創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的作用效果評估
——來自廣東的經(jīng)驗證據(jù)

唐 敏，葉小剛，馬雨晨

（1.西安交通大學，陜西西安 710049；2.廣東省科技創(chuàng)新監(jiān)測研究中心，廣東廣州 510033；3.倫敦國王學院，倫敦 WC2R 2LS）

1 研究背景

高新技術企業(yè)承擔著創(chuàng)新引領作用，是推動國家產(chǎn)業(yè)轉型、科技創(chuàng)新的重要主體。“十三五”期間，我國高新技術企業(yè)數(shù)量由2016 年的10.4 萬戶增加至2019 年的22.5 萬戶，4 年間翻了一番［1］。2021 年，全國高新技術企業(yè)已突破20 萬家。但高新技術企業(yè)大而不強、關鍵核心技術對外依存度高等問題依然突出［2］。習近平總書記強調(diào)，企業(yè)持續(xù)發(fā)展之基、市場制勝之道在于創(chuàng)新，各類企業(yè)都要把創(chuàng)新牢牢抓住，爭當創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展先行軍［3］。恰當?shù)闹贫劝才攀峭苿痈咝录夹g產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要力量。高新技術企業(yè)需要投入大量人財物進行研究以實現(xiàn)技術創(chuàng)新，研究轉化為成果的過程支出大、研發(fā)風險高，技術溢出水平不確定，市場機制無法誘導企業(yè)研究投入達到社會最優(yōu)水平，亟須政府給予政策傾斜。然而，關鍵問題在于創(chuàng)新政策投入的增加是否意味著高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量得到了提升。

現(xiàn)有研究關于政府創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升的作用存在不同意見，既有贊同加大政策支持可以增強企業(yè)創(chuàng)新能力，也有認為政策支持存在擠出效應。但現(xiàn)有研究對以下問題重視不足：第一，政府在選擇補貼對象時傾向于挑選“贏家”，未細分企業(yè)規(guī)模、行業(yè)類別，由此帶來異質(zhì)性問題；第二，籠統(tǒng)關注政府某一項政策對企業(yè)總體創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，忽視了不同政策對各項創(chuàng)新產(chǎn)出的不同效果；第三，研究對象多為區(qū)域或行業(yè)性高新技術企業(yè)、上市公司，而政策主要扶持對象是科技型中小企業(yè)，其管理與決策行為與大型上市公司有較大差異，因此現(xiàn)有研究不利于展現(xiàn)高新技術企業(yè)的全貌。

據(jù)此，本研究基于廣東省高新技術企業(yè)數(shù)據(jù)，按照企業(yè)規(guī)模、行業(yè)類型、高企類別劃分高新技術企業(yè)，從科技成果轉化能力、知識產(chǎn)權與技術標準、研發(fā)投入強度、財務能力、新產(chǎn)品收入5 個維度，分別考量稅收優(yōu)惠和財政補貼兩類創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的作用效果。

2 文獻綜述

政策評估作為公共政策分析的重要環(huán)節(jié)，不僅是對政策執(zhí)行環(huán)節(jié)進行評估，在后續(xù)政策體系完善和創(chuàng)新等方面也扮演著重要的角色。關于創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新評估的已有研究主要集中于政策評估的內(nèi)涵、原則、一般步驟、方法、評估模型和指標體系的構建等方面，多對某一具體地域、行業(yè)的產(chǎn)業(yè)集群及對應政策效果進行評估。

“創(chuàng)新質(zhì)量”概念最早由科恩等［4］提出，認為高質(zhì)量的創(chuàng)新投入表現(xiàn)為絕大多數(shù)資金能夠轉化為有價值的創(chuàng)新成果，較少被浪費，而高質(zhì)量的創(chuàng)新成果表現(xiàn)為具有極高附加值的產(chǎn)品或服務，使其與一般產(chǎn)品或服務區(qū)分開來。在企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的度量方面，不同學者的研究采用的指標有較大差異，如Scherer 等［5］以高質(zhì)量專利為衡量標準，這一指標后在國內(nèi)得到廣泛使用［6］；楊博等［7］采用企業(yè)發(fā)明專利授權數(shù)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率測量；許昊等［8］認為，技術創(chuàng)新的最終產(chǎn)品和新產(chǎn)品也常被作為創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)出衡量的標準。

關于創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升的作用，部分研究認為政府補助、國家科研經(jīng)費撥款等政策支持對高新技術企業(yè)的創(chuàng)新能力有著重要影響。如，王赫然等［9］通過多元線性回歸分析得出，科技活動經(jīng)費投入是高新技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要影響因素；王美玲［10］認為創(chuàng)新投入與企業(yè)成長性存在正相關關系，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的創(chuàng)新投入對企業(yè)成長性的促進作用更顯著；成瓊文等［11］的研究結論是，財政補貼可以有效激勵資源型企業(yè)增加創(chuàng)新產(chǎn)出，但激勵效果主要是針對傳統(tǒng)創(chuàng)新產(chǎn)出，并未促進經(jīng)濟績效與環(huán)境效益的協(xié)調(diào)發(fā)展；Hewitt-Dundas 等［12］利用1994—2002 年愛爾蘭和北愛爾蘭的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，政府資助對企業(yè)研發(fā)活動、產(chǎn)品改進式創(chuàng)新活動和新產(chǎn)品開發(fā)式創(chuàng)新活動產(chǎn)生積極影響。

關于高新技術企業(yè)認定政策對企業(yè)的創(chuàng)新激勵效果，則存在兩種截然相反的意見。擠出論學者雷根強等［13］認為，私人部門的一部分研發(fā)投入受到認定政策的影響可能會被擠出；楊國超等［14］和萬源星等［15］指出，一些企業(yè)為達到政策規(guī)定的認定門檻可能會實施一定程度的研發(fā)操縱行為甚至尋租行為，造成虛假認定，最終導致企業(yè)創(chuàng)新績效的根本性下降。相對地，互補論學者如Branscomb［16］則認為，認定政策能夠起到良好的杠桿作用；徐軍玲等［17］研究驗證了認定政策對投入增量的激勵效應在多個假設中都不顯著，但是信息不對稱背景下認定政策確實能夠向市場傳遞企業(yè)良好質(zhì)量信號，從而幫助企業(yè)獲得創(chuàng)新資源；馬衛(wèi)華等［18］認為，認定政策促進了企業(yè)增加創(chuàng)新投入并獲得創(chuàng)新產(chǎn)出，但創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的增加在短期內(nèi)未反映在企業(yè)的發(fā)展上。

綜上，目前學界有關創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量作用評估的結論尚存在不同觀點，政策效果依然模糊。不同的研究對象，采用何種創(chuàng)新激勵政策、如何界定創(chuàng)新質(zhì)量、是否關注企業(yè)的異質(zhì)性等，可能是導致研究結論差異的主要原因。探究創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升效果，需要關注異質(zhì)性問題，對高新技術企業(yè)分行業(yè)、規(guī)模進行詳細評估。本研究利用廣東省高新技術企業(yè)數(shù)據(jù)，構建多層線性模型，評估稅收優(yōu)惠和財政補貼對不同規(guī)模、行業(yè)、高企類別的高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

2015—2018 年是廣東省高新技術企業(yè)高速發(fā)展期，相關創(chuàng)新激勵政策密集出臺，廣東省財政在這4 年內(nèi)共投入60.04 億元激勵通過認定的高新技術企業(yè)［19］，但2018 年后取消了這一補貼政策。在相關政策的扶持下，2015—2018 年，廣東省高新技術企業(yè)從1.1 萬戶迅速增長4.5 萬戶［19］。因此，研究這一特定時期創(chuàng)新激勵政策對廣東高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的作用效果更具有典型性。研究數(shù)據(jù)來自2015—2018 年國家火炬中心對廣東省高新技術企業(yè)的統(tǒng)計調(diào)查，經(jīng)整理獲得33 242 家企業(yè)數(shù)據(jù)。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

參照馬衛(wèi)華等［18］、李子彪等［20］的研究，將創(chuàng)新激勵政策中使用頻次最高的科技成果轉化能力、知識產(chǎn)權和技術標準、研發(fā)投入強度、財務能力、新產(chǎn)品收益等5 個產(chǎn)出指標作為衡量高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的代表（見表1）。

3.2.2 核心解釋變量

從廣東省自2008 年以來出臺的高新技術企業(yè)支持政策來看，目前可收集數(shù)據(jù)的指標主要有稅收優(yōu)惠政策和財政補貼政策兩項（見表1）。

3.2.3 組間變量

（1）企業(yè)規(guī)模。依據(jù)銷售收入，將高新技術企業(yè)按規(guī)模分為3 類，即中小型企業(yè)（銷售收入≤2億元）、大型企業(yè)（2 億元＜銷售收入≤4 億元）、超大型企業(yè)（銷售收入＞4 億元），分別使用代碼—1、0、1 表示。

（2）行業(yè)。分為電子信息技術與服務、先進制造與自動化、生物與新醫(yī)藥3 類，分別使用代碼-1、0、1 表示。

（3）高企類別。主要有高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)和國家級高新技術企業(yè)兩類，分別使用代碼1、2 表示。

3.3 評估模型

由于本研究中評估的是創(chuàng)新激勵政策對不同規(guī)模、行業(yè)、類別的高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的作用效果，且數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，是帶有明顯跨級（多層）的研究問題，因此利用多層模型分析技術（hierarchical multilevel model,HLM）中的線性發(fā)展模型進行研究。

3.3.1 模型原理

借鑒Bickel［21］的研究構造多層結構模型。其中，個體內(nèi)不同時間的重復觀測為層次一，旨在得出個體隨時間的成長變化軌跡，構建時間線性發(fā)展模型如式（1）所示；個體間觀測的差異為層次二，旨在分析個體間變化的異質(zhì)性，以確定預測因素和成長軌跡的關系，構建隨機系數(shù)模型如式（2）所示；群體組織變量為層次三，旨在分析變量在所屬群體中變化的異質(zhì)性。

式（1）中：Y分別表示企業(yè)科技成果轉化能力（CT）、研發(fā)投入強度(RD)、知識產(chǎn)權和技術標準(IP)、財務能力(RE)和新產(chǎn)品收入(PB)等5 個衡量高新技術產(chǎn)業(yè)企業(yè)質(zhì)量指標；i指第i個企業(yè)；j表示第i個企業(yè)所屬的第二層單位；Ti是第i個企業(yè)線性時間變量，取年份2015—2018 年,分別編碼為0,1,2,3；是個體隨時間變化的斜率，t取值為2015—2018 年；是截距，是Ti等于0 時Y的值；Xi表征解釋變量財政政策(TS)和稅收政策(SS)；是殘差項。

3.3.2 模型應用過程

基于以上模型，進一步構建發(fā)展線性模型的個體增長模型進行實證研究。首先，進行零模型估計診斷分層的必要性，詳見表2。零模型不包含任何自變量，重點關注以及和的方差（和），如果其值不等于0，說明因變量在個體內(nèi)和個體間存在差異。組內(nèi)相關系數(shù)ICC 表示個體間差異占總差異比重，ICC 值越大，越有必要引入新的變量進行分層分析。

表2 零模型

表3 無條件線性發(fā)展模型

再次，在層級二中引入企業(yè)規(guī)模、行業(yè)、高企類別變量，構建全模型，考察稅收優(yōu)惠政策和財政補貼政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的作用效果（見表4）。

表4 全模型

由于按照表1 分類標準，生物與新醫(yī)藥類企業(yè)占比不到10%，大型企業(yè)占比也不到10%，初步測算交互效果不佳，因此，為最大程度降低數(shù)據(jù)的波動性，進一步將樣本企業(yè)按行業(yè)類別合并為：電子信息與服務類=1，制造業(yè)=0；按企業(yè)規(guī)模合并為：大型企業(yè)（年銷售收入≥40 000 萬元）=1，中小型企業(yè)（年銷售收入＜40 000 萬元）=0。

4 實證分析結果

4.1 創(chuàng)新激勵政策對科技成果轉化能力的影響

表5 是稅收優(yōu)惠和財政補貼政策對企業(yè)科技成果轉化能力影響估計結果。零模型估計結果表明，企業(yè)科技成果轉化能力大約有46.7%歸因于企業(yè)間的差異。從無條件線性增長模型結果來看，時間變量方差不顯著，稅收優(yōu)惠和財政補貼變量方差存在顯著變化，因此需要在無條件線性增長模型的層級二中引入新的變量。全模型估計結果表明，時間的影響不顯著，稅收優(yōu)惠作用于不同企業(yè)規(guī)模、行業(yè)、高企類別的高新技術企業(yè)科技成果轉化能力的強度存在差異：相對于中小型企業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，大型企業(yè)科技成果轉化能力系數(shù) 值提升0.564 單位；相對于高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，國家級高新技術企業(yè)科技成果轉化能力提升1.548 單位；相對于制造業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，電子信息與服務業(yè)企業(yè)的科技成果轉化能力提升0.467 單位。財政補貼作用對不同企業(yè)規(guī)模和高企類別的高新技術企業(yè)的科技成果轉化能力強度存在差異：相對于中小型企業(yè)，財政補貼每增加1 單位，大型企業(yè)科技成果轉化能力提升1.238 單位；相對于國家級高新技術企業(yè)，財政補貼每增加1 單位，高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)科技成果轉化能力系數(shù) 下降0.776 個單位。

表5 稅收優(yōu)惠和財政補貼對樣本高新技術企業(yè)科技成果轉化能力影響分析結果

表5（續(xù)）

分析表明，企業(yè)規(guī)模越大、與科技越相關，稅收優(yōu)惠政策對其科技成果轉化支持越強。這是因為在《財政部 國家稅務總局 科技部關于完善研究開發(fā)費用稅前加計扣除政策的通知》等一系列稅收優(yōu)惠政策中，直接把高新技術企業(yè)的研究開發(fā)費用作為考量指標，按照研究開發(fā)費用50%加計扣除，使得大型高新技術企業(yè)、電子信息與服務業(yè)更易于享受到此類政策；而財政補貼對高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)呈負相關關系的主要原因在于，高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)在入庫前已經(jīng)進行大規(guī)模科研投入，因而財政投入的激勵作用并不明顯。

4.2 創(chuàng)新激勵政策對企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準的影響

表6 是稅收優(yōu)惠和財政補貼對企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準影響分析結果。零模型估計結果表明，企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準大約有19.6%歸因于企業(yè)間的差異。無條件線性增長模型估計結果表明，時間變量方差τt1不顯著，稅收優(yōu)惠和財政補貼變量方差τ11、τ21存在顯著變化，因此需要在無條件線性增長模型的層級二中引入新的變量。全模型估計結果表明，稅收優(yōu)惠作用于不同企業(yè)規(guī)模、行業(yè)、高企類別的高新技術企業(yè)的知識產(chǎn)權與技術標準的強度不存在顯著的差異，而財政補貼作用于不同企業(yè)規(guī)模、行業(yè)的高新技術企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準強度存在差異：相對于中小型企業(yè)，財政補貼每增加1 單位，大型企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準系數(shù)γ22增加0.035 單位；相對于電子信息與服務業(yè)，財政補貼每增加1單位，制造業(yè)企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準系數(shù)γ21下降0.044 單位。

表6 稅收優(yōu)惠和財政補貼對樣本高新技術企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準影響分析結果

分析表明，稅收優(yōu)惠對企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準產(chǎn)出作用不明顯，因為目前并未有針對企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準的明確稅收優(yōu)惠；財政補貼能夠提升大型企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準則可能是由于大型企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準較中小型企業(yè)更高且完備，而制造業(yè)因企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準較電子信息與服務業(yè)少，財政補貼與行業(yè)企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準產(chǎn)出呈負相關。

4.3 創(chuàng)新激勵政策對企業(yè)研發(fā)投入強度的影響

表7 是稅收優(yōu)惠和財政補貼對企業(yè)研發(fā)投入強度影響的個體增長模型估計結果。零模型估計結果表明，企業(yè)研發(fā)投入強度大約有69.5%歸因于企業(yè)間的差異。無條件線性增長模型結果表明，時間變量方差τt1不顯著，稅收優(yōu)惠和財政補貼變量方差τ11、τ21存在顯著變化，因此需要在無條件線性增長模型的層級二中引入新的變量。全模型結果表明，稅收優(yōu)惠作用于不同企業(yè)規(guī)模和行業(yè)的高新技術企業(yè)的研發(fā)投入強度存在顯著的差異：相對于大型企業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，中小型企業(yè)研發(fā)投入強度系數(shù)γ12提升0.323 單位，相對于制造業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，電子信息與服務業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度系數(shù)γ11下降0.175 單位；財政補貼作用于不同企業(yè)規(guī)模和高企類別的高新技術企業(yè)的研發(fā)投入強度存在差異：相對于大型企業(yè)，財政補貼每增加1 單位，中小型企業(yè)研發(fā)投入強度系數(shù)γ22下降0.161單位，相對于高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)，財政補貼每增加1 單位，國家級高新技術企業(yè)研發(fā)投入強度系數(shù)γ23增加0.060 單位。

表7 稅收優(yōu)惠和財政補貼對樣本高新技術企業(yè)研發(fā)投入強度影響分析結果

分析表明，稅收優(yōu)惠對中小型企業(yè)研發(fā)投入有強正向作用，因為中小型高新技術企業(yè)研發(fā)投入成本較高昂，對研發(fā)費用的稅收減免50%的優(yōu)惠政策作用效果明顯；電子信息與服務業(yè)本身研發(fā)投入高，稅收優(yōu)惠更多依賴企業(yè)自身投資；而財政補貼對企業(yè)研發(fā)投入主要依據(jù)企業(yè)規(guī)模、級別，因此國家級高新技術企業(yè)獲得財政補助額度大、研發(fā)投入強度正向增加，對中小型企業(yè)則產(chǎn)生負向效果。

4.4 創(chuàng)新激勵政策對企業(yè)財務能力的影響

表8 是稅收優(yōu)惠和財政補貼對企業(yè)財務能力（資產(chǎn)回報率）影響的個體增長模型的估計結果。零模型分析結果表明，企業(yè)資產(chǎn)回報率大約有69.1%歸因于企業(yè)間的差異。無條件線性增長模型結果表明，時間變量方差τt1不顯著，稅收優(yōu)惠和財政補貼變量方差τ11、τ21存在顯著變化，因此需要在無條件線性增長模型的層級二中引入新的變量。全模型結果表明，稅收優(yōu)惠作用于不同企業(yè)規(guī)模和高企類別的高新技術企業(yè)資產(chǎn)回報率強度存在顯著差異，具體來說，相對于中大型企業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，中小型企業(yè)資產(chǎn)回報率系數(shù)γ12下降0.129 單位，相對于國家級高新技術企業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)資產(chǎn)回報率系數(shù)γ13下降0.112 單位；財政補貼作用于不同企業(yè)規(guī)模和高企類別的高新技術企業(yè)資產(chǎn)回報率強度也存在差異，具體來說，相對于中大型企業(yè)，財政補貼每增加1 單位，中小型企業(yè)資產(chǎn)回報率系數(shù)γ22增加0.056 單位，相對于高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)，財政補貼每增加1 單位，國家級高新技術企業(yè)資產(chǎn)回報率系數(shù)γ23下降0.046 單位。

表8 稅收優(yōu)惠和財政補貼對樣本高新技術企業(yè)資產(chǎn)回報率影響分析結果

分析表明，稅收優(yōu)惠對中小型企業(yè)和高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)的資產(chǎn)回報率呈現(xiàn)負向作用，資產(chǎn)回報率作為稅后利潤與資產(chǎn)之比，對大型企業(yè)的作用明顯高于小型企業(yè)，對國家級高新技術企業(yè)更能起到減稅作用；財政補貼作為最直接的產(chǎn)業(yè)政策支持手段，對起步晚、規(guī)模越小的高新技術企業(yè)效果越明顯，但國家級高新技術企業(yè)可能更需要稅收支持。

4.5 創(chuàng)新激勵政策對企業(yè)新產(chǎn)品收入的影響

表9 是稅收優(yōu)惠和財政補貼對高新技術企業(yè)新產(chǎn)品收入影響的個體增長模型估計結果。零模型分析結果表明，高新技術企業(yè)新產(chǎn)品收入大約有90.6%歸因于企業(yè)間的差異。無條件線性增長模型結果表明，時間變量方差τt1不顯著，稅收優(yōu)惠和財政補貼變量方差τ11、τ21存在顯著變化，因此需要在無條件線性增長模型的層級二中引入新的變量。全模型結果表明，稅收優(yōu)惠作用于不同企業(yè)規(guī)模和高企類別的高新技術企業(yè)新產(chǎn)品收入強度存在顯著的差異，相對于大型企業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，中小型企業(yè)新產(chǎn)品收入系數(shù)γ12下降0.436 單位，相對于制造業(yè)，稅收優(yōu)惠每增加1 單位，電子信息與服務業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品收入系數(shù)γ11增加0.169 單位；而財政補貼作用于不同企業(yè)規(guī)模和高企類別的高新技術企業(yè)的新產(chǎn)品收入強度不存在顯著的差異。

表9 稅收優(yōu)惠和財政補貼對樣本高新技術企業(yè)新產(chǎn)品收入影響分析結果

分析結果表明，稅收優(yōu)惠對高度依賴高新技術產(chǎn)品收入的電子信息與服務業(yè)企業(yè)有顯著正向作用，但對中小型企業(yè)新產(chǎn)品收入則存在負向效果。這與稅收優(yōu)惠政策設計有關，對于現(xiàn)存產(chǎn)品、服務、技術、材料或工藝流程進行的重復或簡單改變，企業(yè)在商品化后為顧客提供的技術支持活動等項目都不計入稅收減免，電子信息與服務業(yè)產(chǎn)品更新?lián)Q代頻繁且創(chuàng)新較強，能夠得到稅收的有力支持，而中小型高新技術企業(yè)新產(chǎn)品更新?lián)Q代重復性多，獲得的稅收優(yōu)惠程度有限。

5 結論與建議

5.1 結論

一是稅收優(yōu)惠和財政補貼兩類創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量確有提升作用，但其作用于不同規(guī)模、不同行業(yè)、不同類別高新技術企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量提升強度存在顯著差異。二是稅收優(yōu)惠和財政補貼兩類創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的不同產(chǎn)出指標效果存在顯著差異。具體而言，其對高新技術企業(yè)的科技成果轉化能力指標的作用效果較為強勁，而對高新技術企業(yè)知識產(chǎn)權與技術標準、資產(chǎn)回報率的作用效果相對較弱。三是創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量中部分產(chǎn)出指標存在負向作用，如相對于國家級高新技術企業(yè)，財政補貼對高新技術企業(yè)入庫培育企業(yè)的科技成果轉化能力有負向作用；相對于制造業(yè)，稅收優(yōu)惠對電子信息與服務業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度有負向作用。

5.2 建議

為推動廣東省高新技術企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，基于分析結果提出如下建議：

一要繼續(xù)實施一批創(chuàng)新激勵政策，發(fā)揮其對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升的正向作用，培育更多高新技術企業(yè)。廣東省自2018 年以后不再進行省級層面的高新技術企業(yè)入庫培育，且省級財政也不再為高新技術企業(yè)提供財政補貼，導致一批有潛力或已經(jīng)具備高新技術企業(yè)資質(zhì)的企業(yè)只能依靠自身投入提升創(chuàng)新質(zhì)量，企業(yè)創(chuàng)新的積極性和創(chuàng)新產(chǎn)出的效果可能受影響。因此，建議繼續(xù)實施省級層面的高新技術企業(yè)入庫培育、省級財政補貼高新技術企業(yè)的政策，通過預評估、預申報等方式，將認定的高新技術企業(yè)納入政策激勵范圍，培育更多高新技術企業(yè)、產(chǎn)出更多高質(zhì)量創(chuàng)新成果。

二要有針對性地實施創(chuàng)新激勵政策，關注中小微高新技術企業(yè)需求，促進大型高新技術企業(yè)做大做優(yōu)。按照現(xiàn)行高新技術企業(yè)創(chuàng)新激勵政策，中小微高新技術企業(yè)因利潤低，基本享受不到稅收優(yōu)惠政策，因此稅收優(yōu)惠應向其傾斜。廣東省的高新技術企業(yè)數(shù)量在全國處于領先，但也存在質(zhì)量不高等問題，關鍵在于企業(yè)創(chuàng)新能力不強。創(chuàng)新激勵政策的根本目標在于提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量與能力，因此需對不同規(guī)模、不同行業(yè)的高新技術企業(yè)實施有針對性政策，基于高新技術企業(yè)需求和創(chuàng)新過程差異有針對性施策。

三要制定出臺配套創(chuàng)新激勵政策，打造高新技術企業(yè)創(chuàng)新生態(tài)鏈。結合廣東省在基礎研究、技術攻關、人才支撐、成果轉化、科技金融方面的優(yōu)勢，打造具有特色的高新技術企業(yè)創(chuàng)新生態(tài)鏈，如設立將高新技術企業(yè)作為重點領域研發(fā)合作對象的項目，優(yōu)先支持高新技術企業(yè)牽頭的產(chǎn)業(yè)研發(fā)項目，積極給予科技金融支持，研究出臺面向高新技術企業(yè)的科技貸款等創(chuàng)新激勵政策。

5.3 研究局限

本研究的數(shù)據(jù)為2015—2018 年的短面板數(shù)據(jù)，基于此的多層線性模型分析導致關于創(chuàng)新激勵政策對高新技術企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升的時間效應不顯著，無法獲得高新技術企業(yè)隨時間變化的創(chuàng)新質(zhì)量提升情況，今后的研究可進一步研究其時間動態(tài)效應情況。