李曉紅 孔令輝 趙爍

【摘 要】 以45家清潔能源上市企業(yè)2011—2017年的數(shù)據(jù)為研究樣本，分析我國清潔能源技術創(chuàng)新財稅政策的激勵效應。研究發(fā)現(xiàn)財政補貼政策對清潔能源企業(yè)績效的直接激勵效應不顯著，稅收優(yōu)惠政策對清潔能源企業(yè)績效與技術創(chuàng)新績效都起到了正向的激勵作用。同時將技術創(chuàng)新作為中介變量引入財稅政策和企業(yè)績效之間，通過中介檢驗分析發(fā)現(xiàn)針對清潔能源企業(yè)而言，技術創(chuàng)新在財政補貼和稅收優(yōu)惠兩種政策和企業(yè)績效之間確實存在中介效應，但有差異：技術創(chuàng)新在財政補貼政策與企業(yè)績效之間完全中介效應顯著，在稅收優(yōu)惠政策與企業(yè)績效之間部分中介效應顯著。

【關鍵詞】 清潔能源; 技術創(chuàng)新; 財稅政策

【中圖分類號】 F812.4 ?【文獻標識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2019）02-0103-06

一、引言

我國是世界上最大的能源生產國和消費國，傳統(tǒng)的化石能源在國民經(jīng)濟中發(fā)揮著舉足輕重的作用。但我國現(xiàn)有的能源體系暴露出諸多問題，如能源緊缺、進口依存度較高、環(huán)境污染嚴重等，已經(jīng)不能適應當前綠色發(fā)展和生態(tài)文明建設的要求。《能源發(fā)展“十三五”規(guī)劃》致力于建立一個清潔、低碳、高效的現(xiàn)代系統(tǒng)來進行一場能源技術革命，明確指出快速發(fā)展具有戰(zhàn)略替代屬性的清潔能源是實現(xiàn)我國經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的重要舉措。能源技術占據(jù)清潔能源行業(yè)發(fā)展的主導地位，技術創(chuàng)新是提高能源利用率、增強能源安全性的必要手段。同時我國制定了一系列清潔能源項目規(guī)劃，對清潔能源技術創(chuàng)新給予財稅政策支持。鑒于此，本文以45家清潔能源上市企業(yè)2011—2017年的數(shù)據(jù)為研究樣本，將技術創(chuàng)新作為中介變量引入，研究目前的財政補貼、稅收優(yōu)惠政策能否對清潔能源企業(yè)技術創(chuàng)新起到激勵作用，以及技術創(chuàng)新能否在財稅政策和企業(yè)績效之間起到中介作用，重點比較財政補貼和稅收優(yōu)惠兩種政策對清潔能源企業(yè)的作用路徑，為完善我國現(xiàn)行財稅政策提供思路。

二、文獻綜述與研究假設

（一）財稅政策與企業(yè)績效

國內外學者對財政補貼政策激勵效用的研究有兩種結論，一種是財政補貼政策有積極的激勵效應，另一種是財政補貼政策效果不明顯，但學者們普遍認同稅收優(yōu)惠政策的激勵作用。Wiepke和Rob[ 1 ]建立了一個稅收和能源的通用均衡模型，定量分析實施能源稅政策對減少愛爾蘭二氧化碳的影響，認為實施能源稅能激勵可再生能源企業(yè)的發(fā)展。Giovanni Cerulli和Bianca Poti[ 2 ]通過研究意大利企業(yè)數(shù)據(jù)得出技術補貼政策的激勵效果與公司規(guī)模有關，補貼政策對大公司的影響是積極的，對小公司則呈現(xiàn)出顯著的擠出效應。陳影（2016）運用多元線性回歸模型對104家高新上市公司2012—2013年的數(shù)據(jù)進行分析，發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠可以提升企業(yè)的財務績效，而財政補貼實質上并不能對企業(yè)績效起到有效的激勵作用。蔡書凱等[ 3 ]將蕪湖市中小企業(yè)的財政補貼數(shù)據(jù)作為樣本，通過面板模型來分析其對企業(yè)后績效的影響，發(fā)現(xiàn)財政補貼確實可以達到提高企業(yè)后績效的目的。胡國恒和劉玉偉（2017）通過對新能源企業(yè)和傳統(tǒng)企業(yè)的數(shù)據(jù)對比分析得出，政府扶持沒有促進企業(yè)盈利能力的提升，補貼效果不強。劉宇等[ 4 ]基于CGE模型，綜合考慮環(huán)境稅的減排效果和經(jīng)濟效應，認為征收環(huán)境稅有利于能源結構優(yōu)化，應根據(jù)環(huán)境效益和經(jīng)濟成本指標合理選擇環(huán)境稅品種。廖家勤和孫小爽[ 5 ]對新能源汽車行業(yè)兩組補貼進行對比分析，一組是生產者補貼和消費者補貼，一組是零部件企業(yè)補貼和整車企業(yè)補貼，研究發(fā)現(xiàn)我國現(xiàn)行補貼政策多集中于整車企業(yè)和消費者，補貼效果不強。白雪潔和孟輝[ 6 ]引入雙重委托代理理論進行研究分析，認可財稅政策對企業(yè)績效的正向積極作用，并提出稅收政策引入競爭性條款，補貼政策重點實施于研發(fā)領域的建議。綜上所述，國內外學者對于財政補貼政策的作用所持觀點不同，宏微觀研究角度的不同對研究結果有影響，研究所選的企業(yè)類型也有區(qū)別。對于清潔能源企業(yè)而言，技術創(chuàng)新意味著成本和風險的增加，勢必需要財稅政策發(fā)揮導向作用。企業(yè)可以根據(jù)獲得優(yōu)惠政策的標準規(guī)劃技術創(chuàng)新的方向與進程，降低技術創(chuàng)新風險。因此本文在總結國內外學者的研究結論后，探究財政補貼和稅收優(yōu)惠兩種政策對企業(yè)績效的作用，提出以下假設：

（二）財稅政策與技術創(chuàng)新

國內外學者普遍認可財政補貼政策和稅收優(yōu)惠政策對技術創(chuàng)新的正向激勵作用，同時部分學者提出應注意財政補貼政策的補貼額度，補貼過量可能會削弱激勵作用甚至出現(xiàn)擠出效應。Cappelen等[ 7 ]對挪威2002年推出的稅收激勵計劃——Skatte計劃進行研究，發(fā)現(xiàn)接受該計劃項目的企業(yè)與未接受的企業(yè)相比，更容易在創(chuàng)新活動中取得成功，以專利形式出現(xiàn)的新產品更多。Hiroyuki Kasahara等[ 8 ]通過對日本2000—2003年企業(yè)面板數(shù)據(jù)進行線性估計，發(fā)現(xiàn)稅收政策對高資產負債率企業(yè)的激勵作用更為顯著，如果2003年日本未進行稅收改革，企業(yè)整體研發(fā)支出將會降低3%～3.4%。儲德銀等[ 9 ]以七大新興產業(yè)上市公司2010—2014年的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠政策可以促使企業(yè)加大研發(fā)費用投入，從而間接達到促進專利產出的效果，同時分別從激勵對象、激勵速度、激勵方式、激勵成本、激勵效果等方面分析財政補貼政策對新興產業(yè)技術創(chuàng)新的作用機制，最終得出財政補貼與稅收優(yōu)惠對戰(zhàn)略新興產業(yè)的創(chuàng)新投入有正向激勵效應，對研發(fā)費用投入的激勵效果基本相同的結論。寧宇新等[ 10 ]構建雙變量Probit模型進行檢驗，研究顯示政府補貼推動企業(yè)內部研發(fā)投入和外部技術并購并舉的研發(fā)策略，對企業(yè)創(chuàng)新業(yè)績產生了積極影響。高秀平和彭月蘭[ 11 ]通過對A股新能源汽車上市企業(yè)2010—2016年面板數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)財政補貼政策有利于激勵新能源汽車企業(yè)進行技術創(chuàng)新。張琴等[ 12 ]以民營高科技企業(yè)數(shù)據(jù)為研究對象，得出政府補貼可以發(fā)揮認證效應與資源獲取效應，直接和間接地提升企業(yè)創(chuàng)新能力。李經(jīng)路和宋玉祿[ 13 ]研究認為財稅兩種政策對研發(fā)都具有正向激勵作用且互補，財政補貼與研發(fā)投入呈現(xiàn)倒“U”型關系，補助超量會產生擠出效應。綜合國內外學者研究觀點和我國清潔能源企業(yè)現(xiàn)狀，本文提出以下假設：

（三）技術創(chuàng)新對財稅政策與企業(yè)績效的中介效應

中介效應模型最早應用于社會學、心理學、行為研究學等社會科學領域，近年來逐漸被學者們引入管理學用于定性定量研究。技術創(chuàng)新是我國清潔能源行業(yè)得以自主發(fā)展的關鍵。然而對于清潔能源企業(yè)而言，技術創(chuàng)新意味著成本和風險的增加，此時更需要財稅政策發(fā)揮其效力。作為重要的政策工具，財政補貼政策和稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)技術創(chuàng)新具有導向作用。高金鵬等[ 14 ]通過對東部沿海某省高新技術企業(yè)2008—2013年的數(shù)據(jù)進行研究，認為確實存在“稅收優(yōu)惠政策—增加企業(yè)研發(fā)投入—提高企業(yè)凈資產利潤率”這一傳導機制?？蝶愓涞萚 15 ]從企業(yè)研發(fā)視角出發(fā)，認為稅收優(yōu)惠可以通過研發(fā)這個中間變量對企業(yè)產生間接激勵效應。徐維祥等[ 16 ]利用雙對數(shù)回歸模型研究得出財政補貼與企業(yè)研發(fā)對企業(yè)績效具有交互作用?；诖耍疚脑诂F(xiàn)有研究成果的基礎上引入中介效應理論，認為財政補貼、稅收優(yōu)惠在作用于企業(yè)績效的同時，還影響著技術創(chuàng)新績效，而技術創(chuàng)新績效將這種影響進一步傳遞于企業(yè)績效，即技術創(chuàng)新在財稅政策與企業(yè)績效之間起到“橋梁”的作用。經(jīng)過以上分析，本文提出以下假設：

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文從中國新能源網(wǎng)（http：//www.china-nengyuan.com/）中篩選涉及清潔能源的企業(yè)，考慮企業(yè)中清潔能源分部數(shù)據(jù)的可取得性和樣本充足性，最終得到45家清潔能源上市企業(yè)2011—2017年的數(shù)據(jù)，樣本觀測值315個。所有的數(shù)據(jù)為手工整理年報數(shù)據(jù)所得，數(shù)據(jù)的處理和分析主要通過Excel 2010和Stata 11.0進行。

（二）變量設計

考慮已有研究成果和企業(yè)實際情況，本文選擇技術資產比率衡量企業(yè)技術創(chuàng)新績效，營業(yè)利潤率衡量企業(yè)績效，財政補貼比率和實際所得稅率分別衡量財政補貼政策和稅收優(yōu)惠政策，從企業(yè)規(guī)模、盈利能力等方面選取3個控制變量企業(yè)規(guī)模、資產負債率、凈資產收益率。具體變量設計如表1。

（三）模型構建

本文借鑒溫忠麟[ 17 ]的中介效應模型，如方程（1）至（3），其中X為解釋變量，Y為被解釋變量，M為中介變量，并分別構建技術創(chuàng)新在財政補貼、稅收優(yōu)惠兩種政策與企業(yè)績效之間中介效應的檢驗模型，如方程（4）至（6）和方程（7）至（9）。

1.技術創(chuàng)新在財政補貼與企業(yè)績效之間中介效應的檢驗模型

2.技術創(chuàng)新在稅收優(yōu)惠與企業(yè)績效之間中介效應的檢驗模型

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

對各變量進行分年度的描述性統(tǒng)計，分析結果如表2和表3。

財稅政策方面：（1）2011—2017年間企業(yè)獲得的財政補貼比率（FSR）趨勢為先緩速上升再下降，7年平均占比為0.81%，這與我國近年來補貼退坡調整趨勢有關，說明國家對清潔能源企業(yè)依舊十分重視，但也逐漸認識到大量的補貼額度可能存在的問題;（2）實際所得稅率（ETR）7年間基本持平，2011—2017年的平均企業(yè)所得稅稅率是18.52%，我國企業(yè)的常用所得稅稅率為25%，可見我國對清潔能源企業(yè)采取了較大幅度的稅收優(yōu)惠政策。

清潔能源企業(yè)方面：（1）技術資產比率（TAR）呈現(xiàn)緩慢的上升趨勢，說明大多數(shù)清潔能源企業(yè)在2011—2017年間技術水平有所提高，同時技術資產比率的標準差均大于同一年的均值，表明不同清潔能源企業(yè)的技術資產比率差異較大，即不同企業(yè)技術創(chuàng)新的能力差距較大，這與企業(yè)的經(jīng)營狀況、經(jīng)營決策和企業(yè)規(guī)模都有一定的關系;（2）企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、凈資產收益率（ROE）基本呈現(xiàn)波動式上升趨勢，說明近幾年清潔能源企業(yè)發(fā)展逐漸步入正軌;（3）2011—2017年間企業(yè)資產負債率呈現(xiàn)輕微波動，7年間平均數(shù)據(jù)為60.28%，企業(yè)經(jīng)營狀況處于正常水平。

（二）中介效應檢驗分析

運用Stata11.0統(tǒng)計軟件，對企業(yè)技術創(chuàng)新績效（TAR）、企業(yè)績效（OPR）與其他相關變量之間進行Pearson相關系數(shù)分析，各變量之間的Pearson相關系數(shù)均小于0.5，因此可以假設不存在多重共線性問題，可進行中介效應檢驗。

1.技術創(chuàng)新績效在財政補貼政策與企業(yè)績效間中介效應的檢驗分析

依據(jù)中介效應檢驗流程，對方程（4）（5）和（6）進行回歸分析，從而得出財政補貼比率（FSR）、技術資產比率（TAR）、企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）之間各相關系數(shù)的顯著性，以完成后續(xù)中介效應檢驗，檢驗結果如表4。根據(jù)豪斯曼檢驗結果，選擇固定效應模型進行回歸分析，三個方程均通過了F檢驗，模型整體呈現(xiàn)高度顯著。

財政補貼比率（FSR）與企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）的正相關關系不顯著，說明就樣本企業(yè)——清潔能源企業(yè)而言，目前投入的財政補貼對企業(yè)績效的正向激勵作用較小，假設1未得到驗證。資產負債率（LEV）、凈資產收益率（ROE）與企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）均呈現(xiàn)顯著的正向關系，表明一定范圍內資產負債率越高，凈資產收益率越高，清潔能源企業(yè)績效越高，越有利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。企業(yè)規(guī)模（SIZE）與企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）的正相關性不顯著，說明企業(yè)清潔能源分部的規(guī)模對企業(yè)利潤率的影響不大。

財政補貼比率（FSR）與企業(yè)技術資產比率（TAR）在1%的顯著水平上呈正相關關系，說明對于清潔能源企業(yè)來說，財政補貼越多，企業(yè)的技術創(chuàng)新績效越高，企業(yè)技術創(chuàng)新能力越強，假設3得到驗證。企業(yè)規(guī)模（SIZE）與企業(yè)技術資產比率（TAR）呈顯著的正相關，說明企業(yè)中清潔能源分部規(guī)模越大，會更多地關注能源技術創(chuàng)新，從而有效率地提高創(chuàng)新能力。資產負債率（LEV）和凈資產收益率（ROE）與企業(yè)技術資產比率（TAR）分別呈現(xiàn)負相關和正相關關系，但二者與企業(yè)技術創(chuàng)新績效的關系并不顯著，即清潔能源企業(yè)技術創(chuàng)新受企業(yè)資產負債率與凈資產收益率的影響并不大。

方程（4）（5）和（6）共同檢驗技術創(chuàng)新績效在財政補貼政策和企業(yè)績效之間的中介效應。根據(jù)表4中方程（4）的檢驗結果可知，解釋變量FSR的檢驗結果不顯著，即系數(shù)？琢1不顯著，則該技術創(chuàng)新績效的中介效應按遮掩效應立論。根據(jù)方程（5）和（6）的檢驗結果可知，解釋變量FSR在1%的水平上顯著，即系數(shù)β1顯著;中介變量TAR的檢驗結果不顯著，即系數(shù)？酌1不顯著。運用Bootstrap法檢驗β1？酌1，區(qū)間（LLCI=-1.2847，ULCI=-0.3970）中不包含0，表明β1？酌1檢驗結果為顯著。最后由方程（6）的檢驗結果可知，解釋變量FSR的檢驗結果不顯著，即系數(shù)？酌2不顯著，則中介效應檢驗結束。檢驗結果表明：解釋變量FSR對被解釋變量OPR的直接效應不顯著，中介變量TAR在解釋變量FSR和被解釋變量OPR之間只存在中介效應，假設5得到驗證。

2.技術創(chuàng)新績效在稅收優(yōu)惠政策與企業(yè)績效間中介效應的檢驗分析

依據(jù)中介效應檢驗流程，對方程（7）（8）和（9）進行回歸分析，從而得出實際所得稅率（ETR）、技術資產比率（TAR）、企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）之間各相關系數(shù)的顯著性，以完成后續(xù)的中介效應檢驗，檢驗結果如表5。根據(jù)豪斯曼檢驗結果，選擇固定效應模型進行回歸分析，三個方程均通過了F檢驗，模型整體呈現(xiàn)高度顯著。

實際所得稅率（ETR）與企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）在1%的顯著水平上呈負相關關系，表明實際所得稅率越低，清潔能源企業(yè)所享受到的稅收優(yōu)惠越多，企業(yè)獲得的收益越大，假設2得到驗證。資產負債率（LEV）、凈資產收益率（ROE）與企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）均呈現(xiàn)顯著的正向關系，表明一定范圍內資產負債率越高，凈資產收益率越高，清潔能源企業(yè)績效越高，越有利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。企業(yè)規(guī)模（SIZE）與企業(yè)營業(yè)利潤率（OPR）的正相關性不顯著，說明企業(yè)清潔能源分部的規(guī)模對企業(yè)利潤率的影響不大。

實際所得稅率（ETR）與企業(yè)技術資產比率（TAR）在1%的顯著水平上顯著，表明清潔能源企業(yè)的技術創(chuàng)新能力和成果會受到稅收優(yōu)惠政策的激勵，假設4得到驗證。企業(yè)規(guī)模（SIZE）與企業(yè)技術資產比率（TAR）呈顯著的正相關，說明企業(yè)中清潔能源分部規(guī)模越大，會更多地關注能源技術創(chuàng)新，從而有效率地提高創(chuàng)新能力。資產負債率（LEV）與企業(yè)技術資產比率（TAR）的相關性不顯著，即清潔能源企業(yè)資產負債率對技術創(chuàng)新的影響程度不大。凈資產收益率（ROE）與企業(yè)技術資產比率（TAR）在5%的水平上顯著負相關，究其原因可能是清潔能源企業(yè)技術創(chuàng)新初始階段的成本過大，導致企業(yè)營業(yè)利潤值下降。

方程（7）（8）和（9）共同檢驗技術創(chuàng)新績效在稅收優(yōu)惠政策和企業(yè)績效之間的中介效應。根據(jù)表5中方程（7）的檢驗結果可知，解釋變量ETR在1%的水平上顯著，即系數(shù)？琢1'顯著，則該技術創(chuàng)新績效的中介效應按中介效應立論。根據(jù)方程（8）和（9）的檢驗結果可知，解釋變量ETR在1%的水平上顯著，即系數(shù)β1'顯著;中介變量TAR的檢驗結果不顯著，即系數(shù)？酌1'不顯著。然后運用Bootstrap法檢驗β1'？酌1'，區(qū)間（LLCI=-0.1002，ULCI=-0.0179）中不包含0，表明β1'？酌1'檢驗結果為顯著。由方程（9）的檢驗結果可知，解釋變量ETR在1%的水平上顯著，即系數(shù)？酌2'顯著。由方程（8）和（9）的檢驗結果可知，β1'的值為-0.002，？酌1'的值為1.309，γ2'的值為-0.201，則β1'？酌1'與？酌2'同號，中介效應檢驗結束，中介效應占總效應的比例為β1'？酌1'/？酌2'。檢驗結果表明：解釋變量ETR對被解釋變量OPR的直接效應顯著，中介變量TAR在解釋變量ETR和被解釋變量OPR之間存在部分中介效應，中介效應占總效應的比例為1.30%，假設6得到驗證。

五、研究結論與建議

（一）研究結論

1.我國財政補貼政策對清潔能源企業(yè)績效的直接激勵作用不顯著，對技術創(chuàng)新績效可發(fā)揮正向的激勵作用，同時技術創(chuàng)新在財政補貼政策和企業(yè)績效之間起到了完全中介作用。即財政補貼政策的實施有利于企業(yè)進行技術創(chuàng)新，進而提高企業(yè)績效。

2.我國稅收優(yōu)惠政策對清潔能源企業(yè)績效和技術創(chuàng)新績效的激勵作用都很顯著，同時技術創(chuàng)新在稅收優(yōu)惠政策和企業(yè)績效之間起到了部分中介作用。即稅收優(yōu)惠政策既可以直接作用于企業(yè)績效，亦可以作用于技術創(chuàng)新來間接對企業(yè)績效產生積極影響。

（二）建議

1.在補貼退坡機制的政策背景下，財政補貼政策重心應放在激勵企業(yè)技術創(chuàng)新上。政府必須認清技術補貼的重要性，可以從技術生產、技術設備和技術人才三方面著手建立起鼓勵技術創(chuàng)新為主、人才培養(yǎng)為輔的財政補貼政策體系，重點扶持企業(yè)進行自主研發(fā)，同時提高補貼政策的穩(wěn)定性。

2.稅收優(yōu)惠政策可以通過兩條路徑對企業(yè)績效產生影響，直接作用于企業(yè)自身的稅收優(yōu)惠政策有諸多限制，所以重視技術、積極拓寬技術創(chuàng)新這條路徑是政府長期規(guī)劃和企業(yè)謀求長遠發(fā)展的必然選擇。政府可以通過進一步完善稅制，協(xié)調發(fā)揮增值稅、消費稅、關稅、企業(yè)所得稅、個人所得稅等多個稅種的協(xié)同作用來促進清潔能源企業(yè)加大技術創(chuàng)新，如適度降低清潔能源或清潔產品的增值稅稅率、減少清潔能源進口關稅、對清潔能源產品出口實施退免稅待遇、完善清潔能源企業(yè)“三新”研發(fā)加計扣除政策以及對從事清潔能源行業(yè)的技術人員實施個人所得稅減免政策等。

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【基金項目】 內蒙古科技廳項目“促進內蒙古自治區(qū)科技型中小企業(yè)技術創(chuàng)新的稅收激勵政策研究”（20150006）;國家自然科學基金項目“煤基全產業(yè)鏈生產稅的收入分配效應測度與結構優(yōu)化研究”（71640032）

【作者簡介】 李曉紅（1977— ），女，山西應縣人，注冊會計師，注冊稅務師，內蒙古工業(yè)大學經(jīng)濟管理學院副教授，研究方向：稅收理論與實務;孔令輝（1975— ），女，內蒙古赤峰人，博士，廣東財經(jīng)大學會計學院副教授，研究方向：財務會計理論;趙爍（1993— ），女，天津人，內蒙古工業(yè)大學經(jīng)濟管理學院碩士研究生，研究方向：稅收理論與實務