研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響：直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)

[摘要]研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策是我國激勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新的重要手段之一。基于2016—2023年我國30個(gè)省區(qū)市面板數(shù)據(jù)，采用雙向固定效應(yīng)模型與空間杜賓模型，實(shí)證檢驗(yàn)了研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的直接效應(yīng)與空間溢出效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，考察期內(nèi)，各地區(qū)加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出均存在顯著的正向空間相關(guān)性，但整體上仍呈現(xiàn)“東高西低”的不均衡分布特征；第二，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策與本地創(chuàng)新產(chǎn)出間存在倒“U”型關(guān)系，即隨著加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模的擴(kuò)大，地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出先增加后減少，且該影響在高市場化水平和高政府創(chuàng)新競爭地區(qū)更為顯著；第三，周邊地區(qū)加計(jì)扣除政策對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)同樣具有倒“U”型特征，且該效應(yīng)主要通過研發(fā)人員與研發(fā)資本的跨區(qū)域流動實(shí)現(xiàn)。基于此，提出加大對創(chuàng)新資源薄弱地區(qū)的研發(fā)支持、動態(tài)優(yōu)化加計(jì)扣除政策設(shè)計(jì)、健全創(chuàng)新要素自由流動機(jī)制等建議，以充分發(fā)揮稅收優(yōu)惠政策效能，促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展。

[關(guān)鍵詞]研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除；創(chuàng)新產(chǎn)出；空間效應(yīng)；創(chuàng)新要素流動

一、 引言

2024年3月5日，《政府工作報(bào)告》將“大力推進(jìn)現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系建設(shè)，加快發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力”列為政府工作任務(wù)首位1。發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力的核心引擎是創(chuàng)新[1]。然而，技術(shù)創(chuàng)新活動的高風(fēng)險(xiǎn)性、正外部性以及信息不對稱性導(dǎo)致實(shí)際研發(fā)投入往往低于社會最優(yōu)水平，產(chǎn)生市場失靈現(xiàn)象。為解決這一問題，各國政府普遍采取財(cái)稅政策縮小私人收益與社會收益的差距。其中，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策（以下簡稱“加計(jì)扣除政策”）是我國政府最常用的政策之一[2-3]。加計(jì)扣除政策允許符合要求的企業(yè)在計(jì)算應(yīng)納稅所得額時(shí)，將其實(shí)際發(fā)生的研發(fā)費(fèi)用按照一定比例進(jìn)行稅前加計(jì)扣除。近年來，我國加計(jì)扣除政策持續(xù)加碼，為技術(shù)創(chuàng)新活動提供政策支撐。2018年，我國將除“負(fù)面清單”外企業(yè)加計(jì)扣除比例由50%提高到75%2。2021年，將制造業(yè)企業(yè)加計(jì)扣除比例提高到100%3。2023年，進(jìn)一步將所有符合條件行業(yè)企業(yè)加計(jì)扣除比例由75%提高到100%4。隨著稅收讓利力度的不斷提升，加計(jì)扣除政策是否相應(yīng)發(fā)揮了預(yù)期效果？

近年來，加計(jì)扣除政策對技術(shù)創(chuàng)新的影響受到廣泛關(guān)注。一些學(xué)者認(rèn)為，加計(jì)扣除政策對技術(shù)創(chuàng)新具有正向促進(jìn)作用。田曉麗[4]利用雙寡頭Stackelberg競爭模型，發(fā)現(xiàn)提高加計(jì)扣除比例能夠有效激勵(lì)企業(yè)開展技術(shù)創(chuàng)新活動。崔也光等[5]實(shí)證發(fā)現(xiàn)加計(jì)扣除政策能夠顯著提升企業(yè)研發(fā)投入，且對長三角地區(qū)企業(yè)的激勵(lì)效果更加顯著。靳衛(wèi)東等[6]采用準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法發(fā)現(xiàn)加計(jì)扣除政策適用范圍的擴(kuò)大顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。部分學(xué)者關(guān)注到企業(yè)在加計(jì)扣除政策執(zhí)行過程中可能存在的機(jī)會主義行為。萬源星等[7]認(rèn)為加計(jì)扣除政策可能誘發(fā)企業(yè)研發(fā)操縱行為，這會削弱加計(jì)扣除政策的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。賀亞楠等[8]進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，加計(jì)扣除比例的提升加劇了企業(yè)虛增Ramp;D支出的“尋扶持”行為，企業(yè)傾向通過Ramp;D操縱獲得更高政策優(yōu)惠。甘行瓊等[9]利用雙重差分模型發(fā)現(xiàn)，加計(jì)扣除政策適用范圍的擴(kuò)大對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生了負(fù)面影響，主要原因在于新納入企業(yè)存在傳統(tǒng)創(chuàng)新偏好、研發(fā)操縱行為，并且創(chuàng)新意愿不足。

既有研究為分析加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響奠定了基礎(chǔ)，但仍存在有待擴(kuò)展和完善的內(nèi)容。第一，部分學(xué)者已經(jīng)觀察到政策實(shí)施過程中可能存在干擾因素，這意味著加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出之間并非簡單的線性關(guān)系，可能是倒“U”型非線性關(guān)系，但多數(shù)研究對此關(guān)注不足。第二，現(xiàn)有研究未能充分考慮空間因素的作用。在中國，企業(yè)申報(bào)和獲得稅收優(yōu)惠往往需要經(jīng)過多個(gè)政府部門協(xié)作，不同地區(qū)在政策執(zhí)行效率、宣傳落實(shí)以及稅務(wù)管理水平等方面存在較大差異。因此，加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模的空間分布狀況以及考察其是否存在正向空間依賴關(guān)系亟需討論。此外，空間相關(guān)因素的存在還意味著加計(jì)扣除政策對本地創(chuàng)新產(chǎn)出的影響可能會通過創(chuàng)新要素流動等機(jī)制溢出至周邊地區(qū)。近年來，交通基礎(chǔ)設(shè)施的完善與數(shù)字經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展為研發(fā)人員與研發(fā)資本的跨區(qū)域流動創(chuàng)造了更為便利的條件。因此，加計(jì)扣除政策是否會通過創(chuàng)新要素流動帶來空間溢出效應(yīng)，值得進(jìn)一步深入探究。

綜上所述，本文采用2016—2023年中國30個(gè)省區(qū)市數(shù)據(jù)，從宏觀層面檢驗(yàn)加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。本研究的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，不同于以往研究關(guān)注稅收優(yōu)惠與創(chuàng)新產(chǎn)出的單一線性關(guān)系，本文考慮不同規(guī)模下加計(jì)扣除優(yōu)惠對創(chuàng)新產(chǎn)出的差異性影響，發(fā)現(xiàn)加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出具有倒“U”型影響。第二，從空間關(guān)聯(lián)的視角出發(fā)，考慮政策活動與創(chuàng)新活動的空間交互作用，有效降低將地區(qū)視為獨(dú)立個(gè)體而導(dǎo)致的估計(jì)誤差。本文發(fā)現(xiàn)加計(jì)扣除政策不僅對本地創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響，而且能夠?qū)︵彽丶夹g(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生溢出效應(yīng)。第三，從要素流動的視角出發(fā)，本文創(chuàng)新性構(gòu)建研發(fā)人員流動矩陣與研發(fā)資本流動矩陣，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新要素流動是加計(jì)扣除政策產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)、提高空間關(guān)聯(lián)地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的重要途徑，從而深化對政策空間溢出機(jī)制的理解。本研究旨在通過系統(tǒng)而嚴(yán)謹(jǐn)?shù)睦碚撆c實(shí)證分析，從政策空間效應(yīng)視角，為相關(guān)部門優(yōu)化加計(jì)扣除政策設(shè)計(jì)、促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展提供決策參考。

二、 理論分析和研究假設(shè)

1. 加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的直接效應(yīng)

加計(jì)扣除政策作為我國政府實(shí)施的重要創(chuàng)新激勵(lì)手段，通過減輕企業(yè)稅負(fù)和緩解融資約束激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極性。在政策實(shí)施初期，加計(jì)扣除政策利用“非債務(wù)稅盾效應(yīng)”減少企業(yè)納稅額、增加企業(yè)現(xiàn)金流量、降低企業(yè)研發(fā)成本和研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)，從而提升企業(yè)的研發(fā)意愿與研發(fā)投入[10]。此外，考慮到技術(shù)創(chuàng)新本身具有高風(fēng)險(xiǎn)和信息不對稱特征，潛在投資者往往對創(chuàng)新項(xiàng)目持觀望態(tài)度。加計(jì)扣除政策有助于企業(yè)向外部市場釋放積極響應(yīng)國家創(chuàng)新戰(zhàn)略、獲得政策認(rèn)可的信號，從而提升企業(yè)吸引外部融資的能力，為創(chuàng)新活動提供充足的資金保障[11]。

然而，隨著政策激勵(lì)力度不斷加大，審核程序相對寬松、監(jiān)管措施不到位等問題逐步顯現(xiàn)，企業(yè)在實(shí)際申報(bào)過程中可能面臨逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)。具體來說，在申報(bào)加計(jì)扣除金額時(shí)，企業(yè)采取“自行判別、申報(bào)享受、相關(guān)資料留存?zhèn)洳椤钡姆绞剑@種寬松的審核程序可能導(dǎo)致研發(fā)費(fèi)用收集和計(jì)算得不準(zhǔn)確。若發(fā)現(xiàn)違規(guī)問題，稅務(wù)部門主要采取調(diào)整申報(bào)金額等溫和措施，這導(dǎo)致企業(yè)的違規(guī)成本偏低，無形中為企業(yè)利用政策漏洞進(jìn)行不當(dāng)尋租提供了制度空間。此外，部分企業(yè)借助虛增研發(fā)支出、調(diào)整費(fèi)用化比例等手段謀取額外稅收優(yōu)惠[12]，甚至為了享受稅收優(yōu)惠開展一些非實(shí)質(zhì)性的創(chuàng)新活動，并將其獲得的收益用于其他非創(chuàng)新活動上[13]，造成創(chuàng)新資源配置效率的下降和政策資金的浪費(fèi)。上述激勵(lì)扭曲行為不僅違背了加計(jì)扣除政策的初衷，也不利于企業(yè)技術(shù)積累與核心競爭力的提升，最終對創(chuàng)新產(chǎn)出造成負(fù)面影響。由此可見，當(dāng)政策激勵(lì)力度超過一定閾值時(shí)，其對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用可能轉(zhuǎn)為抑制。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：加計(jì)扣除政策對本地創(chuàng)新產(chǎn)出具有非線性影響。

2. 加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)

在當(dāng)今開放經(jīng)濟(jì)背景下，地區(qū)之間非孤立發(fā)展，其交互程度隨著時(shí)間及技術(shù)的推進(jìn)越發(fā)緊密。地理學(xué)第一定律指出任何事物都具有空間依賴性或空間自相關(guān)性特征，距離越近的事物聯(lián)系越為緊密，空間相關(guān)因素的存在使得地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出和加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模本身具有較強(qiáng)的空間相關(guān)性。此外，隨著科學(xué)技術(shù)日益復(fù)雜化和系統(tǒng)化，創(chuàng)新活動越發(fā)依賴不同領(lǐng)域知識的融合以及技術(shù)領(lǐng)域的跨界整合[14]。技術(shù)創(chuàng)新不再是單一機(jī)構(gòu)的封閉活動，而是轉(zhuǎn)變?yōu)榭鐓^(qū)域、多主體共同參與的開放式合作模式，這為地區(qū)間的知識溢出提供了便利條件。

具體而言，加計(jì)扣除政策對本地創(chuàng)新產(chǎn)出可能通過創(chuàng)新要素流動形成空間溢出效應(yīng)。一方面，研發(fā)人員作為創(chuàng)新活動的核心參與者，掌握著關(guān)鍵信息，驅(qū)動著新知識和新技術(shù)的產(chǎn)生。研發(fā)人員在不同地區(qū)間的流動，如崗位變動、學(xué)術(shù)會議交流等，能夠促進(jìn)隱性知識擴(kuò)散，從而產(chǎn)生創(chuàng)新外溢效應(yīng)。另一方面，研發(fā)資本的自由流動有助于促進(jìn)企業(yè)之間、企業(yè)與高校及科研機(jī)構(gòu)之間的合作，加快地區(qū)間知識與技術(shù)的傳播與擴(kuò)散。同時(shí)，研發(fā)資本的跨區(qū)域流動可能為流入地區(qū)帶來“鯰魚效應(yīng)”，重構(gòu)當(dāng)?shù)匮邪l(fā)資本結(jié)構(gòu)，進(jìn)而提升區(qū)域創(chuàng)新績效[15]。此外，創(chuàng)新要素的稀缺性和逐利性，使其空間配置具有“趨優(yōu)機(jī)制”，即創(chuàng)新要素傾向于從邊際收益較低的地區(qū)流向邊際收益較高的地區(qū)。當(dāng)一地區(qū)在加計(jì)扣除政策的執(zhí)行效率、服務(wù)保障和配套環(huán)境等方面具有相對優(yōu)勢時(shí)，往往能夠吸引更多創(chuàng)新資源向其集聚。如果周邊地區(qū)未能及時(shí)響應(yīng)，其可能面臨創(chuàng)新要素流失的風(fēng)險(xiǎn)[16]。為防止創(chuàng)新資源外流，周邊省份會選擇模仿領(lǐng)先地區(qū)的政府行為，積極宣傳并落實(shí)加計(jì)扣除政策以促進(jìn)本地創(chuàng)新活動。這種空間上的政策互動和模仿行為，進(jìn)一步強(qiáng)化了加計(jì)扣除政策的空間溢出效應(yīng)。基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出具有空間溢出效應(yīng)。

三、 研究設(shè)計(jì)

1. 模型設(shè)計(jì)

（1）基準(zhǔn)模型

為考察加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性影響，本文將加計(jì)扣除政策的二次項(xiàng)引入模型。基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

[lninnoit=α0+α1lndeduit+α2slndeduit+α3Zit+εit] （1）

其中，[α0]為截距項(xiàng)，i代表省份，t代表年份；lninno代表創(chuàng)新產(chǎn)出，lndedu表示加計(jì)扣除政策，slndedu代表二次項(xiàng)，Z代表控制變量，[α1]、[α2]、[α3]為變量的待估計(jì)參數(shù)，[εit]為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（2）空間杜賓模型

考慮到地區(qū)間加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出可能具有經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性與地理相關(guān)性，本文進(jìn)一步采用空間計(jì)量模型探討加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，以減少將地區(qū)作為獨(dú)立個(gè)體時(shí)可能產(chǎn)生的統(tǒng)計(jì)偏誤。由于空間杜賓模型同時(shí)包含因變量和自變量的空間滯后項(xiàng)，相較于空間誤差模型與空間滯后模型更具優(yōu)勢，因此，本文初步選定空間杜賓模型作為空間分析的基本模型，后續(xù)通過空間適用性檢驗(yàn)該模型的合理性。空間杜賓模型設(shè)定如下：

[lninnoit=α0+ρj=130wijlninnoit+β1lndeduit+β2slndeduit+β3Zit+][θ1j=130wijlndeduit+θ2j=130wijslndeduit+θ3j=130wijZit+εit] （2）

其中，i代表省份，t代表年份，j代表i附近的省份（[i≠j]）；[ρ]為空間自相關(guān)系數(shù)；[α0]為截距項(xiàng)，[β1]、[β2]、[β3]代表變量的直接效應(yīng)，[θ1]、[θ2]、[θ3]代表變量的空間溢出效應(yīng)；[wij]為空間權(quán)重矩陣中的元素。

本文參考Dian等[17]的做法構(gòu)建地理經(jīng)濟(jì)嵌套權(quán)重矩陣[Wde]，其中的元素[wij]定義如下：

[wij=α×1dij+（1?α）×1|pgdpi?pgdpj|，" i≠j0，" i=j] （3）

其中，[α]設(shè)定為0.5，[dij]表示第i省和第j省間的距離，[pgdp]表示考察期內(nèi)各個(gè)地區(qū)人均地區(qū)生產(chǎn)總值的均值。同時(shí)，將空間權(quán)重矩陣進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，使每行元素之和等于1。

（3）引力模型與創(chuàng)新要素流動矩陣

與傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)資源相比，研發(fā)人員和研發(fā)資本在地區(qū)間流動的過程中往往攜帶更多的知識與技術(shù)，有助于新知識與新技術(shù)在區(qū)域間的傳播與擴(kuò)散，形成知識溢出效應(yīng)。為檢驗(yàn)加計(jì)扣除政策能否通過創(chuàng)新要素流動這一渠道促進(jìn)周邊地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出提高，本文參考Fan等[18]的做法構(gòu)建創(chuàng)新要素流動矩陣進(jìn)行空間效應(yīng)分析。

首先，本文構(gòu)建引力模型測度研發(fā)人員和研發(fā)資本的空間流動。

①構(gòu)建研發(fā)人員流動引力模型：

[pflowijt=lnrdpit×lnpgdpjt×dij?2] （4）

其中，i和j代表省份，t代表年份。[pflowijt]表示從i地區(qū)流動到j(luò)地區(qū)的研發(fā)人員數(shù)，[pflowijt]數(shù)值越大代表地區(qū)間研發(fā)人員聯(lián)系越緊密；[rdpit]表示i地區(qū)的研發(fā)人員數(shù)量，采用Ramp;D人員全時(shí)當(dāng)量度量；[pgdpjt]表示j地區(qū)的人均GDP，[dij]表示第i省和第j省間的距離。

②構(gòu)建研發(fā)資本流動引力模型：

[cflowijt=lnrdkit×lnrdkjt×dij?2] （5）

其中，[cflowijt]表示從i地區(qū)流動到j(luò)地區(qū)的研發(fā)資本量，[cflowijt]數(shù)值越大代表地區(qū)間研發(fā)資本聯(lián)系越緊密。[rdkit]表示i地區(qū)的研發(fā)資本存量，[rdkjt]表示j地區(qū)的研發(fā)資本存量。以2016年為基期采用永續(xù)盤存法估算研發(fā)資本存量，計(jì)算公式為：[rdkit=Eit?1+（1?δ）rdkit?1]。其中，[rdkit]為i地區(qū)第t期的研發(fā)資本存量，[Eit?1]為i地區(qū)第t-1期的實(shí)際Ramp;D經(jīng)費(fèi)支出，[δ]為折舊率，設(shè)定為15%，[rdkit?1]為i地區(qū)第t-1期的研發(fā)資本存量。

其次，根據(jù)式（4）與式（5），本文將區(qū)域間研發(fā)人員流動與研發(fā)資本流動用矩陣的形式來表達(dá)。研發(fā)人員流動矩陣[Wp]和研發(fā)資本流動矩陣[Wc]的表達(dá)式如下：

[Wp=pflow11…pflow1n???pflown1…pflownn] （6）

[Wc=cflow11…cflow1n???cflown1…cflownn] （7）

其中，[n=1，2，…30]，代表各省份；[pflow]和[cflow]代表考察期內(nèi)地區(qū)間研發(fā)要素流動量的均值；矩陣主對角線上元素[pflow11=…=pflownn=cflow11=…=cflownn=0]，代表同一地區(qū)的研發(fā)要素距離為0。

2. 變量定義

被解釋變量：創(chuàng)新產(chǎn)出（lninno）。創(chuàng)新投入大多衡量企業(yè)作出的創(chuàng)新努力，而創(chuàng)新產(chǎn)出能夠更好地衡量技術(shù)創(chuàng)新水平。本文采用加總后的地區(qū)上市公司專利申請總量來度量地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出。同時(shí)，采用創(chuàng)新質(zhì)量更高的發(fā)明專利申請總量（lninno_high）作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)指標(biāo)。

核心解釋變量：加計(jì)扣除政策（lndedu）。參考寇明婷等[19]的做法，利用公式“企業(yè)研發(fā)支出×加計(jì)扣除比例×企業(yè)所得稅稅率”計(jì)算研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除減免稅額，并采用加總后的地區(qū)上市公司加計(jì)扣除減免稅額來度量地區(qū)加計(jì)扣除政策。其中，2016年、2017年除負(fù)面清單外企業(yè)加計(jì)扣除比例為50%1，2018年、2019年和2020年為75%2，2021年、2022年制造業(yè)企業(yè)為100%、其他為75%3，2023年所有企業(yè)為100%4。

控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnpgdp），采用取對數(shù)后的人均地區(qū)生產(chǎn)總值度量；人力資本水平（lnhum），采用取對數(shù)后的高等學(xué)校在校學(xué)生人數(shù)度量；產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度（prop），采用技術(shù)市場交易額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重度量；金融發(fā)展水平（fina），采用年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重度量；企業(yè)盈利能力（pro），采用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利潤總額與主營業(yè)務(wù)收入的比重度量；稅收征管力度（te），采用實(shí)際稅收收入（Tax_rea）與預(yù)期稅收收入（Tax_exp）的差值度量。

3. 數(shù)據(jù)說明

自2016年以來，我國加計(jì)扣除政策改革步伐加快，政策申請與審批流程簡化，享受主體范圍擴(kuò)大，政策優(yōu)惠力度進(jìn)一步提高。因此，本文重點(diǎn)考察2016年以后的加計(jì)扣除政策效果。考慮到數(shù)據(jù)的完整性，本文使用2016—2023年中國30個(gè)省區(qū)市（西藏、港澳臺地區(qū)除外）的面板數(shù)據(jù)。地區(qū)層面數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，各省份統(tǒng)計(jì)年鑒以及各省份國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。公司層面數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）和國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。為減少異常值對回歸結(jié)果的干擾，本文對變量進(jìn)行縮尾處理，將小于1%分位數(shù)和大于99%分位數(shù)的數(shù)值分別替換為1%和99%分位數(shù)的數(shù)值。變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

四、 實(shí)證結(jié)果與分析

1. 基準(zhǔn)回歸

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表2所示。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，本文選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。由表2列（2）可知，lndedu的估計(jì)系數(shù)為0.485，在1%的水平下顯著，slndedu的估計(jì)系數(shù)為-0.055，在1%的水平下顯著，這表明隨著地區(qū)加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模的擴(kuò)大，創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)先增加后減少的態(tài)勢，假設(shè)H1成立。在一定范圍內(nèi)，加計(jì)扣除政策能夠有效提升地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出，但隨著優(yōu)惠規(guī)模的持續(xù)擴(kuò)大，企業(yè)面臨逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)的可能性增加，政策的抑制效應(yīng)逐步顯現(xiàn)并強(qiáng)于激勵(lì)效應(yīng)。逆向選擇表現(xiàn)為企業(yè)可能會通過虛報(bào)研發(fā)支出、調(diào)整費(fèi)用化比例等方式“粉飾”研發(fā)活動，以獲取更高稅收優(yōu)惠。此外，高額的稅收優(yōu)惠可能導(dǎo)致企業(yè)道德風(fēng)險(xiǎn)增加，將原本用于技術(shù)創(chuàng)新的資金轉(zhuǎn)向回報(bào)率更高的非技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目。

根據(jù)表2列（2）計(jì)算倒“U”型曲線在拐點(diǎn)處所對應(yīng)的加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模為4.4091。因此，當(dāng)加計(jì)扣除小于拐點(diǎn)值時(shí)，加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模每提高1%，創(chuàng)新產(chǎn)出提高0.485%；當(dāng)大于拐點(diǎn)值時(shí)，加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模每提高1%，創(chuàng)新產(chǎn)出下降0.055%。進(jìn)一步，本文將我國各省區(qū)市加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模與此拐點(diǎn)值進(jìn)行比較發(fā)現(xiàn)，2016年，中國有29個(gè)省區(qū)市的加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模低于拐點(diǎn)值，僅有北京市高于拐點(diǎn)值；2023年，中國有24個(gè)省區(qū)市的加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模低于拐點(diǎn)值，北京市、上海市、江蘇省、浙江省、山東省和廣東省高于拐點(diǎn)值，這說明大部分省區(qū)市加計(jì)扣除規(guī)模尚未達(dá)到最優(yōu)水平，仍存在政策釋放空間。為檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)一步進(jìn)行Utest檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，lndedu與lninno間呈現(xiàn)的倒“U”型曲線拐點(diǎn)值為4.403，位于lndedu的取值范圍[0.046，6.370]內(nèi)，且與計(jì)算得出的拐點(diǎn)值（4.409）接近；t統(tǒng)計(jì)值為1.66，對應(yīng)的P值為0.049，通過5%的顯著性檢驗(yàn)；Slope下限為0.480，上限為-0.217，區(qū)間包括負(fù)值，因此可以進(jìn)一步判定加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出間存在倒“U”型關(guān)系。

2. 異質(zhì)性分析

市場化程度反映了市場在資源配置中的決定性作用以及經(jīng)濟(jì)主體的自由度，是影響政策實(shí)施效果的重要因素之一[20]。本文采用《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告》中的市場化指數(shù)衡量地區(qū)市場化程度，并根據(jù)年度中位數(shù)將樣本劃分為高市場化與低市場化程度地區(qū)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3的列（1）和列（2）所示。結(jié)果表明，在高市場化程度地區(qū)，加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響仍呈倒“U”型關(guān)系。然而，在低市場化程度地區(qū)，加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模的估計(jì)系數(shù)為正，但并不顯著。對市場化程度較高的地區(qū)而言，創(chuàng)新主體面臨更好的融資環(huán)境、更完善的市場機(jī)制和更合理的資源配置，有助于加計(jì)扣除政策發(fā)揮作用。

此外，地方政府圍繞科技創(chuàng)新展開競爭時(shí)，會通過有形之手影響區(qū)域創(chuàng)新活動。本文采用各地區(qū)財(cái)政科技支出占財(cái)政支出規(guī)模的比值作為衡量地方政府創(chuàng)新競爭的指標(biāo)[21]，并根據(jù)年度中位數(shù)將樣本劃分為高競爭程度和低競爭程度地區(qū)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3列（3）和列（4）所示。結(jié)果表明，在高政府創(chuàng)新競爭程度地區(qū)，加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出間呈倒“U”型關(guān)系，但在低政府創(chuàng)新競爭地區(qū)，兩者關(guān)系并不顯著。可能原因是，當(dāng)政府圍繞科技創(chuàng)新展開激烈競爭時(shí)，會加大對加計(jì)扣除政策的宣傳與落實(shí)力度，為企業(yè)享受優(yōu)惠政策提供更加便利的條件，從而提高創(chuàng)新積極性。

3. 空間溢出效應(yīng)

（1）空間自相關(guān)性分析

在構(gòu)建空間計(jì)量模型前，需要計(jì)算莫蘭指數(shù)（Moran’s I）來分別檢驗(yàn)加計(jì)扣除政策和創(chuàng)新產(chǎn)出的空間自相關(guān)性。通常情況下，首先計(jì)算全局莫蘭指數(shù)（Global Moran’s I）以檢驗(yàn)整體空間的相關(guān)性，其次計(jì)算局部莫蘭指數(shù)（Local Moran’s I）以檢驗(yàn)局部空間的相關(guān)性。2016—2023年加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出的全局莫蘭指數(shù)如表4所示。由表4可知，考察期內(nèi)兩者的全局莫蘭指數(shù)均為正，且均通過5%的顯著性檢驗(yàn)。由此說明，加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)明顯的空間依賴性，表現(xiàn)為某省份加計(jì)扣除減免稅額或創(chuàng)新產(chǎn)出的提高可能對鄰近地區(qū)產(chǎn)生正面影響。

與全局自相關(guān)假設(shè)整個(gè)空間只存在一種趨勢不同，局部空間相關(guān)可以檢測到觀察對象在區(qū)域中是否存在空間集聚性。基于局部莫蘭指數(shù)，本文繪制了2023年加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出的莫蘭散點(diǎn)圖（圖1）。從整體上看，大部分省區(qū)市都落在莫蘭散點(diǎn)圖的第一象限和第三象限，這再次驗(yàn)證了加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出的空間正相關(guān)關(guān)系，即存在“高-高”集聚和“低-低”集聚現(xiàn)象，與上述全局檢驗(yàn)結(jié)果一致。具體來說，“高-高”集聚區(qū)中的省區(qū)市大多位于東部沿海地區(qū)，經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，政策落實(shí)水平較高，而位于“低-低”集聚區(qū)中的省區(qū)市大多位于西部內(nèi)陸地區(qū)，開放程度較低，政策反應(yīng)速度相對較慢。綜上所述，地區(qū)加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出皆存在正相關(guān)關(guān)系，因此本文進(jìn)一步采用空間計(jì)量模型檢驗(yàn)兩者關(guān)系。

（2）空間計(jì)量結(jié)果分析

在正式進(jìn)行回歸之前，需要進(jìn)行一系列檢驗(yàn)來對空間計(jì)量模型進(jìn)行選擇。首先，本文對面板數(shù)據(jù)進(jìn)行混合OLS回歸，利用LM檢驗(yàn)判斷模型中是否應(yīng)當(dāng)包含空間滯后項(xiàng)和空間誤差項(xiàng)，即檢驗(yàn)選擇空間滯后模型還是空間誤差模型。由表5可知，LM檢驗(yàn)均在1%的顯著水平下顯著，因此初步確定采用空間杜賓模型進(jìn)行空間計(jì)量分析。其次，為進(jìn)一步判斷空間杜賓模型是否能夠簡化為空間滯后模型或空間誤差模型，本文在空間計(jì)量模型回歸結(jié)果之上進(jìn)行LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)。由表5可知，LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)均在5%的水平下顯著，表明空間杜賓模型不會轉(zhuǎn)化成空間自回歸模型或空間誤差模型。因此，本文最終選擇空間杜賓模型對加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

表6為空間模型回歸結(jié)果，為確保估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同時(shí)列出了基于空間誤差模型與空間滯后模型的回歸結(jié)果。由列（1）至列（3）可知，納入空間因素后，加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模的一次項(xiàng)系數(shù)（lndedu）顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)（slndedu）顯著為負(fù)，這證明加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。由列（3）可知，空間自回歸系數(shù)（[ρ]）為0.382，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，表明地區(qū)間創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向交互作用，即周邊地區(qū)創(chuàng)新水平對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響。本文進(jìn)一步使用偏微分法將總效應(yīng)分解成為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)兩部分，分解結(jié)果如表6列（4）至列（6）所示。無論是直接效應(yīng)還是間接效應(yīng)，加計(jì)扣除對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響均表現(xiàn)為顯著的倒“U”型特征，即加計(jì)扣除與創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在先促進(jìn)后抑制的曲線關(guān)系，且鄰近地區(qū)的加計(jì)扣除對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出具有空間溢出效應(yīng)，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

（3）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，更換空間權(quán)重矩陣。為確保上述結(jié)論的可靠性，將空間權(quán)重矩陣替換為經(jīng)濟(jì)距離矩陣1。如表7所示，加計(jì)扣除的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)。這與前文回歸結(jié)果保持一致，進(jìn)一步說明了實(shí)證結(jié)論是穩(wěn)健的。

第二，更換被解釋變量。為了使回歸結(jié)果更穩(wěn)健，采用更高質(zhì)量的發(fā)明專利申請量作為創(chuàng)新產(chǎn)出的替代變量進(jìn)行回歸。如表7所示，加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在倒“U”型曲線關(guān)系，再次證明前文結(jié)論的可靠性和穩(wěn)健性。

第三，內(nèi)生性問題。首先，考慮到技術(shù)創(chuàng)新具有動態(tài)連續(xù)性特征，其歷史積累可能對當(dāng)期及未來創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響。本文參考閆超棟等[22]的做法，引入創(chuàng)新產(chǎn)出的一階滯后項(xiàng)作為解釋變量，并構(gòu)建動態(tài)空間杜賓模型，以同時(shí)控制時(shí)間動態(tài)和空間動態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出可能產(chǎn)生的影響。其次，為緩解潛在的反向因果問題，即創(chuàng)新能力更高的地區(qū)可能會吸引更多的研發(fā)稅收激勵(lì)，本文進(jìn)一步將解釋變量滯后一期，重新進(jìn)行回歸。根據(jù)表8可知，更換模型估計(jì)方法和滯后一期解釋變量后，變量的回歸系數(shù)方向沒有發(fā)生根本改變。

（4）進(jìn)一步分析

為深入分析本地加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響是否通過創(chuàng)新要素流動外溢至周邊地區(qū)，本文進(jìn)一步將空間權(quán)重矩陣設(shè)定為研發(fā)人員流動矩陣（Wp）和研發(fā)資本流動矩陣（Wc），檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。

一方面，基于研發(fā)人員流動矩陣和研發(fā)資本流動矩陣的空間自回歸系數(shù)（[ρ]）分別為0.455和0.454，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著；相比之下，基于地理經(jīng)濟(jì)嵌套權(quán)重矩陣的空間自回歸系數(shù)（[ρ]）為0.382。這表明，區(qū)域間創(chuàng)新產(chǎn)出的空間關(guān)聯(lián)，主要依賴研發(fā)人員和研發(fā)資本等創(chuàng)新要素的流動，而非單純依靠地理或經(jīng)濟(jì)上的鄰近性實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新集聚。另一方面，無論是采用研發(fā)人員還是研發(fā)資本流動矩陣，加計(jì)扣除政策一次項(xiàng)與二次項(xiàng)的空間滯后項(xiàng)均未通過顯著性檢驗(yàn)。這表明，加計(jì)扣除政策的溢出效應(yīng)并非來源于政策本身在空間上的直接擴(kuò)散。換言之，周邊地區(qū)的政策調(diào)整并不會通過政策模仿、制度聯(lián)動等渠道對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生顯著影響，而是主要依靠創(chuàng)新要素在不同區(qū)域間的流動來實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出的空間關(guān)聯(lián)。綜上所述，研發(fā)人員與研發(fā)資本等創(chuàng)新要素的跨區(qū)域流動是加計(jì)扣除政策產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)的主要機(jī)制。

五、 結(jié)論與政策建議

本文基于2016—2023年中國省級面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建固定效應(yīng)模型與空間杜賓模型，實(shí)證檢驗(yàn)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。主要研究結(jié)論如下：第一，考察期內(nèi)，中國省際加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出均存在正空間相關(guān)性，即存在“高-高”集聚與“低-低”集聚現(xiàn)象。第二，加計(jì)扣除政策與本地創(chuàng)新產(chǎn)出間呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，即隨著加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模的提高，創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)先增后減態(tài)勢，并且該影響在高市場化程度和高政府創(chuàng)新競爭地區(qū)更為顯著。目前，中國多數(shù)省份處于倒“U”型曲線的上升階段，即左側(cè)區(qū)域，加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模尚未達(dá)到最優(yōu)水平。第三，周邊地區(qū)加計(jì)扣除政策對本地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出的空間溢出效應(yīng)同樣具有倒“U”型曲線特征。其中，創(chuàng)新要素流動是實(shí)現(xiàn)政策空間溢出的關(guān)鍵機(jī)制，具體表現(xiàn)為通過研發(fā)人員與研發(fā)資本的跨區(qū)域流動促進(jìn)創(chuàng)新活動的空間集聚。據(jù)此，本文提出如下政策建議：

第一，加大研發(fā)支持，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn)，我國加計(jì)扣除優(yōu)惠規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出均呈現(xiàn)“東高西低”的不均衡分布特征。為此，政府應(yīng)適當(dāng)加大對中西部地區(qū)的政策傾斜，完善人才引進(jìn)、培養(yǎng)與激勵(lì)機(jī)制，營造有利于地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展的環(huán)境。針對西部地區(qū)企業(yè)，政府可考慮實(shí)施更為優(yōu)惠的稅收政策、加大資金扶持和項(xiàng)目支持，降低企業(yè)創(chuàng)新成本，提高其創(chuàng)新積極性。同時(shí)，鼓勵(lì)東部地區(qū)在技術(shù)和管理方面與西部地區(qū)加強(qiáng)協(xié)作交流，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新優(yōu)勢互補(bǔ)。

第二，優(yōu)化政策設(shè)計(jì)，加強(qiáng)政策監(jiān)管。實(shí)證結(jié)果顯示，加計(jì)扣除政策與創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在倒“U”型關(guān)系。為此，政府應(yīng)動態(tài)調(diào)整加計(jì)扣除比例，提升政策的精準(zhǔn)性和適應(yīng)性。一方面，加大政策支持力度，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力；另一方面，加強(qiáng)政策監(jiān)管力度，防止資源錯(cuò)配與浪費(fèi)。稅務(wù)部門應(yīng)與相關(guān)部門建立信息共享機(jī)制，動態(tài)掌握企業(yè)研發(fā)活動與財(cái)務(wù)狀況。同時(shí)，加強(qiáng)對加計(jì)扣除政策的宣傳與培訓(xùn)，提高企業(yè)對政策的理解，減少因認(rèn)知偏差導(dǎo)致的違規(guī)行為。

第三，加強(qiáng)地方合作，發(fā)揮空間溢出效應(yīng)。研究結(jié)果顯示，周邊地區(qū)加計(jì)扣除政策對本地創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的空間溢出效應(yīng)。為此，政府應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)創(chuàng)新要素市場化配置體制改革，消除地區(qū)間行政壁壘，促進(jìn)研發(fā)人員與研發(fā)資本等創(chuàng)新要素的有序流動。鼓勵(lì)區(qū)域間定期開展政策交流與經(jīng)驗(yàn)分享，避免政策實(shí)施中出現(xiàn)“碎片化”現(xiàn)象，共同解決政策實(shí)施中的問題與挑戰(zhàn)。通過不斷優(yōu)化制度環(huán)境，為創(chuàng)新要素的自由流動和高效配置提供有力保障，充分發(fā)揮加計(jì)扣除政策的空間溢出效應(yīng)，促進(jìn)區(qū)域間創(chuàng)新協(xié)同與高質(zhì)量發(fā)展。

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基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金后期項(xiàng)目“政策支持促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新成效研究”（項(xiàng)目編號：23FGLB058）；北京市社科基金決策咨詢項(xiàng)目重點(diǎn)課題“北京科技創(chuàng)新資源優(yōu)化配置策略研究”（項(xiàng)目編號：24JCB015）。

作者簡介：于藝楠，通訊作者，女，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)信息學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)閯?chuàng)新經(jīng)濟(jì)；金鑫，男，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)信息學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)閯?chuàng)新管理；陳春伍，男，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)信息學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)閯?chuàng)新經(jīng)濟(jì)；李元亨，男，中央財(cái)經(jīng)大學(xué)信息學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)樨?cái)稅政策。

（收稿日期：2025-05-19" 責(zé)任編輯：殷 俊）