模型：

其中，α0-α7為偏回歸系數，μ為隨機誤差項。變量具體定義見表1。

五、實證結果與分析

（一）描述性統計

對326個樣本用最小二乘法，利用EViews分析．

模型參數具體數據為：

兩個方程均通過經濟意義檢驗。調整后的可決系數都不太高，但均通過F檢驗，說明模型均通過了總體顯著性檢驗。

在顯著性水平α=0．05的情況下，模型（1）中僅有LOG(RD)拒絕了原假設，其余6個變量p值均遠大于0．05，未通過t檢驗。說明僅有研發投入金額對實質性創新有顯著的影響；模型（2）中LOG(SIZE)、LEV、TREAT拒絕了原假設，其余4個變量均未通過t檢驗。說明企業總資產、資產負債率和行業性質對策略性創新有顯著的影響。

（二）多重共線性檢驗

為驗證模型的多重共線性，可根據VIF檢驗來判斷。具體如表2、表3所示。

表2 模型（1）VIF檢驗

表3 模型（2）VIF檢驗

由以上兩張表可以看出，各自變量VIF值均小于5。說明模型均不存在嚴重的多重共線性。

（三）異方差檢驗及修正

對于該模型是否存在異方差，本文采取White檢驗對模型（1）和模型（2）進行驗證。White檢驗的結果如圖1、圖2所示。

圖1 模型（1）White檢驗結果

圖2 模型（2）White檢驗結果

在α=0．05的顯著性水平下，對于模 型（1），Obs*R-squared=11．04522＜ X2

0．05(7)=14．0671。另一方面，p=0．1367＞0．05，從而接受原假設，認為該回歸模型不存在異方差；對于模型（2），Obs*R-squared=20．69577＞X20．05（7），且p=0．0042＜0．05，從而拒絕原假設，認為該回歸模型存在異方差。

因而對模型（2）進行異方差的修正。采用加權最小二乘法，建立殘差平方的輔助回歸方程，以該方程絕對值開方后的倒數作為權重，回歸結果與White檢驗結果如圖3、圖4所示。

圖3 修正后的OLS回歸結果

圖4 修正后的White檢驗結果

修正后的Obs*R-squared=13．52704＜X20．05（8）=15．5073，p＞0．05，說明不存在異方差。

在α=0．05的顯著性水平下，LOG(SIZE)、LEV、TREAT的p值遠小于0．05，拒絕原假設，認為企業總資產、資產負債率和行業性質對策略性創新有顯著的影響。

（四）模型的改進

根據以上模型的檢驗最終結果，得到的方程為：

校正后的模型經濟意義為：假設其他變量不變的情況下，研發投入金額每增加1%，實質性創新預期增加0．7663%；企業總資產每增加1%，策略新創新預期增加0．3646%；企業資產負債率每增加1%，策略性創新預期增加305．87%；行業性質影響策略性創新，對比非制造業企業，制造業企業在2021年新政策實施后策略性創新增長63．98%。

六、研究結論及政策建議

在我國經濟向自主性創新轉型的過程中，上市公司作為各領域的領頭企業，其創新績效對我國貫徹落實創新驅動發展戰略影響深遠。近些年來我國持續推進減稅降費，不斷擴大研發費用加計扣除范圍、提高扣除比例，激勵企業提高創新水平。對加計扣除政策的激勵效果進行定量評估，既是對政策執行效果的檢驗，同時也有利于日后針對性制定政策，抬高認定門檻，從而減少企業避稅、減輕財政資金壓力。鑒于此，本文以2021年全部A股上市公司為樣本，實證檢驗了新的加計扣除政策對實質性、策略性創新的激勵效果。研究結果表明，2021年提高制造業研發費用加計扣除比例激發的更多的是一種策略性創新而非實質性創新，追求創新“數量”，忽略創新“質量”。進一步地，本文發現對資產規模大、資產負債率較高的制造業企業策略性創新激勵效果更強，研發投入顯著影響實質性創新。

基于以上研究結論，本文提出如下建議：

第一，政府在制定企業稅收優惠政策時，應注意“普惠性”和“特惠性”政策的協調，綜合考慮行業性質、企業規模、負債水平等特點，實行有差別的稅收優惠政策。對于研發投入金額高、總資產大、資產負債率較高的制造業，尤其是高新技術企業可以給予更大的稅收優惠。為促進普遍性創新，需要繼續堅定實行研發費用加計扣除政策。目前面臨疫情帶來的沖擊，盡管策略性創新在一定程度上造成了稅源的流失，卻減輕了企業的稅收負擔，短期之內仍是助力企業減稅降費、激發活力的有力政策之一。

第二，鼓勵企業增加研發投入，對研發投入占比較高的企業給予更大的政策支持力度，激發企業實質性創新活力，以更好地發揮研發費用加計扣除的激勵效果，真正提高創新績效。研發投入仍是企業創新最直接的體現，結合技術溢出效應，現行政策應繼續鼓勵研發投入占比的提高，例如企業內部技術研發、引進國外高新技術、投資基礎學科、引進人才等。

第三，企業迎合性的低質量創新，一味投入研發費用，忽視創新實質性產出，與政策的實施初衷相違背。短期之內，策略性創新緩解了企業稅負；但長此以往，該稅收漏洞會對財政收入造成一定消極影響。目前由于實行減稅降費政策，各地政府已出現財政收入短缺情況，而服務型政府的建設需要大量財政資金維持。因而，在今后應逐漸提高對“創新”的優惠標準。一方面，可以通過提高優惠認定標準，增加對研發費用投入項目的考察、創新成果的甄別，量化創新的難度、深度，加大高新技術含量項目在研究前期階段的支持力度，激勵企業提高實質性創新績效。另一方面，可以通過建立科研成果轉化促進平臺，有效建立“專利盒”制度來鼓勵企業關注研發產出，促進企業的實質性創新。

第四，加大政策實施的監管力度，完善相關政策條例。研發費用加計扣除政策可能會引發企業作假行為，將其他成本費用劃入研發費用，從而享受本不該有的優惠額度。因而，稅收征管部門應注意審核，或是在制定政策時明確規定研發費用來源、扣除限額。

第五，給予中、西部地區更大力度的創新支持。從研究結果我們可以看到中西部非國有企業的實質性創新績效強于東部地區。因而，可以提高中西部地區的稅收優惠力度，促進中西部企業扭轉自身缺乏創新資金等劣勢，以更優惠的財稅政策吸引高科技、高附加值的企業到中、西部地區開設工廠，從而優化生產力空間布局，形成合理產業分工體系，實現不同地區協同發展和共同富裕。

相關鏈接

研發費用是指研究與開發某項目所支付的費用。我國有關制度對研發費用的規范存在于兩個方面《企業會計準則第6號——無形資產》和《中華人民共和國企業所得稅法》。

《企業會計準則第6號——無形資產》從會計核算角度規范了企業對研發費用的確認、計量、記錄及報告方法；《中華人民共和國企業所得稅法》從稅法角度規范企業對研發費用的歸集、攤銷及抵減企業應稅收入進行了規定。

研發費用：

研發費用是指研究與開發某項目所支付的費用。

研發費用規范的方式：

我國與國際會計準則研發費用的規范方式，存在差異。

國際會計準則對研發費用的規范則見于1980年1月1日起對財務報表生效而進行制定的《國際會計準則第9號——研究和開發費用》。

我國會計準則對研發費用處理分為兩大部分：一是研究階段發生的費用及無法區分研究階段研發支出和開發階段研發的支出全部費用化;二是企業內部研究開發項目開發階段的支出，能夠證明符合無形資產條件的支出資本化，分期攤銷。

如前所述，《中華人民共和國企業所得稅法》對研發費用要求分為兩種情況進行處理，“企業為開發新技術、新產品、新工藝發生的研究開發費用，未形成無形資產計入當期損益的，在按照規定據實扣除的基礎上，按照研究開發費用的50%加計扣除;形成無形資產的，按照無形資產成本的150%攤銷”。