吳松彬 黃惠丹

摘要：基于詳實的R&D稅收減免微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫2009—2015年全國稅收調查數(shù)據(jù)，嘗試對是否存在最優(yōu)R&D稅收激勵力度以及制度是否會影響R&D稅收激勵創(chuàng)新效應問題給予回答?？紤]企業(yè)創(chuàng)新滯后性，結合靜態(tài)和動態(tài)面板模型進行估計，顯示R&D稅收激勵與企業(yè)創(chuàng)新呈顯著的倒“U”型關系，制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新具有正效應，強化R&D稅收激勵的擠入效應，且制度環(huán)境對R&D稅收激勵的強化作用對東部地區(qū)和外資企業(yè)更為顯著。為緩解內生性，進行樣本分組回歸發(fā)現(xiàn)研究基本結論同樣適用于門檻較低的研發(fā)加計扣除政策樣本企業(yè)，增進了核心發(fā)現(xiàn)的準確性。排除樣本選擇性偏差和變量替換后，研究基本結論依然較為穩(wěn)健。

關鍵詞：R&D稅收激勵;制度環(huán)境;企業(yè)創(chuàng)新

中圖分類號：F812.42 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1007-2101（2020）03-0034-12

一、問題提出

古典經(jīng)濟[1]和內生經(jīng)濟增長理論[2]指出技術創(chuàng)新在經(jīng)濟增長中具有重要地位。但中國高新制造企業(yè)正處于“漸進式模仿創(chuàng)新”向“突破式核心技術創(chuàng)新”的發(fā)展階段，自主創(chuàng)新能力匱乏，關鍵技術受制于人。轟動全球的中美貿(mào)易摩擦，讓學術界和決策者深思，提高制造業(yè)技術創(chuàng)新才是實現(xiàn)中國制造業(yè)全球價值鏈攀升的關鍵。中國加力提效的稅收優(yōu)惠政策，助推我國成為唯一逾越“創(chuàng)新鴻溝”的中等收入經(jīng)濟體?！豆I(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》歷史統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，2009—2015年①加計扣除和企業(yè)所得稅優(yōu)惠總減免額從2009年410.96億元人民幣上漲至2015年1 151.61億元人民幣。2019年政府工作報告更是強調要實施更大規(guī)模的減稅，為減輕企業(yè)稅負和推動經(jīng)濟平穩(wěn)高質量發(fā)展提供支撐。

一個非常自然但又很重要的問題擺在政策制定者和學術研究者的面前：R&D稅收激勵效應究竟如何？《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示了2009—2015年的總R&D及其稅收減免（見表1）。經(jīng)計算發(fā)現(xiàn)，工業(yè)企業(yè)稅收研發(fā)彈性系數(shù)②波動較大，2010—2015年稅收研發(fā)彈性系數(shù)依次為0.87、0.94、4.65、1.31、1.39和0.53，尤其是2012年，系數(shù)超過4。然而一單位的R&D稅收減免帶來四單位的R&D支出的結論似乎并不可信，也啟發(fā)我們對R&D稅收激勵真實效應的進一步思考。

R&D稅收激勵與一般的稅收優(yōu)惠不同，R&D稅收激勵直接作用于企業(yè)的R&D投入。由于R&D投入兼具一定的資本屬性[3]和期權屬性[4]，很多國外學者主要從R&D資本屬性入手，運用R&D使用成本方法（User cost）[5]研究了R&D稅收激勵對企業(yè)R&D投資的作用。如學者Bloom等[6]利用OECD跨國數(shù)據(jù)研究了R&D稅收激勵的長短期效應，發(fā)現(xiàn)研發(fā)使用成本下降10%，R&D支出短期內增加1%，長期內增加了10%。但也有學者從企業(yè)異質性視角質疑R&D稅收激勵的正效應，如Lokshin等（2012）[7]利用荷蘭統(tǒng)計局的社會創(chuàng)新調查（CIS Survey）數(shù)據(jù)和研發(fā)調查（R&DSurvery）數(shù)據(jù)，基于動態(tài)要素需求模型（dynamic factor model），核算了微觀企業(yè)的R&D資本積累與使用者成本的彈性系數(shù)，核算發(fā)現(xiàn)R&D稅收激勵短期內能夠有效刺激小規(guī)模企業(yè)進行創(chuàng)新活動，而對大型企業(yè)的激勵效果并不明顯。國內學者對R&D稅收激勵效應也進行了廣泛討論。學者陳遠燕等（2017）[8]、王春元（2017）[9]利用微觀層面的稅收調查數(shù)據(jù)，為R&D稅收激勵政策促進企業(yè)R&D投資提供經(jīng)驗證據(jù)。與之相反，楊國超等（2017）[10]通過發(fā)現(xiàn)被認定的高新技術企業(yè)的研發(fā)強度集聚在法定政策門檻附近，深入研究發(fā)現(xiàn)高新技術企業(yè)通過研發(fā)操縱的行為獲取減免稅，但研發(fā)強度等并未有實質性提升。徐長生和孔令文（2017）[11]核算發(fā)現(xiàn)可能存在創(chuàng)新假象和研發(fā)泡沫。觀察發(fā)現(xiàn)R&D稅收激勵效應莫衷一是。

進而吳松彬等[12]對R&D稅收激勵效應的影響因素做進一步考察，檢驗發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模和市場競爭程度對企業(yè)R&D稅收激勵效應具有調節(jié)作用。中國是一個疆域遼闊、政令一致但地區(qū)制度環(huán)境不同的國家，R&D稅收激勵政策效應與政策運行的特定環(huán)境息息相關。因而制度環(huán)境對揭示R&D稅收激勵效應的影響不可小覷，而思量區(qū)域制度環(huán)境的異同，可為現(xiàn)有各執(zhí)一詞的R&D稅收激勵效應爭議提供某種解釋[13]。林洲鈺等（2013）[14]發(fā)現(xiàn)市場化程度和法律約束水平較高的地區(qū)企業(yè)的R&D激勵效應較好，證實了制度環(huán)境強化R&D稅收激勵效應的主張。胡凱和吳清（2018）[15]以中國制造業(yè)上市公司微觀數(shù)據(jù)為樣本，采用傾向評分匹配法印證了制度環(huán)境與R&D稅收激勵政策的互補性觀點。以往研究雖然部分解釋了R&D稅收激勵能夠促進企業(yè)創(chuàng)新，但并未準確回答一單位的R&D稅收減免到底會帶來多少單位R&D增加③，同時并未回答是否存在最優(yōu)的R&D稅收激勵。而R&D稅收減免與R&D支出存在顯著的共時性，且門檻較高的企業(yè)所得稅易增進企業(yè)開展策略性創(chuàng)新和研發(fā)泡沫的動機，易帶來潛在內生性問題。

本文嘗試回答兩大主要問題：其一，平均而言，一單位的R&D稅收減免會帶來多少單位R&D支出或研發(fā)強度的增加，最優(yōu)R&D稅收激勵效應是否存在;其二，制度環(huán)境能否促進企業(yè)創(chuàng)新和強化R&D稅收激勵擠入效應。與既有文獻相比，本文可能存在三點邊際貢獻：一是區(qū)別于以往國內研究人員側重研究企業(yè)規(guī)模和市場競爭程度對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文基于中國高新制造企業(yè)享受大量的R&D稅收激勵和我國制度發(fā)展不完善的事實，嘗試對是否存在最優(yōu)的R&D稅收激勵，制度是否會促進企業(yè)創(chuàng)新和影響R&D稅收激勵效應問題給予回答。二是顧慮R&D稅收減免與R&D支出存在顯著的共時性，且門檻較高的企業(yè)所得稅易增進企業(yè)開展策略性創(chuàng)新和研發(fā)泡沫的動機，易帶來潛在的內生性問題。本文將稅收優(yōu)惠力度和制度環(huán)境滯后一期以緩解R&D稅收減免與R&D支出的共時性帶來潛在內生性問題。另外，通過樣本分組和觀察以門檻較低的研發(fā)加計扣除政策為樣本企業(yè)的實證結論，規(guī)避因企業(yè)策略性創(chuàng)新而造成內生性。三是本文主要基于詳實的R&D稅收減免微觀企業(yè)數(shù)據(jù)庫2009—2015年全國稅收調查數(shù)據(jù)（豐富的R&D稅收減免和財務指標），增進研究結論的可信度。

二、理論分析與研究假說

我國主要的兩種稅收優(yōu)惠政策作用對象差異和R&D稅收激勵政策的不斷調整引致R&D稅收激勵效果呈先增后減態(tài)勢。作為我國重點發(fā)展和15%企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策作用對象，高新技術企業(yè)具有雄厚的研發(fā)資金和通暢的外部融資渠道，一定程度上弱化依靠所得稅政策增進研發(fā)資金的動力。同時，其較為穩(wěn)定的R&D投入長遠策略，決定其較為固定的R&D資金分配和剛性的研發(fā)需求。而加計扣除政策的作用對象主要是中小企業(yè)，該企業(yè)較強的融資約束和研發(fā)風險特征，會在一定程度上增進其依托政策降低研發(fā)風險，滿足較強的R&D支出意愿和研發(fā)投資。因此，兩種R&D稅收激勵政策的對象差異造成R&D激勵效果呈山峰狀。此外，我國目前并未建立真正意義上的R&D稅收激勵體系，政策頻繁的調整間接帶動著R&D稅收激勵效應的變動。政策出臺初期，企業(yè)對政策進行解讀并適應，R&D稅收激勵效應也從不理想到逐漸發(fā)揮作用。但當遇到稅務部門的政策調整期，企業(yè)則重新回到新修政策的解讀期。因而隨著整個政策歷經(jīng)“出臺—適應—調整”三個階段，R&D稅收激勵效應也呈先增后減態(tài)勢。

此外，R&D稅收激勵效應還隨著高新制造企業(yè)不同研發(fā)階段風險變動而變化。本文借鑒胡凱和吳清（2018）[15]提出的自主創(chuàng)新四大階段（探索創(chuàng)新、有規(guī)律創(chuàng)新、規(guī)模化創(chuàng)新和再創(chuàng)新階段）演繹R&D稅收激勵的變化態(tài)勢。探索創(chuàng)新階段，高新制造企業(yè)采取“廣撒網(wǎng)”的R&D策略獲取研發(fā)方向，企業(yè)研發(fā)投入還未形成合力，研發(fā)風險較小，對R&D稅收激勵需求也較小;在規(guī)律創(chuàng)新階段，高新制造企業(yè)在探索階段基礎上總結寶貴經(jīng)驗，整體把握技術前沿，R&D投入更具針對性和方向性，研發(fā)風險達到頂峰，這時需更強的R&D稅收激勵才能抵消高風險投入;規(guī)?；瘎?chuàng)新階段，研發(fā)難點和重點已得到有效解決，企業(yè)取得初步研發(fā)成果。但企業(yè)研發(fā)優(yōu)勢還需進一步穩(wěn)固，而研發(fā)活動也并非零風險，R&D稅收激勵作用也逐步降低。在再創(chuàng)新階段，高新制造企業(yè)已取得較為完善的創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)鏈，具備一定創(chuàng)新勢力，企業(yè)R&D活動風險較小，此時R&D稅收激勵效應并不顯著。綜上，筆者認為R&D稅收激勵與中國高新制造企業(yè)創(chuàng)新存在倒“U”型關系（見圖1），提出假說1。

假說1：R&D稅收激勵與中國高新制造企業(yè)創(chuàng)新呈倒“U”型關系。

制度環(huán)境主要通過兩個機制作用于企業(yè)創(chuàng)新。一是完善的價格機制。價格機制作用于企業(yè)創(chuàng)新的全流程（投入和產(chǎn)出階段），在研發(fā)初期階段，研發(fā)市場較強的風險一定程度上阻礙了企業(yè)進入，然而市場良好的要素價格機制和創(chuàng)新市場的高效益性吸引高新技術企業(yè)依托自身的技術資源稟賦參與到市場創(chuàng)新活動中;在研發(fā)中期階段，企業(yè)面臨資金短缺帶來的研發(fā)失敗風險，而良好的政府資助會緩解企業(yè)融資約束和降低研發(fā)風險，提高企業(yè)研發(fā)成功率;在研發(fā)后期階段，技術企業(yè)已取得一定創(chuàng)新成果，亟需將成果轉化為產(chǎn)品，此時良好的價格機制會提高產(chǎn)品和要素市場的流動性，增進研發(fā)成果轉化進程和收益。另外，創(chuàng)新成果若以無形資產(chǎn)（如專利）等形式存在，完善的價格機制會提高企業(yè)無形資產(chǎn)價格預期，降低交易主體間的機會主義行為和搭便車行為，使得私人收益能盡量彌補私人研發(fā)成本，保障企業(yè)下一研發(fā)周期的資金儲備。二是適度的競爭機制。制度給企業(yè)創(chuàng)新提供競技的平臺和氛圍，而適度的市場競爭有利于企業(yè)創(chuàng)新。良好的制度環(huán)境減弱政府對市場要素分配、定價的干預，市場競爭成為創(chuàng)新的驅動力。正如Aghion等（2005）[16]中提到的研發(fā)博弈模型那樣，企業(yè)通過不斷的研發(fā)博弈，循環(huán)占據(jù)市場份額，最終提高全社會福利，而該模型的一個隱含假設是市場具備理想的制度環(huán)境，因此筆者可以推斷良好的制度環(huán)境有利于企業(yè)創(chuàng)新，提出假說2。

假說2：制度環(huán)境越好越有助于激勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

制度環(huán)境影響R&D稅收激勵效應。在中國政府主導的經(jīng)濟發(fā)展模式下，企業(yè)所處地區(qū)市場化程度愈低，其R&D稅收激勵效應愈差。轉型期的中國，市場化程度不高，地方政府擁有更多經(jīng)濟資源的自由裁量權。法制水平不健全，特別是對知識產(chǎn)權保護不到位和司法公正的缺失易導致企業(yè)選擇“政企合謀”來作為自身保護機制以應對不確定的市場環(huán)境。這不僅增加企業(yè)潛在經(jīng)營成本，還將更多精力用于建立、鞏固與政府的關系，擠占企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營時間[17]，增加研發(fā)的風險和潛在的研發(fā)成本，制約企業(yè)進行研發(fā)的積極性和R&D稅收激勵效應的充分發(fā)揮。有研究發(fā)現(xiàn)部分擁有政治關系的企業(yè)獲得的R&D稅收激勵并未進行實質性研發(fā)，僅是隱匿稅收[15]。這意味著不完善的制度環(huán)境易增加企業(yè)道德風險和逆向選擇可能性，一定程度上抑制R&D稅收激勵效應。但良好的制度則可減少研發(fā)操縱和“策略性”創(chuàng)新等逆向選擇問題的發(fā)生，有效提高R&D稅收激勵政策有效性。特別是隨著市場信息更為透明，法制水平更為健全，為企業(yè)研發(fā)提供時間、財產(chǎn)保障和產(chǎn)權的保護，有助于企業(yè)依據(jù)自身利潤最大化在要素市場充分開展研發(fā)活動，助推R&D稅收激勵效應的充分發(fā)揮。有學者發(fā)現(xiàn)企業(yè)所處地區(qū)的市場化程度越高，其稅收激勵效應越明顯。此外，良好制度環(huán)境下，R&D稅收激勵政策可有效彌補私人成本與社會成本價差，使R&D投入處于社會福利最大化的最優(yōu)水平，有效提高R&D稅收激勵政策的有效性。因而，筆者認為制度環(huán)境的好壞影響R&D稅收激勵效應的強弱，于是提出假說3。

假說3：制度環(huán)境會強化R&D稅收激勵擠入效應。

三、研究策略和數(shù)據(jù)解釋

（一）模型設定和變量測量

其中，time衡量了企業(yè)成熟度，roa和roe衡量了企業(yè)盈利能力，變量Dummy代表了時間、地區(qū)、行業(yè)等虛擬變量。另外主要變量具體含義如下：

本研究的被解釋變量是企業(yè)R&D投入。雖然R&D人員數(shù)、R&D內部支出和R&D人員全時當量常被用于衡量企業(yè)創(chuàng)新投入。但考慮創(chuàng)新過程是復雜的再創(chuàng)造過程，結合稅收調查數(shù)據(jù)庫特征，筆者選取企業(yè)當年研發(fā)支出與銷售收入之比定義研發(fā)強度衡量研發(fā)投入，記作rds。核心解釋變量主要是R&D稅收激勵和制度環(huán)境。根據(jù)調查數(shù)據(jù)特征，筆者采用稅收優(yōu)惠額與應繳稅額的比來定義R&D稅收激勵，記為ince。為驗證R&D稅收激勵與企業(yè)創(chuàng)新是否存在非線性關系，筆者還引入R&D稅收激勵的二次項，記為ince2。為全面考察制度環(huán)境對R&D稅收激勵的影響，筆者借鑒較為全面的樊綱等[20]市場化綜合指數(shù)作為制度環(huán)境的替代變量，記作market。為緩解共時性帶來的內生性問題，筆者將制度變量均滯后一期，以提升核心發(fā)現(xiàn)的可信度。

控制變量主要包括企業(yè)規(guī)模、市場競爭程度、企業(yè)成熟度和盈利能力等。企業(yè)規(guī)模方面，參考聶輝華（2008）[18]的做法，筆者選取銷售收入的自然對數(shù)來定義企業(yè)規(guī)模，記為size。之所以選擇銷售收入是考慮到其是認定高新企業(yè)的重要標準，影響企業(yè)創(chuàng)新投入，能夠反映短期需求變動。市場競爭程度方面，不少文獻采用市場集中度（hhi）來刻畫，也有學者指出市場集中度可能不適合作為市場競爭程度的替代指標。為進一步驗證，筆者以赫芬達指數(shù)定義市場集中度，并借鑒姜付秀等（2005）[21]計算赫芬達指數(shù)，符號記為hhi，同時引入赫芬達的平方項hhi2用以檢驗市場集中度與企業(yè)創(chuàng)新之間的非線性關系。另外，高新制造企業(yè)自身的經(jīng)營情況和所在區(qū)域環(huán)境會影響其R&D支出。參考聶輝華等（2008）[18]和劉放等（2016）[22]的做法，本研究還控制了企業(yè)成熟度、盈利能力等因素?；诒敬味愂照{查數(shù)據(jù)特征（如具有較為詳細的享受R&D政策具體時間、企業(yè)納稅人識別號代碼等）、指標的可得性及其合理性，本研究采用企業(yè)享受稅收優(yōu)惠政策的年限定義企業(yè)成熟度，記為time;選取資產(chǎn)收益率（roa）、凈資產(chǎn)收益率（roe）衡量企業(yè)盈利能力。此外，還在計量模型中加入時間趨勢、區(qū)域特征和行業(yè)特征虛擬變量，以此來刻畫企業(yè)研發(fā)投入在時間、區(qū)域以及行業(yè)特征的差異性。具體做法是：時間趨勢（year）是按2010—2015年分別生成6個虛擬變量，區(qū)域特征（area）主要按照企業(yè)所在經(jīng)濟區(qū)域分為東、中、西和東北部生成三個虛擬變量，行業(yè)特征（indu）分別按照制造業(yè)的行業(yè)二位數(shù)碼生成虛擬變量（見表2）。

（二）數(shù)據(jù)處理

本文所用的高新技術企業(yè)財務數(shù)據(jù)主要來源于2009—2015年的全國稅收調查數(shù)據(jù)，省際制度環(huán)境指數(shù)來自于樊綱等[20]的各省區(qū)市場化相對進程2009—2015年度報告。但2015年省際制度環(huán)境指數(shù)的不可得性帶來省級數(shù)據(jù)與稅收調查數(shù)據(jù)的時間跨度不完全匹配。為保證數(shù)據(jù)的完整性和研究便利，本文根據(jù)2009—2014年的相關樣本數(shù)據(jù)進行簡單的OLS回歸得到2015年的制度環(huán)境指數(shù)。2009—2015年的全國稅收調查數(shù)據(jù)則來自財稅部門對全國稅收的年度調查，包含企業(yè)總資產(chǎn)、研發(fā)投入、銷售收入和豐富的微觀個體稅收優(yōu)惠金額。為研究的準確性和科學性，本文刪除了財務數(shù)據(jù)缺失，企業(yè)總資產(chǎn)為零及以下、銷售收入為零的樣本。而研發(fā)強度、R&D稅收激勵力度、企業(yè)規(guī)模等變量均經(jīng)剔除、縮尾（比例均為1%）等處理后，形成觀測數(shù)為48 314的非平衡面板數(shù)據(jù)集，主要變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。

四、結果分析與討論

（一）基本回歸結果

在控制企業(yè)創(chuàng)新滯后一期、企業(yè)規(guī)模等變量基礎上，表4報告了R&D稅收激勵對企業(yè)創(chuàng)新影響，以及兩者間是否存在倒“U”型關系。列1表明R&D稅收激勵變量（l.ince）估計系數(shù)為0.003 9，在1%的顯著性水平上為正，說明上一期R&D稅收激勵對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著正效應，符合基本預期。根據(jù)理論分析，筆者認為制度環(huán)境、規(guī)模等變量也是影響創(chuàng)新的關鍵因素，在加入上述變量后，R&D稅收激勵變量（l.ince）系數(shù)依然顯著為正（系數(shù)為0.0021 4，見列3）。為進一步探討R&D稅收激勵與企業(yè)創(chuàng)新是否為倒“U”型關系，本文在列1基礎上引入R&D稅收激勵變量的二次項（l.ince2），實證結果（列2）表明l.ince2的估計系數(shù)為正，僅在10%的置信水平上顯著。為盡量避免遺落變量帶來的l.ince2變量估計偏差，列4展示了引入滯后一期制度環(huán)境、企業(yè)規(guī)模、市場競爭以及盈利能力等控制變量后，l.ince2的估計系數(shù)在5%的置信水平上顯著為正。考慮到企業(yè)規(guī)模和市場集中度對企業(yè)創(chuàng)新的非線性影響（孫早等，2016）[19]，列5-6在列4基礎上分別加入企業(yè)規(guī)模和市場集中度的平方項，實證結果表明R&D稅收激勵變量二次項（l.ince2）估計系數(shù)均在5%置信區(qū)間上顯著為負。另外，本文模型設定為動態(tài)面板模型，具有較強的內生性。筆者利用常用的系統(tǒng)GMM對動態(tài)面板模型進行估計，列7實證表明變量l.ince2估計系數(shù)為-0.025 1，顯著性較列2-6的結果有所下降，但該系數(shù)估計值為負的結論并未發(fā)生本質變化。綜合列1-7的實證結果可以驗證R&D稅收激勵對企業(yè)創(chuàng)新有正向促進作用，且兩者存在顯著的倒“U”型關系，這驗證了假說1，也說明R&D稅收優(yōu)惠與企業(yè)創(chuàng)新存在最優(yōu)激勵力度。

表4實證結果（列3-7）還表明制度環(huán)境有利于企業(yè)創(chuàng)新。列3顯示了引入企業(yè)規(guī)模和市場競爭等控制變量后制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新的影響。結果表明制度環(huán)境變量估計系數(shù)為0.011 8，且在1%的置信水平上顯著，說明制度環(huán)境越好越有利于創(chuàng)新。這符合假說2預期。為防止遺漏變量帶來估計偏差，列4-6分別考慮了R&D稅收激勵變量、企業(yè)規(guī)模和市場競爭的二次項，結果顯示制度環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新呈正向變動關系。同樣思路，動態(tài)面板的回歸結果（列7）也表明制度變量與企業(yè)創(chuàng)新呈正向變動關系。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模、市場競爭與企業(yè)創(chuàng)新均呈顯著“U”型關系，盈利能力變量與企業(yè)創(chuàng)新的關系不定，而企業(yè)成熟度變量與企業(yè)創(chuàng)新正相關，說明成熟度越高的企業(yè)，更有意愿和基礎進行研發(fā)創(chuàng)新。

表5報告了制度環(huán)境對R&D稅收激勵是否具有調節(jié)效應。在考慮企業(yè)創(chuàng)新滯后一期后，列1匯報了基本回歸結果，表明R&D稅收激勵與制度環(huán)境交乘項系數(shù)為0.002 65，在1%置信水平上顯著，說明制度環(huán)境強化R&D稅收激勵擠入效應，間接促進了企業(yè)創(chuàng)新。列2引入R&D稅收激勵平方項后，顯示R&D稅收激勵與制度環(huán)境交乘項系數(shù)仍顯著為正，即制度環(huán)境對R&D稅收激勵調節(jié)效應仍存在。考慮到自身的企業(yè)規(guī)模、外部市場競爭因素和非線性因素，列3-5分別引入了企業(yè)規(guī)模、市場集中度和二者的非線性變量，結果均顯示制度環(huán)境強化R&D稅收激勵擠入效應。此外，動態(tài)面板回歸結果（列6）表明變量L.ince×market估計系數(shù)在10%置信水平上顯著為正，再次驗證了基本回歸結果的可信度。

（二）異質性分析

表6報告了不同區(qū)域和經(jīng)濟屬性樣本企業(yè)的制度環(huán)境對R&D稅收激勵影響的異質性結果。列1顯示R&D稅收激勵與制度環(huán)境交乘項系數(shù)為0.001 56，在5%置信水平上顯著，說明制度環(huán)境強化R&D稅收激勵的擠入效應，間接促進了企業(yè)創(chuàng)新。列2-3報告了不同經(jīng)濟區(qū)域樣本的制度環(huán)境對R&D稅收激勵效應的影響。無論是東部還是中西部，R&D稅收激勵與制度環(huán)境的交乘項系數(shù)均為正，但東部地區(qū)交乘系數(shù)顯著為正，中西部則不顯著。實際上，中西部也享受了大量的R&D稅收激勵，因此，為強化R&D稅收優(yōu)惠激勵效果，制度優(yōu)化手段不容忽視。

列4-5顯示不同經(jīng)濟屬性樣本企業(yè)的制度環(huán)境對R&D稅收激勵效應的影響。從列4-5的交乘項系數(shù)符號和大小看，制度環(huán)境對民營和外資企業(yè)的R&D稅收激勵效應均具有正向調節(jié)效應，但外資企業(yè)的R&D稅收激勵與制度環(huán)境交乘項系數(shù)顯著高于民營企業(yè)，而民營企業(yè)的不顯著?？赡芙忉屖峭赓Y企業(yè)（因為非民營企業(yè)樣本80%為外資企業(yè)，故不考慮國有企業(yè)）研發(fā)意識較強，較民營企業(yè)具有更為扎實的研發(fā)基礎和雄厚實力，因而制度環(huán)境對外資企業(yè)的R&D稅收激勵效應產(chǎn)生了較高協(xié)同作用。

（三）內生性討論

顧慮R&D稅收減免與R&D支出存在顯著的共時性，筆者將稅收優(yōu)惠力度和制度環(huán)境滯后一期以緩解R&D稅收減免與R&D支出的共時性帶來潛在內生性問題。另外，R&D稅收激勵門檻的存在誘使企業(yè)為獲取R&D稅收激勵而進行研發(fā)操縱，即企業(yè)研發(fā)強度的增加可能不是來自R&D稅收激勵，而是為獲得政府扶持而采取的策略式創(chuàng)新手段造成。因此，門檻較高的企業(yè)所得稅易增進企業(yè)開展策略性創(chuàng)新和研發(fā)泡沫的動機，也易造成潛在內生性。為解決這一問題，筆者借鑒楊國超等（2017）[10]的思路對該問題進行適當?shù)幕卮稹p免力度較大的企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策③受到高新技術企業(yè)的追捧，企業(yè)更愿意通過策略性創(chuàng)新獲得國家級高新技術企業(yè)認定和巨額減免稅。同時胡凱和吳清（2018）[15]認為，由于晉升錦標賽機制的存在，部分政府領導更傾向于將企業(yè)認定為高新技術企業(yè)，以此來提升管轄片區(qū)內部的高新技術企業(yè)數(shù)量。綜上分析，將享受15%稅率式優(yōu)惠政策企業(yè)作為樣本可能會增加核心結論真實性的困擾。而門檻較低的研發(fā)加計扣除政策則能在一定程度上規(guī)避企業(yè)策略性創(chuàng)新的動機，進而更真實揭示制度對企業(yè)創(chuàng)新的影響及其對R&D稅收激勵效應的影響。據(jù)此，筆者根據(jù)數(shù)據(jù)庫中的稅收減免代碼篩選出僅享受企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策和研發(fā)加計扣除政策的樣本企業(yè)，并進行實證分析，實證結果如表7。通過樣本分組和觀察以門檻較低的研發(fā)加計扣除政策為樣本企業(yè)的實證結論，規(guī)避因企業(yè)策略性創(chuàng)新而造成的內生性。若基本結論在僅享受研發(fā)加計扣除政策的樣本企業(yè)顯著成立，一定程度上驗證基本結論并增進了研究的信服力。

表7中列1-4展示了制度環(huán)境對15%稅率式優(yōu)惠政策的調節(jié)效應。列1是用銷售收入衡量企業(yè)規(guī)模，研究發(fā)現(xiàn)R&D稅收激勵與制度變量的交乘項系數(shù)顯著為正，說明R&D稅收激勵強化了15%稅率式激勵的擠入效果?？紤]到營業(yè)收入和總資產(chǎn)一定程度上可衡量企業(yè)規(guī)模，為增進研究的可信度，列2-3采用營業(yè)收入和總資產(chǎn)替代銷售收入進行實證分析，結果發(fā)現(xiàn)與采用銷售收入衡量企業(yè)規(guī)模的實證結果相一致。另外動態(tài)面板的回歸結果（見列4）中，交乘項系數(shù)也顯著為正，說明制度環(huán)境對15%稅率式激勵效應具有正向調節(jié)作用。列5-8展示了制度環(huán)境對研發(fā)加計扣除政策激勵效應的影響。列5-7實證表明R&D稅收激勵的確強化了研發(fā)加計扣除政策的激勵效應，但列8的動態(tài)面板中顯示交乘項系數(shù)符號為正，但不顯著。從列5-8整體實證結果看，制度環(huán)境對R&D稅收激勵具有一定協(xié)同作用，在緩解潛在內生性問題的同時，印證了基本研究結論的可信度。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為盡可能確保本研究結論的穩(wěn)健性，筆者進一步采用排除樣本選擇性偏差和變量替換進行檢驗。排除樣本選擇性偏差主要借鑒楊國超等（2017）[10]，剔除研發(fā)強度在法定門檻5‰或者1%以內的樣本，排除研發(fā)操縱帶來的樣本選擇性偏差問題（見表8）。表8列1-2分別是對研發(fā)強度在法定門檻5‰和1%以外樣本的回歸結果，發(fā)現(xiàn)關鍵變量系數(shù)的符號和表7回歸結果保持一致，即R&D稅收激勵與企業(yè)創(chuàng)新呈顯著的倒“U”型關系，且制度環(huán)境變量與企業(yè)創(chuàng)新呈正向變動，為本文研究結論可靠性提供支撐。此外，筆者還將營業(yè)收入和總資產(chǎn)作為銷售收入的替代變量來衡量企業(yè)規(guī)模，研究發(fā)現(xiàn)解釋變量的回歸系數(shù)符號和顯著性水平并未發(fā)生明顯變化，說明替換企業(yè)規(guī)模的衡量指標并未改變研究基本結論。

為進一步檢驗制度環(huán)境對R&D稅收激勵的正向調節(jié)作用，筆者還將營業(yè)收入和總資產(chǎn)替代銷售收入作為企業(yè)規(guī)模的替代變量（列5-6），變量替換后的制度環(huán)境與R&D稅收激勵交乘項估計系數(shù)顯著為正，再次印證了制度環(huán)境強化R&D稅收激勵擠入效應結論的穩(wěn)健性。

五、結論與政策啟示

筆者利用2009—2015年全國稅收調查數(shù)據(jù)，著重考察R&D稅收激勵、制度環(huán)境對中國高新制造企業(yè)技術創(chuàng)新的影響以及制度環(huán)境對R&D稅收激勵效應是否具有調節(jié)作用。結論表明：第一，R&D稅收激勵與企業(yè)創(chuàng)新呈顯著的倒“U”型關系，說明中國R&D稅收優(yōu)惠存在最優(yōu)激勵區(qū)間。第二，制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新具有正效應，且強化R&D稅收激勵的擠入效應。第三，分經(jīng)濟地區(qū)和經(jīng)濟屬性看，制度環(huán)境對R&D稅收激勵的強化作用對東部地區(qū)和外資企業(yè)更為顯著。為緩解基準回歸結果遺漏變量帶來內生性問題，筆者篩選出僅享受企業(yè)所得稅優(yōu)惠和研發(fā)加計扣除政策的樣本企業(yè)分組回歸，發(fā)現(xiàn)研究基本結論同樣適用于門檻較低的研發(fā)加計扣除政策樣本企業(yè)?；谂懦龢颖具x擇性偏差和變量替換的穩(wěn)健性檢驗，為核心發(fā)現(xiàn)的可信度提供了有力說明。

本文實證結果對優(yōu)化我國稅收優(yōu)惠體系及助推我國經(jīng)濟持續(xù)穩(wěn)定高質量發(fā)展具有重要的政策啟示。第一，充分落實普惠性減稅與結構性減稅并舉，優(yōu)化現(xiàn)有R&D稅收激勵體系。基于實證檢驗表明R&D稅收激勵與企業(yè)創(chuàng)新存在顯著的倒“U”型關系，說明存在最優(yōu)的R&D稅收激勵作用區(qū)間，然而中國高新制造企業(yè)的R&D稅收激勵是否處于最優(yōu)區(qū)間，還需進一步探討。原因可能是我國目前尚未制定專門的高新制造企業(yè)R&D稅收激勵政策，普遍采用“一刀切”的鼓勵高新技術企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的扶持政策，一定程度上限制了中國高新制造企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。因而正如2019年政府工作報告強調的要將普惠性減稅與結構性減稅并舉，在加大R&D稅收激勵總量時優(yōu)化R&D稅收結構，重點降低制造業(yè)和小微企業(yè)稅收負擔，探索適用于中國高新制造企業(yè)創(chuàng)新的R&D稅收激勵政策。第二，激發(fā)市場主體活力，優(yōu)化R&D稅收優(yōu)惠政策的制度環(huán)境，釋放R&D稅收激勵創(chuàng)新紅利?；诮Y論表明制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新具有正效應，且強化R&D稅收激勵的擠入效應，印證了制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新的重要性。其中制度環(huán)境對中西部和民營企業(yè)的R&D稅收激勵強化作用不明顯?？紤]到政策實施效果與其運行的制度環(huán)境息息相關，因而在加大R&D稅收優(yōu)惠政策力度的同時，還要注重營商環(huán)境的優(yōu)化。特別是中西部和民營企業(yè)更要減少政府干預，打破行業(yè)壁壘，放寬市場準入，推進要素市場的發(fā)展。通過營建適度競爭的市場環(huán)境，激勵企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新穩(wěn)固市場份額。同時恪守“守夜人”職責，利用大數(shù)據(jù)和人工智能等工具落實完善R&D激勵政策的事前認定標準和事后績效評估制度，盡量減少和杜絕企業(yè)在享受政策過程中的道德風險和逆向選擇問題。此外，加強推進金融市場化改革，拓寬多樣的金融融資渠道，提升科技支撐能力，助推經(jīng)濟持續(xù)高質量發(fā)展。

注釋：

①鑒于《工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒》更新到2016年，故數(shù)據(jù)截止到2015年。

②稅收研發(fā)彈性公式為：[ΔRD×Tax]/[ΔTax×RD]，該指標的經(jīng)濟含義是一單位稅收優(yōu)惠變動會帶來多少單位R&D支出變動。

③該政策的核心是被認定為高新技術企業(yè)可享受15%的企業(yè)所得稅稅率式優(yōu)惠。

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責任編輯：艾 嵐

Abstract： Based on the detailed ?2009-2015 national tax survey data of R&D tax reduction micro-enterprise database， this paper attempts to answer whether there is an optimal R&D tax incentive， whether the system will promote enterprise innovation and influence the R&D tax incentive effect. Considering the lag of enterprise innovation， combined with static and dynamic panel models， it is estimated that R&D tax incentives and enterprise innovation have a significant inverse "U"-type relationship. The institutional environment has a positive effect on enterprise innovation， and strengthens the crowding-in effect of R&D tax incentives. And the strengthening effect of the institutional environment on R&D tax incentives is more significant for the eastern region and foreign-invested enterprises. In order to alleviate endogeneity， the basic conclusions of the sample group regression analysis in this paper are also applicable to the sample enterprises with lower thresholds for R&D and deduction policies， which improve the accuracy of core findings. Finally， after excluding the sample selectivity bias and variable substitution， the basic conclusions of the study are still relatively stable.

Key words：R&D tax incentives; institutional environment; corporate innovation