企業(yè)金融化、稅收激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新

【摘要】技術創(chuàng)新是國家經(jīng)濟轉型升級改革成功的關鍵動力。習總書記一直強調，我們要借助創(chuàng)新來助力實體企業(yè)實現(xiàn)高質量可持續(xù)發(fā)展。近些年以來，隨著市場上企業(yè)成本大幅度上升，實體業(yè)務利潤逐漸下降，于是企業(yè)開始將資本過度投資在金融領域，導致對企業(yè)的創(chuàng)新投入方面有很大程度上的“擠出效應”，嚴重阻礙了企業(yè)創(chuàng)新能力的發(fā)展。為了解決過度金融化抑制企業(yè)創(chuàng)新能力的問題，政府采取了各種政策進行宏觀調控，文章僅針對稅收激勵進行研究。首先從理論層面分析了企業(yè)金融化對企業(yè)技術創(chuàng)新的作用機制以及稅收激勵在二者之間發(fā)揮的調節(jié)作用。選取2014—2021年滬深A股上市的非金融企業(yè)年度數(shù)據(jù)作為樣本，建立基準回歸模型、交叉面板調節(jié)效應模型，從整體上研究企業(yè)金融化、稅收激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新三者間的關系。進一步通過門限效應模型分析不同程度的稅收激勵發(fā)揮的調節(jié)作用是不同的。最后根據(jù)實證研究結論，針對我國實際情況提出幾點政策建議。

【關鍵詞】企業(yè)金融化；技術創(chuàng)新；稅收激勵

【中圖分類號】F275

一、引言

在經(jīng)濟發(fā)展不斷下行和新冠疫情帶來的影響下，各國的經(jīng)濟發(fā)展都處在低速階段，中國要想突破束縛，實現(xiàn)更高層次的發(fā)展，技術創(chuàng)新是培育核心競爭力的內在關鍵要素。但由于企業(yè)技術創(chuàng)新一直具有較長的回收期、前期很高的投入、面臨創(chuàng)新失敗的高風險特性，因此，公司高管會選擇將企業(yè)有限的資源投入到周轉時間短、回報高而且面臨的風險小的優(yōu)質項目。在金融業(yè)務的投資回報比率不斷上升的實際情況下，企業(yè)更傾向于將資金投資于金融資產(chǎn)，而企業(yè)的資源一定是有限的，增加對金融資產(chǎn)的投資必然會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應。政府努力扶持企業(yè)自主創(chuàng)新發(fā)展的重要手段之一就是稅收激勵，稅收激勵簡單說就是以政府發(fā)布的稅收優(yōu)惠政策為名義給納稅人贈送的稅收紅包，主要是政府部門利用稅收的手段給政策指定的納稅人、納稅公司以及納稅的地區(qū)適量的應納稅額減免。關于稅收激勵，有文獻將其詳細分為一般性的政策和針對研發(fā)創(chuàng)新的政策，考慮到本文研究的內容與企業(yè)創(chuàng)新有關，遂將本文中的稅收激勵界定為激勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的稅收優(yōu)惠政策。現(xiàn)有的很多研究主要局限于單一的視角，例如研究企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新兩者之間的關系，探究稅收激勵與企業(yè)創(chuàng)新之間的影響機制。部分國內外學者研究認為，稅收激勵可以抑制企業(yè)的金融化，增加企業(yè)對實體的投資，本文進一步研究稅收激勵抑制企業(yè)金融化時，對企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新之間發(fā)揮的調節(jié)作用，如何緩解企業(yè)金融化對研發(fā)活動產(chǎn)生的負面影響。

本文的創(chuàng)新點如下：第一，政府補貼與稅收激勵作為國家激勵企業(yè)自主創(chuàng)新發(fā)展的兩大重要戰(zhàn)略。已有大量文獻描述政府補貼對企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新之間發(fā)揮的調節(jié)作用，但鮮有文獻去研究稅收激勵對企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新之間發(fā)揮的調節(jié)作用，本文以此課題為研究對象，將企業(yè)金融化問題與政府的稅收激勵結合起來分析，符合當前我國現(xiàn)實背景及政策關注方向，具有一定的現(xiàn)實意義。第二，本文通過調節(jié)效應模型和門限效應模型，不僅定量分析了企業(yè)金融化對技術創(chuàng)新的抑制作用，還分析了企業(yè)享受不同程度的稅收激勵是否會對企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新之間發(fā)揮的調節(jié)作用存在差異，豐富該領域的文獻。

二、理論分析與研究假設

（一）企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新

企業(yè)不管是人力還是資金資源都是有限的，如何去更加合理配置金融業(yè)務與創(chuàng)新投資的比例是攸關企業(yè)能否可持續(xù)發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措。金融化在微觀層面的具體表現(xiàn)，即越來越多的非金融企業(yè)參與了金融活動，企業(yè)越來越多的利潤來自于金融活動。根據(jù)文獻研究，企業(yè)的金融化行為主要分為兩個動機。DenisSibilkov（2010）[1]根據(jù)對1985—2006年美國上市公司的數(shù)據(jù)進行實證分析，公司持有現(xiàn)金可以使企業(yè)免于支付昂貴的外部資金使用成本，從而讓企業(yè)避免陷入財務困境。此外，企業(yè)如果多持有期貨等金融工具，也可以使公司有效避免風險，從而提高企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績，實現(xiàn)“蓄水池效應”。另一方面，根據(jù)投資替代理論，當金融渠道的收益高于經(jīng)營渠道時，經(jīng)濟利益會使管理者主動去提高企業(yè)金融資產(chǎn)的投資，從而減少實體業(yè)務的投資，這就是企業(yè)金融化導致的“擠出效應”。XuXuan（2021）[2]認為企業(yè)過度的金融化投資會抑制企業(yè)的未來主要業(yè)務經(jīng)營，減少公司對研發(fā)上的投入資金，從而減少公司創(chuàng)新產(chǎn)出，不利于企業(yè)的發(fā)展。楊亞平和趙昊華（2021）[3]通過對我國A股上市企業(yè)的研究同樣證實，公司對金融資產(chǎn)的過度投資會直接減少企業(yè)的研發(fā)投入和公司的創(chuàng)新產(chǎn)出。張成思和張步曇[4]對2006—2014年我國上市公司的實證研究也顯示，金融投資占用了實業(yè)投資的有限資金，且金融資產(chǎn)帶來的回報越高，對實體企業(yè)的投資抑制效應就越大。謝家智、王文濤和江源（2014）[5]發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)企業(yè)過度的金融化投資會削弱企業(yè)的創(chuàng)新能力，抑制了企業(yè)的技術創(chuàng)新水平。企業(yè)金融化動機分為預防性儲蓄動機和投機性套利動機，從近些年的企業(yè)金融化速度以及規(guī)模來看，本文將從企業(yè)金融化的投機性套利動機進行分析。綜上，本文提出假設1：

H1：在其他條件一定下，企業(yè)金融化會抑制企業(yè)技術創(chuàng)新。

（二）企業(yè)金融化、稅收激勵與企業(yè)技術創(chuàng)新

稅收激勵是稅負變化對企業(yè)的經(jīng)濟效益與社會性活動形成的刺激效果，主要通過政府頒布政策對稅收給予減免等稅收優(yōu)惠方式實現(xiàn)。韓鳳芹等（2020）[6]研究表明稅收激勵是一項有利于企業(yè)創(chuàng)新的政策工具。陳紅等（2019）[7]文獻研究結果也表明，稅收優(yōu)惠政策會直接對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的質量和數(shù)量都產(chǎn)生外生的激勵效果。國內外文獻表明，企業(yè)金融化對企業(yè)的技術創(chuàng)新存在擠出效應，在資源有限的情況下，減少對創(chuàng)新的投入，降低企業(yè)的創(chuàng)新績效。稅收激勵可以緩解企業(yè)金融化對創(chuàng)新投入的抑制作用：一方面，稅收激勵可以根據(jù)對企業(yè)創(chuàng)新投入的多少來給與公司稅收的優(yōu)惠，從而可以去降低企業(yè)創(chuàng)新成本，達到提高企業(yè)技術創(chuàng)新項目收益率的效果。根據(jù)投資替代理論，當企業(yè)處在創(chuàng)新項目的風險逐漸降低、盈利逐漸增加的環(huán)境下，企業(yè)會愿意去增加創(chuàng)新方面的投入、減少對金融資產(chǎn)的配置資金。因此，稅收激勵可以抑制企業(yè)以投資套利動機為出發(fā)點的企業(yè)金融化行為。另一方面，稅收激勵的友好信號也提高了企業(yè)創(chuàng)新帶來的投資回報，加強了企業(yè)管理層的創(chuàng)新意愿。因此稅收激勵可以去緩解企業(yè)金融化對管理層創(chuàng)新意愿帶來的負面影響，從而緩解企業(yè)金融化對技術創(chuàng)新的擠出效應。綜上，本文提出假設2：

H2：稅收激勵作為調節(jié)變量，在一定程度上可以緩解企業(yè)金融化對技術創(chuàng)新的抑制作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2014—2021年滬深A股上市的非金融企業(yè)的年度數(shù)據(jù)作為樣本。為了讓數(shù)據(jù)具有研究性，結果具有代表性，對原始數(shù)據(jù)進行了整理：（1）剔除沒有披露企業(yè)近些年研發(fā)投入相關數(shù)據(jù)的樣本。（2）剔除ST和*ST類企業(yè)。（3）剔除缺少本文主要研究變量的樣本。通過整理之后獲取了觀測值6951個，在數(shù)據(jù)分析的過程中進行了1%和99%的縮尾。本文數(shù)據(jù)資料均來于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），統(tǒng)計分析軟件是stata17。

（二）變量定義（見表1）

1.被解釋變量—企業(yè)技術創(chuàng)新

本文為了保證研究結論的穩(wěn)健性，分別基于創(chuàng)新投入和產(chǎn)出兩個角度去度量企業(yè)技術創(chuàng)新的程度：創(chuàng)新投入方面本文借鑒了馮根福等（2021）[8]、康衛(wèi)國和李梓峻（2022）[9]等學者的做法，運用研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平，記為RD1；創(chuàng)新產(chǎn)出指標本文借鑒孔東民等（2017）[10]用企業(yè)授予的發(fā)明專利數(shù)量的自然對數(shù)去衡量企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，記為RD2。

2.解釋變量—企業(yè)金融化

企業(yè)金融化本文采用宋軍和陸旸（2015）[11]、段軍山和莊旭東（2021）[12]等學者的研究設計，從資產(chǎn)金融化的角度考慮，用公司現(xiàn)在擁有的所有金融資產(chǎn)總額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)金融化（Fin）的衡量指標。

3.調節(jié)變量—稅收激勵

本文參考了吳聯(lián)生（2009）[13]和劉井建等（2020）[14]的研究，用所得稅費用占比息稅前利潤的份額，作為指標（ETR）去衡量稅收激勵。如果ETR的數(shù)字越小，證明企業(yè)受政府的稅收激勵程度越大。

4.控制變量

本文通過參考已有的文獻設計了可能對創(chuàng)新產(chǎn)生影響的控制變量：資產(chǎn)負債率（Lev）、資產(chǎn)收益率（Roa）、企業(yè)成長性（Growth）、董事會規(guī)模（Board）、企業(yè)規(guī)模（Size）、股權集中度（Share）。

（三）模型構建

1.基準回歸模型

企業(yè)金融化（Fin）對企業(yè)技術創(chuàng)新（RD1/ RD2）是正向還是負向的影響主要看β1的系數(shù)方向，若β1為正，則有促進作用，若為負，二者之間就是抑制作用。

2.交叉面板回歸模型

若β1和β3同正或者同負，則說明稅收激勵（ ETR）會促進企業(yè)金融化對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，若β1和β3不是同方向，說明稅收激勵會緩解金融化對創(chuàng)新的影響。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2所示，企業(yè)創(chuàng)新投入（RD1）的均值為6.923，最大值為29.67，最小值為0.120。企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出（RD2）的均值為1.969，最大值為7.902，最小值為0.693。通過這些數(shù)值我們可以看出上市公司針對研發(fā)業(yè)務投入的資金不多。企業(yè)金融化指標（Fin）的均值為0.269，最大值為0.946，最小值為0.0147，這表明很多公司都持有金融資產(chǎn)且不同公司持有金融資產(chǎn)的數(shù)量有所差異，企業(yè)金融化現(xiàn)象比較普遍。從調節(jié)變量的角度來看，稅收激勵（ETR）的均值為0.130，標準差為0.069，最小值為0，最大值為0.841，說明政府對于不同企業(yè)的稅收激勵程度不一樣，因此，本文研究不同的稅收激勵強度是否以及如何調節(jié)企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新之間的關系具有非常大的現(xiàn)實意義。

（二）相關性分析

本文考察了變量之間的相關系數(shù)情況，企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新投入的相關系數(shù)在1%的水平上顯著為-0.382，企業(yè)金融化與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的相關系數(shù)在5%的水平上顯著為-0.125，說明企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在明顯的抑制作用，簡單的驗證了本文的假設H1。由于篇幅限制，變量相關系數(shù)矩陣表未列出。

（三）回歸分析

1.企業(yè)金融化與技術創(chuàng)新的回歸分析

為了更嚴謹?shù)匮芯科髽I(yè)技術創(chuàng)新和企業(yè)金融化兩者之間的關系，本文首先對模型（1）運用多元基準回歸，具體的結果見表3，F(xiàn)in對RD1的系數(shù)在5%的顯著性水平上為-1.9756，F(xiàn)in對RD2的系數(shù)在10%的顯著性水平上為-0.3667，說明由于金融資產(chǎn)的套利動機，越來越多的企業(yè)投資于金融資產(chǎn)，而企業(yè)金融化對技術創(chuàng)新投入形成擠出效應，即企業(yè)配置的金融資產(chǎn)越多，就會有越多的創(chuàng)新研發(fā)資金被擠出，假設H1得到了驗證。

為了回歸結果更具說服力，該回歸模型中加入了多個控制變量，減少其他變量的影響，因篇幅有限，不再細述。

2.稅收激勵調節(jié)作用的交叉面板回歸分析

回歸結果如表4所示：在RD1列中，企業(yè)金融化（Fin）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負，說明企業(yè)金融化對企業(yè)技術創(chuàng)新有抑制作用，ETR的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明企業(yè)稅負越小，企業(yè)受到的稅收激勵程度越大，企業(yè)對創(chuàng)新的投入越多，且企業(yè)金融化與稅收激勵交叉項（ETR×Fin）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，由3-4求導公式可知，稅收激勵發(fā)揮了調節(jié)作用。同樣，以RD2為技術創(chuàng)新的衡量指標來看，F(xiàn)in對RD2的系數(shù)在10%的顯著性水平上為-0.4043，ETR對RD2的系數(shù)在1%的顯著性水平上為負，企業(yè)金融化與稅收激勵交叉項（ETR×Fin）的回歸系數(shù)在5%的顯著性水平上為正，β1和β3的符號相反，根據(jù)公式3和4，同樣說明稅收激勵可以緩解企業(yè)金融化對創(chuàng)新投入的抑制作用，驗證了假設H2。

稅收激勵可以為企業(yè)研發(fā)方面的投入抵免稅金，提升了研發(fā)項目的實際回報率，在一定程度上能夠部分彌補創(chuàng)新的市場失靈，增強管理者創(chuàng)新的意愿。基于投資替代理論，企業(yè)會減少金融資產(chǎn)的配置轉而增多創(chuàng)新投入。因此，稅收激勵可以緩解企業(yè)的投機套利動機，減輕企業(yè)金融化對創(chuàng)新投入的負面影響。

3. 進一步研究稅收激勵調節(jié)作用的門限回歸分析

在模型5中，ε和β0代表隨機擾動項和常數(shù)項，I（ ）是示性函數(shù)，η是代估門限值。Hansen的門限模型主要是根據(jù)Bootstrap的網(wǎng)格搜索法，按照RSS取值最小的規(guī)則去確定門限估計值，還能通過LR估計門限值的顯著性。

門限回歸第一步就是確定門限個數(shù)、門限值以及門限的模型。本文采用“自抽樣法（Bootstrap）”，首先對數(shù)據(jù)是否存在單一門限進行300次的反復抽樣，得出P值和F值，從表5可以看到，稅收激勵存在單一門限，P值為0.040，F(xiàn)值為17.61，在5%的水平上顯著。其次對數(shù)據(jù)是否存在雙重門限進行300次的反復抽樣，得出P值和F值，P值為0.337，F(xiàn)值為7.41，沒有通過顯著性檢驗，因此稅收激勵的調節(jié)作用不存在雙重門限效應。

運用stata 17軟件做出圖1的LR似然比檢驗圖。稅收激勵的唯一門限值是0.1101，從表6可以看出它對應的95%置信區(qū)間為[0.1075， 0.1114]。根據(jù)上述的分析，本文將稅收激勵劃分為稅收激勵高強度（ETR≤0.1101）與稅收激勵一般強度（ETR>0.1101），分析不同強度的稅收激勵在企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新之間發(fā)揮的調節(jié)作用。

回歸結果如表7所示，當稅收激勵ETR門限值小于等于0.1101時，此時企業(yè)受到的稅收激勵程度最高，企業(yè)金融化的系數(shù)為-1.3064，且在任何水平上都不顯著，而全樣本回歸系數(shù)為-1.9756，且在5%的水平上顯著。在全樣本回歸時，企業(yè)金融化表現(xiàn)出對企業(yè)技術創(chuàng)新有很強的抑制作用，但在加入了高強度的稅收激勵后，企業(yè)金融化對技術創(chuàng)新的抑制作用不顯著了，回歸結果驗證了假設H2。當稅收激勵ETR門限值大于0.1101時，從表7可知，企業(yè)金融化的系數(shù)為-1.4580，全樣本回歸系數(shù)為-1.9756，均在5%的水平上顯著，但可以看出企業(yè)在享受了低強度的稅收激勵時企業(yè)金融化系數(shù)比全樣本下的企業(yè)金融化系數(shù)小，這說明稅收激勵仍然發(fā)揮了調節(jié)作用，只是發(fā)揮的調節(jié)作用較小。

（四）穩(wěn)健性分析

考慮到企業(yè)的財務數(shù)據(jù)之間本身就存在勾稽關系，而且企業(yè)金融化與企業(yè)技術創(chuàng)新可能會因為兩者間的雙向因果關系而造成的內生性問題，本文借鑒杜勇等（2017）[19]的研究，用企業(yè)金融化數(shù)據(jù)的滯后一期（L.Fin）作為穩(wěn)健性檢驗的工具變量，解決原回歸模型的內生性問題，對原有的模型用stata進行回歸，驗證假設H1和假設H2是否成立。

如表8所示，回歸結果（1）和（2）顯示工具變量企業(yè)金融化滯后一期（L.Fin）的數(shù)據(jù)與RD1、RD2仍然是顯著負相關，上面的實證分析結果說明我們在考慮了內生性的相關問題后，假設H1還是成立的。表8中的（3）（4）列是用企業(yè)金融化數(shù)據(jù)滯后一期（L.Fin）作為工具變量，對模型2進行回歸結果分析。L.Fin對RD1的系數(shù)為-0.9219，在10%的水平上顯著；企業(yè)金融化滯后一期與稅收激勵交叉項（L.ETR×Fin）的系數(shù)為4.5358，在1%的水平上顯著。同樣，以RD2為技術創(chuàng)新的衡量指標，根據(jù)公式3和4，表示稅收激勵可以顯著緩解企業(yè)金融化對創(chuàng)新投入的負面影響。驗證了假設H2，與前文的觀點一致。

五、研究結論與政策建議

中國經(jīng)濟發(fā)展正面臨產(chǎn)業(yè)結構急需轉型升級的重大改革，而技術創(chuàng)新正是助推這場改革順利完成的關鍵動力。影響技術創(chuàng)新的因素有很多，本文關鍵是探究企業(yè)金融化對技術創(chuàng)新的影響機制。通過選取2014—2021年滬深A股的非金融類上市公司作為研究對象，從我國實際情況出發(fā)，基于金融業(yè)務投資獲得超額報酬率的情況下，實證檢驗了實體企業(yè)金融化對企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)生的“擠出效應”，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新的實際產(chǎn)出。本文進一步研究了稅收激勵在企業(yè)金融化對企業(yè)技術創(chuàng)新擠出效應里發(fā)揮的調節(jié)作用，實證檢驗證明，由于稅收激勵減輕了企業(yè)的稅收負擔，并且稅收激勵提高了企業(yè)的研發(fā)回報率，從而激發(fā)企業(yè)管理者的創(chuàng)新意愿，讓企業(yè)把更多的資金投入到創(chuàng)新中，顯著緩解企業(yè)金融化對創(chuàng)新投入的負面影響，并且通過門限回歸分析了不同程度的稅收激勵發(fā)揮的調節(jié)作用是不同的。

基于此，本文提出以下政策建議：第一，政府應當增強對金融行業(yè)的監(jiān)控，避免企業(yè)陷入金融投機套利的困境。第二，迫切需要改變我國金融行業(yè)壟斷超額利潤的現(xiàn)狀，未來金融行業(yè)的改革必須要全部面向市場，以防止金融行業(yè)對實體企業(yè)資源的過度掠奪，引導實體企業(yè)“脫虛向實”，是我國未來金融改革必須考慮的重要課題。第三，我們要重點去打破長久以來形成的思想禁錮，及時頒布有利于企業(yè)健康發(fā)展的財稅政策，形成完善的稅收激勵機制，從而促進實體企業(yè)加大研發(fā)投入，進而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。

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責編：吳迪