孫　剛，宋夏云

(浙江財經(jīng)大學會計學院，浙江　杭州　310018)

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金融市場化、政府干預機制與企業(yè)創(chuàng)新投入效率

孫剛，宋夏云

(浙江財經(jīng)大學會計學院，浙江杭州310018)

本文考察了政府創(chuàng)新鼓勵措施對企業(yè)創(chuàng)新投入價值性的影響及其制度基礎(chǔ)。研究表明，創(chuàng)新投入能夠增加企業(yè)價值，但政府補助對創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的顯著正向作用僅表現(xiàn)在金融市場化程度較低地區(qū)的企業(yè)。以2009年初實施的涉及企業(yè)研發(fā)的稅改為外生事件，研究發(fā)現(xiàn)稅改后企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性顯著提高，且這一改善不受金融市場化程度的影響。該文從企業(yè)創(chuàng)新融資角度，研究了政府補助與政府稅收減免兩項干預企業(yè)創(chuàng)新活動的機制對創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的影響，具有一定的政策借鑒意義。

金融市場化；政府補貼；稅收優(yōu)惠；政府干預；企業(yè)創(chuàng)新

一、引　言

建設(shè)創(chuàng)新型國家要樹立企業(yè)的創(chuàng)新主體地位，使創(chuàng)新成為驅(qū)動企業(yè)利潤持續(xù)增長的重要因素。我國政府各級科技管理部門頒布了系列創(chuàng)新支持性政策或指導意見，可以說，在政策層面，我國具有科技創(chuàng)新發(fā)達國家的幾乎所有優(yōu)惠政策，但是為什么我國還無法真正稱得上是一個創(chuàng)新型國家？Allen等(2005)[1]認為，中國經(jīng)濟近二十年的高速增長構(gòu)成了世界上關(guān)于法律、制度與經(jīng)濟增長相關(guān)研究的一個反例，甚至是一個謎：在法律和金融體系尚不完善的環(huán)境下，中國的私人部門是依賴什么因素獲得快速增長的？他們將這些因素歸功于除正規(guī)金融體系之外的諸如“聲譽”、“關(guān)系”等非正式制度因素。

不是通過企業(yè)創(chuàng)新活動，而是通過“關(guān)系”等非市場化因素獲取資源和市場，而恰恰是這些非正式制度因素桎梏企業(yè)創(chuàng)新動力，使得我國經(jīng)濟雖獲得了增長的速度，但缺乏增長的質(zhì)量。有政府關(guān)系的企業(yè)，通過“關(guān)系”更多地獲取政府各類補貼，越是在一些市場化程度比較低的地方，這一現(xiàn)象就越嚴重。政府補貼是政府發(fā)揮“扶持之手”功能的重要干預手段，然而借助“關(guān)系”獲得政府補貼資金的使用績效普遍很低[2]?？梢哉f，落實企業(yè)創(chuàng)新主體地位首先要界定和厘清市場和政府在企業(yè)創(chuàng)新過程中的作用和角色。作為直接干預企業(yè)創(chuàng)新的手段，不同形式的政府創(chuàng)新干預機制是否在鼓勵和提升企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性方面具有顯著差異？本文旨在為回答這一問題提供來自微觀企業(yè)的證據(jù)。

二、文獻回顧、制度背景與研究假說

(一)文獻回顧

Schumpeter(1911)和King等(1993a)指出良好的金融系統(tǒng)是保持一國經(jīng)濟增長和科技進步的必要條件[3][4]。比如，中介機構(gòu)可以將民間儲蓄存款資金投向生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域，通過將資金分配到那些生產(chǎn)效率最高的企業(yè)，從而保持較高的資金運營效率[5]。但從融資環(huán)境角度看，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新只能在金融環(huán)境首先得到發(fā)展后才能實現(xiàn)[6]。

解維敏等(2009，2011)[7][8]指出，政府研發(fā)補貼和社會資本融資是決定企業(yè)創(chuàng)新投入的重要因素。地區(qū)金融發(fā)展環(huán)境有助于實現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入融資多源化，推動企業(yè)創(chuàng)新的資金投入。但是，政府對社會資本，特別是金融機構(gòu)信貸資源配置的行政干預會損害資金的生產(chǎn)率，弱化金融發(fā)展對創(chuàng)新投入的積極作用。楊曄等(2015)[9]進一步發(fā)現(xiàn)，財政補貼有時還會對企業(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生擠出效應(yīng)。李匯東等(2013)[10]針對不同來源的企業(yè)創(chuàng)新融資效率問題進行了深入分析，研究發(fā)現(xiàn)較之內(nèi)源融資，外源資金對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進效應(yīng)更明顯，而在外源資金中，政府科技補助作用最為顯著，債務(wù)融資作用最差。至少在企業(yè)研發(fā)投入方面，政府補貼具有較為積極和正面的作用。也有證據(jù)表明，政府補貼的社會效果雖明顯，但未顯著影響企業(yè)績效[11]，政府補貼甚至被用做企業(yè)尋租[2]和扭曲企業(yè)真實業(yè)績[12]的工具。從這點看，李匯東等(2013)的研究與以往文獻更多反映其消極作用(Dark Side)是不一致的。

(二)研究假說

科技補貼政策對促進科技事業(yè)發(fā)展起到積極作用，但操作中存在著多頭管理、責權(quán)不明、科技補貼“批而不管”和“付而不審”現(xiàn)象。2013年度國家審計署報告揭示了我國政府各類財政補貼行為的亂象，其中資源綜合利用、能源節(jié)約和可再生能源三個科目中就有三百多個項目被擠占、虛報冒領(lǐng)資金累計達16億元。部分行業(yè)領(lǐng)頭企業(yè)甚至患上財政補貼依賴癥，造成企業(yè)過分追求前期創(chuàng)新投入，而不注重后期創(chuàng)新績效評價。

李匯東等(2013)研究了包括政府補貼在內(nèi)各種資本來源對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，發(fā)現(xiàn)債務(wù)融資對企業(yè)創(chuàng)新投入強度的作用最小[10]。作為信貸資金的提供者，銀行更傾向于可抵押資產(chǎn)價值較高和風險可控項目。企業(yè)研發(fā)投入項目形成資產(chǎn)的無形性和預期收益的難測性是阻礙銀行等金融機構(gòu)授信決策的重要因素，一定程度上導致企業(yè)難以依賴信貸資金進行必要的企業(yè)創(chuàng)新投入。這是企業(yè)創(chuàng)新投入融資與其他固定資產(chǎn)投資等活動融資的主要區(qū)別之一[13]。并且，債務(wù)融資使用效率也飽受爭議。國內(nèi)一些研究也發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展環(huán)境較差地區(qū)存在不同程度的信貸配給現(xiàn)象，且信貸融資的使用效率也不高[14][15]。對于一些難以獲得外源資金從事創(chuàng)新活動的企業(yè)，政府補貼發(fā)揮著政府“扶持之手”的重要作用。在這樣的金融環(huán)境下，政府科技補貼更能起到雪中送炭的效果。于是，本文提出第一和第二組假說，在其他條件相同的情況下：

H1：企業(yè)創(chuàng)新投入與公司價值顯著正相關(guān)，但企業(yè)創(chuàng)新投入對公司價值的積極促進作用主要發(fā)生在金融市場化程度比較高的地區(qū)企業(yè)。

H2a：處于金融市場化環(huán)境較差地區(qū)的企業(yè)，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的積極促進作用更明顯。

H2b：處于金融市場化環(huán)境較好地區(qū)的企業(yè)，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的積極促進作用會顯著弱化，甚至是消極負面作用。

為鼓勵企業(yè)進行創(chuàng)新研發(fā)，2008年12月國家稅務(wù)總局印發(fā)了《企業(yè)研發(fā)費用稅前抵扣管理辦法(試行)的通知》，對企業(yè)研發(fā)費用的稅前扣除及有關(guān)稅收優(yōu)惠做了規(guī)范。該稅收政策適用于財務(wù)核算健全且能夠準確歸集研發(fā)費用的居民企業(yè)。2009年國務(wù)院批準在我國所有地區(qū)、所有行業(yè)全面推行消費型增值稅轉(zhuǎn)型。增值稅全面轉(zhuǎn)型還取消了創(chuàng)新活動形成的固定資產(chǎn)增量范圍內(nèi)抵扣限制和行業(yè)限制，旨在削弱企業(yè)進行重復無效創(chuàng)新投入的動機，為各行業(yè)創(chuàng)造公平競爭環(huán)境。

嚴格講，減稅屬于相對間接的政府補貼形式。稅收減免更能發(fā)揮政府宏觀調(diào)控“扶持之手”的功能，減少政府在科技項目甄選中的非市場化行為，充分尊重企業(yè)的自主創(chuàng)新主體地位，避免政府和企業(yè)在創(chuàng)新項目選拔取向和績效目標中的沖突，抑制直接政府補貼所帶來的計劃特征或“關(guān)系依賴”所滋生的“尋租”和“腐敗”現(xiàn)象，使得企業(yè)創(chuàng)新投入更市場化。并且，減稅將企業(yè)創(chuàng)新投入“前期補貼”轉(zhuǎn)化為基于創(chuàng)新績效評價的“后期獎勵”，通過減稅變企業(yè)前期爭補貼為后期創(chuàng)產(chǎn)能、提效率。從這個層面，減稅作為一種間接補助手段要比政府直接補貼更有效率。另一方面，我國企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異所導致的企業(yè)創(chuàng)新動力不足，多種稅收優(yōu)惠手段并施引發(fā)的激勵效應(yīng)下降等因素也會削弱減稅對企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性。于是，本文提出第三和第四組假說，在其他條件相同的情況下：

H3a：較之稅改前期，惠及企業(yè)創(chuàng)新投入的稅改政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性起到正向積極作用。

H3b：較之稅改前期，惠及企業(yè)創(chuàng)新投入的稅改政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性起到負向消極作用。

H4：作為一項“后期補貼”制度，惠及企業(yè)研發(fā)投入的稅改政策對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的“調(diào)節(jié)”功能將不會受到企業(yè)所處地區(qū)的金融市場化程度的影響。

三、數(shù)據(jù)來源與研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所選樣本周期為2007-2011年共計五年的面板數(shù)據(jù)。其中，政府科技補貼收入數(shù)據(jù)手工采集于利潤表中營業(yè)外收入的附注。我國地區(qū)金融市場化程度指數(shù)則取自樊綱和王小魯主編的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》[16]中所披露的金融市場化程度指數(shù)，該指標從金融業(yè)競爭與信貸資金分配的市場化兩個角度考察我國各地區(qū)的金融市場化差異。該報告提供了2007-2009年間的金融市場化程度指數(shù)，本文假定2010和2011年兩年各地區(qū)金融市場化程度指數(shù)與2009年相同。

2007年初《企業(yè)會計準則第16號——政府補助》的頒布使得有關(guān)上市公司接受政府補貼的信息披露更加普遍和規(guī)范，因此本文將研究樣本的時間起點定為2007年。另外，本文對樣本作了剔除：(1)金融類企業(yè)樣本；(2)被ST、PT和*ST的公司，這些公司可能會出于摘帽或保牌而獲取政府補貼；(3)IPO的樣本；(4)資不抵債和營業(yè)收入為負數(shù)的樣本；(5)財務(wù)數(shù)據(jù)有缺失的樣本。最后，為了控制奇異數(shù)值導致的回歸偏差，所有變量均在5%和95%分位數(shù)處進行了極值縮尾處理。

(二)研究設(shè)計

首先，針對假說H1a，本文采用回歸模型(1)考察企業(yè)創(chuàng)新投入的市場價值：

Tobin’sQit=θ0+θ1Rdit+θ2Sizeit+θ3Liquidit+θ4Cashit+θ5Roait+θ6Levit+θ7Ppeit+θ8Negshrcrit+θ9Ownerit+industry+year+ξit

(1)

利用企業(yè)研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比例衡量創(chuàng)新投入強度，回歸模型(1)用以檢驗在控制了公司特征因素后企業(yè)創(chuàng)新投入強度與公司價值的關(guān)系。本文采用托賓的Q值衡量公司價值，該指標在實證研究中被廣泛采用。Tobin(1969)[17]將托賓的Q定義為企業(yè)市場價值與企業(yè)重置成本的比，理論上該指標具有衡量企業(yè)價值的優(yōu)良特性。在實證研究中，考慮到股票市場的有效性以及相關(guān)變量的計量偏差，應(yīng)用該指標衡量企業(yè)價值也存在許多不同觀點和改進后的替代指標。結(jié)合Bai(2004)、王鵬等(2006)等的研究[18][19]，通過采用三種不同方法計量托賓的Q值，刻畫企業(yè)價值，保證研究穩(wěn)健性。

重點考察變量Rd的回歸系數(shù)，這里暫不預期企業(yè)創(chuàng)新投入對公司價值的影響。為了檢驗企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性是否受到金融環(huán)境的影響，本文按樣本公司注冊所在地區(qū)金融市場化程度的中位數(shù)水平分為高、低兩組，分別考察處于金融市場化程度不同地區(qū)的企業(yè)組中企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的差異性。為了進一步驗證第二組研究假說H2a和H2b，本文采用回歸模型(2)加以考察：

Tobin’sQit=μ0+μ1Rdit+μ2Rdit×Sub_dumit+μ3Sub_dumit+μ4Sizeit+μ5Liquidit+μ6Cashit+μ7Roait+μ8Levit+μ9Ppeit+μ10Negshrcrit+μ11Ownerit+industry+year+ψit

(2)

回歸模型(2)中，變量Sub_dum為0-1二元虛擬變量，按照樣本公司獲得的政府補貼收入占營業(yè)總收入比重(Sub)的中位數(shù)，將樣本分為兩組，對于高政府補貼組，變量Sub_dum賦值為1；對于低政府補貼組，變量Sub_dum賦值為0，重點考察交乘項Rd×Sub_dum的回歸系數(shù)，如該變量回歸系數(shù)顯著為負數(shù)，則說明在政府補貼較高公司中，企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性比較低，即：高額政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性有消極負面作用；反之，當交乘項系數(shù)為正數(shù)，則說明在政府補貼較高公司組中，企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性比較高，即：高額政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性有積極正面作用。同樣，本文將地區(qū)金融市場化程度指數(shù)作為分組變量，按該指數(shù)的中位數(shù)水平將樣本企業(yè)分為兩組，繼續(xù)分析處于地區(qū)金融市場化程度不同的企業(yè)，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性是否存在顯著差異。

最后，為了驗證假說H3a、H3b和H4，本文采用回歸模型(3)考察政府減稅對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的作用。實務(wù)中，政府補貼與政府減稅兩者雖都具有政府補助性質(zhì)，但是對企業(yè)研發(fā)投入價值相關(guān)性的影響是不同的。在具體操作上，政府科技補貼屬于創(chuàng)新項目“前期補貼”，政府減稅則屬于創(chuàng)新項目“后期補貼”，而前者更容易滋生尋租現(xiàn)象。本文擬通過如下回歸模型考察政府減稅前、后階段，企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性。設(shè)置稅制改革年度虛擬變量Tax，將2008年定為企業(yè)研發(fā)稅改過渡年，2007-2008年為稅改前，變量Tax賦值為0，2009-2011年為稅改后，變量Tax賦值為1。本文預期，交乘項Rd×Tax的回歸系數(shù)應(yīng)統(tǒng)計上顯著為正數(shù)，即：政府施行減稅后，企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性顯著提高。

Tobin'sQit=ρ0+ρ1Rdit+ρ2Rdit×Taxit+ρ3Taxit+ρ4Sizeit+ρ5Liquidit+ρ6Cashit+ρ7Roait+ρ8Levit+ρ9Ppeit+ρ10Negshrcrit+ρ11Ownerit+industry+year+σit

(3)

各回歸模型中的變量具體定義見表1。

表1　相關(guān)變量定義

四、實證檢驗結(jié)果與分析

(一)初步統(tǒng)計分析

表2報告了研究樣本的描述性統(tǒng)計?？傮w而言，用不同方法衡量的托賓的Q值均大于2，研究樣本的公司市值要高于公司資產(chǎn)賬面價值兩倍以上，反映了樣本公司較好的增長價值。樣本公司平均研發(fā)投入強度為0.6%，中位數(shù)水平為0.3%，這說明企業(yè)創(chuàng)新投入不及公司總資產(chǎn)的1%。作為企業(yè)營業(yè)外收入的重要組成，企業(yè)年度接受的政府補貼占總營業(yè)收入比重為1.2%，占比最高為5.1%，公司接受政府補貼數(shù)額的個體差異比較大。

表2　描述性統(tǒng)計

(二)多元統(tǒng)計結(jié)果與分析

1. 金融市場化環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性

為了更加嚴謹?shù)乜疾煅芯考僬f，本文在控制了公司特征變量基礎(chǔ)上執(zhí)行多元回歸統(tǒng)計分析?；貧w方法借鑒了Petersen(2009)[20]提出的公司/年度雙維聚類回歸方法(Two-way Clusters)，該方法能夠較好地控制回歸分析中由于高估T值而產(chǎn)生的誤受風險。作為敏感性測試，本文還分別采用穩(wěn)健標準誤回歸(Robust Regression)和普通最小二乘法回歸(OLS)，均未實質(zhì)影響本文結(jié)論。因此，多元統(tǒng)計分析結(jié)果主要報告了采用公司/年度雙維聚類回歸方法的實證結(jié)果。表3報告的結(jié)果旨在檢驗本文提出的假說H1，欄(1)顯示，企業(yè)創(chuàng)新投入強度與公司價值呈顯著正相關(guān)關(guān)系，且在1%水平通過統(tǒng)計顯著性檢驗，這表明總體上企業(yè)創(chuàng)新投入對公司價值具有積極促進作用。

進一步，本文考察在不同金融市場化程度地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新投入與公司價值的關(guān)系。較高的金融市場化程度意味著公司所在地區(qū)的金融機構(gòu)競爭水平和信貸資金配給的市場化程度都比較高，資源能夠更有效率地配置到創(chuàng)新投入價值相關(guān)性較強的企業(yè)中，資源配置過程中受到政府控制和干預的扭曲程度較小。表3第5至第9欄的結(jié)果顯示，企業(yè)創(chuàng)新投入強度與公司價值的顯著正相關(guān)關(guān)系僅存在于處于金融市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)子樣本組中，在1%水平通過統(tǒng)計顯著性檢驗，誤受風險低于1%，支持了假說H1。

表3　金融市場化與企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性

注：括號內(nèi)數(shù)值為經(jīng)過年度/行業(yè)雙維聚類分組調(diào)整的T值(Petersen，2009)[20]?！? ”表示p < 0.1、“** ”表示 p < 0.05、“*** ”表示 p < 0.01。變量low(high)代表金融市場化環(huán)境欠發(fā)達(發(fā)達)地區(qū)公司組。為節(jié)省篇幅，表3沒有報告控制變量的回歸系數(shù)。

2.金融市場化環(huán)境、政府科技補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性

接下來，本文利用回歸模型(2)繼續(xù)檢驗研究假說H2a和H2b，相關(guān)分析結(jié)果見表4。因變量為托賓的Q，重點考察變量Rd與交乘項Rd×Sub_dum的系數(shù)μ1和μ2，回歸系數(shù)μ1+μ2反映托賓的Q對企業(yè)創(chuàng)新投入的偏效應(yīng)，即：企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性系數(shù)；交互乘項系數(shù)μ2反映了在獲得政府科技補貼強度不同的公司中，創(chuàng)新投入對公司價值的差異化影響。表4欄(1)至(3)各欄報告了采用不同方法衡量公司價值的回歸分析結(jié)果，交乘項Rd×Sub_dum系數(shù)分別為7.86，6.85和7.61，但均無法取得預設(shè)的至少10%的統(tǒng)計顯著性水平。這一結(jié)果表明，總體上，政府科技補貼強度對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的影響并不明顯。此外需要注意的是，欄(1)至(3)中變量Rd和Rd×Sub_dum的系數(shù)為均不顯著，但不能由于孤立看待上述兩個變量的不顯著T值就判斷創(chuàng)新投入對企業(yè)價值沒有顯著影響[21]。

進一步，當本文按照區(qū)域金融市場化程度指數(shù)的中位數(shù)水平將研究樣本分為兩組后(表4欄(4)至(9))，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，交乘項Rd×Sub_dum的回歸系數(shù)在發(fā)達金融市場化程度地區(qū)企業(yè)中為負數(shù)，但并不顯著；但在金融市場化程度較低地區(qū)企業(yè)中，系數(shù)為18.69(欄(6):18.71；欄(8):19.15)，且在5%水平通過統(tǒng)計顯著性檢驗，從而表明政府補貼不一定在任何環(huán)境下均能夠起到促進企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的正向積極作用。在金融市場化程度較高的地區(qū)，各級地方政府樂于為之的“錦上添花”式的科技補貼投入會扭曲創(chuàng)新投入支持效果，即：政府補貼促進企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的作用顯著弱化，從而支持了研究假說H2a和H2b。在發(fā)達金融市場化環(huán)境中，金融業(yè)的競爭和信貸資源配置較為市場化，授信業(yè)務(wù)較少會受到政府干預影響，金融資源的配置將會順暢地導向那些創(chuàng)新投入回報預期穩(wěn)定且有效率的企業(yè)。在這種情形下，發(fā)揮政府“扶持之手”功能的政府科技補貼效果相對有限。這一發(fā)現(xiàn)給我們也帶來一些啟示：企業(yè)科技創(chuàng)新投入融資只有更多的依賴于市場配置機制，企業(yè)創(chuàng)新投入效率才會更高。

表4　金融市場化、政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性

注：括號內(nèi)數(shù)值為經(jīng)過年度/行業(yè)雙維聚類分組調(diào)整的T值(Petersen，2009)[20]?！? ”表示p < 0.1、“** ”表示 p < 0.05、“*** ”表示 p < 0.01。變量low(high)代表金融市場化環(huán)境欠發(fā)達(發(fā)達)地區(qū)公司組。為節(jié)省篇幅，表4沒有報告控制變量的回歸系數(shù)。

3. 金融市場化環(huán)境、政府稅收優(yōu)惠與企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性

為了檢驗第三和第四組研究假說，本文在表5中考察政府減稅與企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的關(guān)系以及該效應(yīng)是否受金融市場化環(huán)境的影響。基于研究需要，本文以2009年為限，將研究樣本劃分為兩組，定義二元變量tax，當樣本處于2009年(不含2009年)之前時，該變量定義為0；否則定義為1，分時期考察稅制改革對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)的影響及其作用方向。表5欄(1)至(3)報告了采用不同方法衡量企業(yè)價值的分析結(jié)果，交乘項Rd×tax的系數(shù)分別為20.25、23.17、22.27，均為正數(shù)，且均在1%水平通過統(tǒng)計顯著性檢驗，這充分表明，稅制改革在總體上對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性有顯著的正面促進作用，為研究假說H3a提供了支持性證據(jù)。

進一步，為了判斷稅制改革對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性影響是否受到企業(yè)所處地區(qū)金融市場化環(huán)境因素的作用，本文分別在高、低金融市場化程度地區(qū)公司組中考察稅制改革的效果。表5第4至第9欄的結(jié)果顯示，無論公司所處地區(qū)的金融市場化程度如何，稅制改革均對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性起到積極的促進作用。歸其原因：一方面，從企業(yè)所得稅抵扣角度，稅制改革給予企業(yè)研發(fā)費用稅前抵扣的前提是企業(yè)必須盈利。對盈利不多甚至虧損企業(yè)實際上難以享受到研發(fā)費用抵扣企業(yè)所得稅優(yōu)惠的，從而鼓勵企業(yè)將創(chuàng)新做“真”做“實”；第二，增值稅全面轉(zhuǎn)型取消了為研發(fā)購入固定資產(chǎn)增量抵扣政策，同時消除了行業(yè)限制，這些政策削弱了企業(yè)為避稅而研發(fā)的動機；第三，區(qū)別于政府補助先補貼后投資的“前期補助”性質(zhì)，稅收補貼具有先投資后補貼“后期補助”特點，能夠一定程度上抑制企業(yè)利用政府補貼尋租，同時惠澤于處于不同金融市場化程度地區(qū)的所有企業(yè)。表5各欄的結(jié)果表明，交乘項Rd ×Tax的回歸系數(shù)在各欄中的回歸系數(shù)均在1%水平通過統(tǒng)計顯著性檢驗。一定程度表明，稅改后企業(yè)創(chuàng)新投入的價值相關(guān)性顯著提高，而且這一效應(yīng)不受企業(yè)所處地區(qū)金融市場化環(huán)境的影響，從而支持了研究假說H4。

表5　金融市場化、政府稅收優(yōu)惠與企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性研究

注：括號內(nèi)數(shù)值為經(jīng)過年度/行業(yè)雙維聚類分組調(diào)整的T值(Petersen，2009)[20]?！? ”表示p < 0.1、“** ”表示 p < 0.05、“*** ”表示 p < 0.01。為節(jié)省篇幅，表5沒有報告控制變量的回歸系數(shù)。

五、研究結(jié)論與啟發(fā)

法和金融學文獻研究表明，政府是制度環(huán)境的重要組成。政府補貼和稅收優(yōu)惠均是政府鼓勵企業(yè)創(chuàng)新投入的干預手段，旨在發(fā)揮政府“扶持之手”功能。本文創(chuàng)新之處在于：(1)通過考察在不同金融市場化環(huán)境中，政府科技補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的影響，為深入認識企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的影響因素提供了新視角，有助于加深我們對政府科技補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性關(guān)系的理解，進一步豐富了有關(guān)企業(yè)創(chuàng)新投資的文獻；(2)政府科技補貼行為的經(jīng)濟后果已經(jīng)被許多文獻所研究，本文選擇企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性作為問題切入點，考察了政府科技補貼在何種制度環(huán)境下具有更為積極的經(jīng)濟后果，為更好地理解政府科技補貼所具有的“扶持之手”功能提供了有價值的證據(jù)；(3)由于稅收政策公平地適用所有性質(zhì)企業(yè)，政府在科技稅收政策的執(zhí)行上少有酌量權(quán)，企業(yè)利用稅收政策尋租的可能性較低。以稅制改革為制度背景，本文還驗證了政府減稅對企業(yè)創(chuàng)新投入價值相關(guān)性的積極作用，并且該作用不受企業(yè)所處地區(qū)金融市場化環(huán)境的影響。以上三個方面使本文在相關(guān)研究基礎(chǔ)上具有一定的增量貢獻。

本研究揭示了政府科技補貼折射出的市場和政府功能錯位和潛在的機會主義行為，政府科技部門“重補貼”、“輕評價”是導致企業(yè)創(chuàng)新投入內(nèi)在動力缺乏以及創(chuàng)新投入價值相關(guān)性不高的重要制度因素。減稅政策由于其所具有的公平性、普適性和“后期補助”特征，能夠較好地提升企業(yè)創(chuàng)新的績效相關(guān)度。本研究為企業(yè)科技創(chuàng)新鼓勵措施的實施效果及其制度基礎(chǔ)提供了來自微觀企業(yè)的證據(jù)，具有一定的理論與現(xiàn)實意義。

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(責任編輯:原蘊 )

Financial Marketization, Mechanism of Government Intervention and Corporate Innovation Efficiency

SUN Gang, SONG Xia-yun

(School of Accounting, Zhejiang University of Finance and Economics, HangZhou 310018, China)

This paper examines the effects of governmental innovation intervention policies on the efficiency of corporate innovation. The findings indicate that in general corporate innovation contributes to the increase of firm value, but the effect of government subsidies on value relevance of corporate innovation is significantly positive only for the firms located in regions with poor financial marketization. Utilizing tax-cutting reforms at the beginning of 2009 as exogenous events, the paper finds that the efficiency of corporate innovation is steadily increasing after tax cut reforms, which is not influenced by the development of financial marketization. From the perspective of innovation financing, the paper compares the effects of government subsidies and tax cutting on the efficiency of innovation and generates some meaningful policy implications.

financial marketization; government subsidies; taxes credit; government intervention; corporate innovation

2015-01-14

浙江省哲學社會科學規(guī)劃資助項目(14NDJC095YB)；浙江省自然科學基金資助項目(LY16G030014)；杭州市科技情報調(diào)研專項(20151334M14)

孫剛(1977-)，男，河北滄州人，浙江財經(jīng)大學會計學院講師，廈門大學工商管理博士后；宋夏云(1969-)，男，江西奉新人，浙江財經(jīng)大學會計學院副教授，南京大學工商管理博士后。

F833

A

1004-4892(2016)02-0047-09