張永凱，甄 妮

(蘭州財經大學 a.農林經濟管理學院； b.經濟學院，蘭州 730020)

提要：隨著我國經濟進入新常態(tài)，創(chuàng)新驅動日益成為經濟增長的主要引擎。基于2009—2017年我國31個省級面板數(shù)據(jù)，利用門檻回歸模型，分析了在不同稅收水平下我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響。研究結果表明，在2009—2017年期間，我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響表現(xiàn)為非線性關系，并呈現(xiàn)出“先下降、后上升”的U形特征。根據(jù)門檻模型的測算結果，當稅收水平在0～74.81區(qū)間時，區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長有顯著抑制作用；當稅收水平在74.81～182.23區(qū)間時，負面影響仍然存在，但抑制作用逐漸減弱；當稅收水平大于182.23時，我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的促進作用開始增強。通過對比我國東、中、西部地區(qū)，發(fā)現(xiàn)在不同稅收水平下，區(qū)域創(chuàng)新能力對東部地區(qū)經濟增長促進作用明顯，但對中、西部地區(qū)的影響不顯著。

一、引言

當今時代，國際競爭愈發(fā)激烈，區(qū)域創(chuàng)新能力已成為衡量國家和地區(qū)高質量發(fā)展的重要標尺。隨著我國經濟由高速增長向高質量發(fā)展階段轉變，創(chuàng)新對經濟增長的推動作用進一步凸顯。目前，創(chuàng)新驅動已經上升為國家重大發(fā)展戰(zhàn)略。黨的十八大做出實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的重大部署，黨的十九大強調要堅定實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，指出創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，是建設現(xiàn)代化體系的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國家發(fā)展全局的核心位置[1]。因此，只有不斷提升自主創(chuàng)新能力，充分發(fā)揮創(chuàng)新的引領和帶動作用，才能為經濟發(fā)展注入新動力，確保我國在激烈的國際競爭中贏得主動，搶得先機。

稅收作為一項重要的政策工具，不但是國家公共財政收入的主要來源，而且在支持科技創(chuàng)新方面也發(fā)揮著不可替代的作用[2]。目前，我國稅法中有大量支持企業(yè)自主創(chuàng)新、科技成果向現(xiàn)實生產力轉換以及促進產業(yè)結構優(yōu)化升級的稅收措施，政府通過稅收政策的實施，引導企業(yè)調整結構，降低運營成本，提高預期收益。在現(xiàn)行的稅種中，企業(yè)所得稅作為我國的主要稅種之一，它是對我國境內的企業(yè)和其他取得收入的組織的生產經營所得和其他所得征收的一種所得稅，可以有效地組織稅收、實施宏觀調控。鑒于企業(yè)所得稅力度大、范圍廣，具有代表性，故本文利用企業(yè)所得稅的征收規(guī)模表征稅收水平①，研究不同稅收水平下區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響。

二、相關研究動態(tài)

關于企業(yè)創(chuàng)新能力對經濟增長影響的研究。有學者認為，創(chuàng)新對經濟增長存在一定阻礙作用。Grossman 等研究了在國際知識溢出的背景下，創(chuàng)新的外部性導致創(chuàng)新太少，縮小國際貿易規(guī)模的政策會加大創(chuàng)新的供給不足。因此，會導致經濟增長太慢[3]。柳卸林基于熊彼特的增長理論角度，借鑒新古典經濟增長理論，發(fā)現(xiàn)企業(yè)對高校、研究機構的研發(fā)投入因創(chuàng)新成果的低轉化率無法彌補其擠占生產投入產生的機會成本，故而抑制經濟增長[4]。同時，也有學者對此持相反意見。趙敏等重新測度創(chuàng)新對城市經濟發(fā)展的影響，驗證了內生的創(chuàng)新進步是國家或區(qū)域經濟不斷增長的源泉[5]。江艷泓等指出，創(chuàng)新能力和溢出對經濟的影響是正向的；技術創(chuàng)新對經濟的正向影響在技術出現(xiàn)的2年內緩慢增長，然后呈穩(wěn)定狀態(tài)，這種影響表現(xiàn)為6年一個周期；創(chuàng)新溢出對經濟的影響在10年以內都處于緩慢增長[6]。何興邦研究發(fā)現(xiàn)，一方面技術創(chuàng)新有助于顯著增加經濟增長效率，優(yōu)化產業(yè)結構，提升綠色發(fā)展水平，改善社會福利；另一方面，技術創(chuàng)新加劇了收入分配不平等，擴大了貧富懸殊[7]。王俊嶺通過建立耦合協(xié)調模型，對技術創(chuàng)新與經濟增長的耦合關系進行分析，認為技術創(chuàng)新與經濟增長結果表明兩者的耦合協(xié)調度整體呈上升趨勢[8]。嚴圣艷利用PVAR模型發(fā)現(xiàn)，技術創(chuàng)新給區(qū)域經濟增長帶來正向的沖擊效應，但是這種效應并不能持久[9]。

關于稅收政策對創(chuàng)新能力影響的研究。研究者從稅收政策、企業(yè)創(chuàng)新等不同角度發(fā)現(xiàn)，稅收對創(chuàng)新的影響大多為正向。Cappelen等指出，由于研發(fā)活動的外部性給企業(yè)造成損失，政府應通過扶持政策促進企業(yè)R&D活動，從而促進創(chuàng)新，推動經濟增長[10]。黃宇虹等認為，補貼與稅收優(yōu)惠顯著激勵了小微企業(yè)增加創(chuàng)新投入，然而補貼容易引發(fā)小微企業(yè)尋租，導致補貼對促進創(chuàng)新投入的正向作用不如稅收優(yōu)惠[11]。梁俊嬌認為，加計扣除優(yōu)惠方式對企業(yè)創(chuàng)新具有更強的激勵作用；間接優(yōu)惠對非國有企業(yè)的創(chuàng)新激勵性更強，對東部地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新激勵性更強，對制造業(yè)和信息技術業(yè)的創(chuàng)新激勵性更強[12]。楊樂等檢驗了所得稅激勵與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關，即加大激勵的力度能夠促進研發(fā)投入的增加，有利于經濟的增長；所得稅激勵均與企業(yè)研發(fā)產出顯著正相關，即加大激勵的力度能夠促進研發(fā)產出的增加，進而促進經濟的發(fā)展[13]。然而，吳松彬研究發(fā)現(xiàn)R&D稅收激勵與高新制造企業(yè)創(chuàng)新投入呈顯著的U形關系，與創(chuàng)新產出短期內并無顯著的U形或促進作用，但長期內對高新制造企業(yè)創(chuàng)新產出具有擠入效應[14]?？资缂t運用逐步回歸法就我國稅收優(yōu)惠對科技創(chuàng)新促進作用的政策效應進行總體和分區(qū)的實證分析，發(fā)現(xiàn)總體上稅收優(yōu)惠對科技創(chuàng)新沒有起到明顯的促進作用，但中部地區(qū)稅收優(yōu)惠對技術市場成交額有顯著促進作用[15]。賀康等通過構建雙重差分模型，得出加計扣除政策使企業(yè)的創(chuàng)新產出和創(chuàng)新效率顯著提高；加計扣除政策的激勵效果存在異質性，對非國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)、非高新技術企業(yè)和高市場化地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新產出和創(chuàng)新效率的激勵效果更好[16]。

綜上所述，已有研究大都沿著企業(yè)創(chuàng)新能力對經濟增長的影響、稅收政策對經濟增長影響兩條獨立的主線展開探討，鮮有將三者之間有機結合起來進行實證分析?；诖?，本文運用門檻模型，分析在不同稅收水平下我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響。

三、數(shù)據(jù)來源與研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源與變量選擇

1.數(shù)據(jù)來源

根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，構建基于2009—2017年我國31個省、直轄市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。其中，R&D人員全時當量、R&D經費內部支出、專利申請數(shù)和專利授權數(shù)等數(shù)據(jù)來源于歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》；地方財政企業(yè)所得稅收入、人均GDP、居民消費水平、進出口、資本水平、教育程度、人口和醫(yī)療水平等數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。

2.變量選擇

(1)解釋變量為創(chuàng)新能力。創(chuàng)新能力是企業(yè)在多大程度上能夠系統(tǒng)地完成與創(chuàng)新有關的各項活動的能力。區(qū)域創(chuàng)新能力包括創(chuàng)新投入能力和創(chuàng)新產出能力，采用R&D人員全時當量和R&D經費內部支出作為創(chuàng)新投入指標；選取專利申請數(shù)和專利授權數(shù)作為創(chuàng)新產出指標。(2)被解釋變量為人均GDP。選擇我國各省級行政單元人均地區(qū)生產總值，作為衡量經濟發(fā)展狀況的指標。(3)控制變量選取居民消費水平、進出口、資本水平、教育程度、人口和醫(yī)療水平。(4)門檻變量為稅收水平。鑒于企業(yè)所得稅政策力度大、范圍廣，具有代表性，故本文采用企業(yè)所得稅表征企業(yè)稅收水平。區(qū)域創(chuàng)新能力指標體系構建和相關變量屬性如表1、表2所示。

表1 區(qū)域創(chuàng)新能力指標體系構建

表2 相關變量屬性

對各個變量進行描述統(tǒng)計，結果如表3所示。其中，各變量樣本數(shù)均為279個，并測算了相應變量的最小值、最大值、平均數(shù)和標準差。從標準差來看，各項指標的離散程度較高，表明我國區(qū)域差距比較明顯。

表3 描述性統(tǒng)計

(二)模型設定

1.固定與隨機模型

基于2009—2017年我國31個省級面板數(shù)據(jù)進行固定與隨機分析，其計算過程如下：

(1)

uit=ait+εit。

(2)

ait表示那些不隨時間改變的影響因素，如個人的消費習慣、國家的社會制度等，一般稱其為個體效應。對個體效應的處理主要有兩種方式：一種是視其為不隨時間改變的固定性因素，模型為固定效應模型；另一種是隨機因素，模型為隨機效應模型。

(1)固定效應檢驗。

yit=ait1T+xitβ+εit。

(3)

其中，ait為固定效應，yit為被解釋變量，xit為解釋變量，1T是一個所有元素都為1的T×1列向量，εit為殘差項，i為地點，t為時間。

設定如下兩個基本假設。

H1:E[εit|xit，ait]=0，

H2:Var[εit|xit，ait]=σ2IT。

H1表明殘差項εit與解釋變量xit的前期觀察值、當期觀察值和未來觀察值均不相關，H2是一般的同方差假設，在此假設下模型的OLS估計是BLUE的。

(2)隨機效應檢驗。對面板數(shù)據(jù)進行隨機效應檢驗，隨機效應可以視為固定效應的擴展，在以上兩個假設基礎上再加上如下假設。

H4:Cov=(ait，xit)=0；

2.門檻模型

(1)模型設定。根據(jù)2009—2017年我國31個省級面板數(shù)據(jù)，采用門檻回歸模型加以測算：

(4)

其中，yit表示被解釋變量，xit表示解釋變量，qit是門限變量，i為地點，t為時間，εit為殘差項，γ為待估計的門檻值。

定義虛擬變量I(γ)=(qit≤γ)，其中I為指示函數(shù)，即對于qit≤γ時，I=1，否則I=0。此時，方程組(1)可以用單一方程表示：

yit=ui+βxitI(γ)+εit。

(5)

然后通過最小化殘差值的方法估計出門檻值以及參數(shù)值。

(2)假設檢驗。門檻回歸模型的顯著性檢驗是檢驗以門檻值劃分的樣本間其模型估計參數(shù)是否顯著不同。設定假設和LM統(tǒng)計量。

H1:β1≠β2，

(6)

然而公式(3)進行統(tǒng)計檢驗在原假設下無法識別，Hansen(1996)以統(tǒng)計量本身的大樣本分布函數(shù)來轉換，得到大樣本的漸進p值。原假設成立則p值統(tǒng)計量的大樣本分布為均勻分布。

在H0成立的條件下，系數(shù)β1=β2，方程組(1)退化成單一線性回歸方程，不存在門檻效果，反之則表示β1和β2在兩區(qū)間會有不同效果。

(3)置信區(qū)間。

H0:γ=γ0。

H0為原假設，似然比檢驗統(tǒng)計量可表示為

(7)

四、實證分析

為研究不同稅收水平下我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響，首先構建區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)，測算我國區(qū)域創(chuàng)新能力，然后進行固定與隨機回歸分析，分析各項指標對經濟增長的影響程度，最后運用門檻模型，測算不同稅收水平下我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響程度。

(一)區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)測算

為測算區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)，首先運用SPSS對數(shù)據(jù)標準化處理后，進行KMO和Bartlet檢驗，結果求得KMO值為0.72，Bartlet檢驗P值<0.001，說明變量之間存在公共因子，然后以方差最大化為準則進行因子正交旋轉，可得方差最大化后的共因子方差比及主成分。公共因子代表原有信息量均在90%以上，則所提取的公共因子足以代表原始數(shù)據(jù)所提供的信息。根據(jù)公共因子得分系數(shù)矩陣，測算2009—2017年我國31個省份的區(qū)域創(chuàng)新能力公共因子得分，并將公共因子得分折算為百分制，計算公式如下：

(8)

其中，xit為區(qū)域創(chuàng)新能力公共因子得分，xitmax和xitmin分別為區(qū)域創(chuàng)新能力公共因子得分最大值和最小值，i為地點，t為時間。

表4 區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)

由表4可知，2009—2017年面板數(shù)據(jù)的樣本數(shù)共279個，其中最小值為0，最大值為100，均值為13.58，標準差為17.71。從創(chuàng)新能力指數(shù)的均值上看，我國各省份的區(qū)域創(chuàng)新能力達到均值水平的僅有32.26%。說明我國企業(yè)總體創(chuàng)新能力屬于中等偏下水平，創(chuàng)新能力有待提高；從創(chuàng)新能力指數(shù)的標準差上看，離散程度較高，說明我國區(qū)域創(chuàng)新能力差異較大。其中，東部地區(qū)創(chuàng)新能力最高，北京、上海、江蘇、浙江、山東、廣東6個省份在我國創(chuàng)新能力中歷年處于較高水平，中部地區(qū)次之，而西部地區(qū)創(chuàng)新能力較低，天津、安徽、福建、河南、湖北、湖南、重慶、四川8個省份在近5年中創(chuàng)新能力逐漸提高，達到我國中等創(chuàng)新水平。

(二)固定與隨機回歸分析

對數(shù)據(jù)標準化處理后，在固定效應與隨機效應檢驗的基礎上，通過Hausman檢驗， Prob>chi2=0.000 0，隨機模型的基本假設得不到滿足，面板數(shù)據(jù)適合固定效應。其中固定效應檢驗中，各變量的回歸系數(shù)、t統(tǒng)計量、相應的P值和95%的置信區(qū)間，其中門檻變量(Pa)、醫(yī)療水平(Medical)沒有通過顯著檢驗，其他變量P值均小于0.01，變量顯著。進行F檢驗后，Prob>F=0.000 0，固定效應十分顯著，結果如表5 所示。

表5 固定效應檢驗

由表5可知，我國區(qū)域創(chuàng)新能力(Tech)、教育程度(Edu)、居民消費水平(CPI)和資本水平(Invest)的提高對經濟增長均有促進作用，教育程度對經濟增長的促進作用最大，區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的促進作用僅是教育程度的1/3，因此需要提高區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的促進作用。而進出口總額(Open)和人口數(shù)量(People)對經濟增長存在明顯的負影響，醫(yī)療水平(Medical)和稅收(Pa)不顯著。

(三)門檻模型回歸分析

在上述分析中，我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長整體上有促進作用，但是區(qū)域創(chuàng)新能力與經濟增長之間存在異質性，因此，以稅收作為門檻變量，運用門檻回歸分析，對2009—2017年省級面板數(shù)據(jù)做實證分析，解釋變量為創(chuàng)新能力，被解釋變量為人均GDP。

首先確定門檻個數(shù)，對門檻效應進行分析后求出F值，然后按照自助抽樣法反復抽樣500次得到的P值。如表6所示，門檻檢驗在單門檻和雙門檻的10%、5%和1%水平上顯著，而三門檻不顯著，因此實證分析采用雙門檻模型。

表6 門檻檢驗

在雙門檻模型中，測算以稅收為門檻變量的門檻估計值和95%的置信區(qū)間，由表7可得，門檻估計值分別為74.81和182.23，95%的置信區(qū)間分別為52.105 0～80.870 0和140.900～185.210，則門檻變量將稅收分為3個區(qū)間，稅收水平在0182.230區(qū)間。

表7 門檻估計值與置信區(qū)間

在對控制變量進行檢驗時，其回歸系數(shù)、t統(tǒng)計量、相應的P值和95%的置信區(qū)間，如表8所示，僅有醫(yī)療水平(Medical)不顯著，而對于其余5個控制變量來說，P值均小于0.01，門檻效應顯著。居民消費指數(shù)(CPI)、資本水平(Invest)和教育程度(Edu)的回歸系數(shù)大于0，對經濟增長有促進作用，其中，居民消費指數(shù)作為我國經濟的重要支撐，促進作用最為明顯，教育程度和資本水平次之；進出口總額(Open)和人口數(shù)(People)的回歸系數(shù)小于0，對經濟增長存在抑制作用，其中，人口對我國經濟增長抑制比較明顯，人口越多，越不利于我國經濟的增長，進出口總額次之。

根據(jù)表9可得，當稅收水平在0182.23區(qū)間時，回歸系數(shù)為0.976 917 3，我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長有促進作用。由此可見，我國區(qū)域創(chuàng)新能力與經濟增長是非線性關系，呈現(xiàn)“先下降，再上升”的U形特征。

表8 單門檻參數(shù)檢驗

表9 門檻區(qū)間檢驗

通常認為，區(qū)域創(chuàng)新能力提升對經濟發(fā)展起到絕對正向促進作用，但測算結果卻表明：在稅收水平較低的地區(qū)，區(qū)域創(chuàng)新能力的提升并不一定能夠有效促進本地區(qū)經濟增長；然而，隨著稅收水平的不斷提升，區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的促進作用得以凸顯。由此可見，為了有效促進經濟增長，不但要提升區(qū)域創(chuàng)新能力，而且要積極優(yōu)化稅收政策。

(四)區(qū)域差異的實證分析

為分析不同稅收水平下我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長影響的區(qū)域差異，將我國31個省級行政單元根據(jù)門檻估計值劃分為3個不同的區(qū)間，如圖1所示。

圖1 2009—2017年我國不同稅收水平省級數(shù)量變化圖

根據(jù)區(qū)域來看，在2009—2017年間，處于稅收水平在Pa>182.23區(qū)間的北京、上海、江蘇、浙江、山東和廣東6個省份，集中于東部地區(qū)，通過提高區(qū)域創(chuàng)新能力，可以達到促進經濟增長的目的；最初處于稅收水平在74.81182.23區(qū)間；而最初處于稅收水平在0

從2009年到2017年，稅收水平在0182.23區(qū)間的省份由6個上升至17個?？梢姡瑖覍ζ髽I(yè)的稅收政策力度在逐年增大，越來越多的企業(yè)借助稅收政策，提升本地區(qū)稅收水平，然后通過提升區(qū)域創(chuàng)新能力，促進本地的經濟增長。其中，在2009—2012年間，稅收水平在0182.23區(qū)間的省份數(shù)量增加了9個，增速比較明顯；2012—2016年間，各稅收水平省份數(shù)變化不明顯，在此期間，“營改增”政策發(fā)揮重要的影響，2016—2017年稅收水平在Pa>182.23區(qū)間省份數(shù)量繼續(xù)增加。

為剔除區(qū)域間稅收、經濟等差異的影響，對全國東、中、西部地區(qū)分區(qū)進行實證研究，分別考察不同稅收水平下區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響。首先對東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省份進行門檻檢驗，在單門檻和雙門檻的10%、5%和1%水平上顯著，三門檻不顯著，結果如表10所示。

表10 東部地區(qū)門檻檢驗

在雙門檻模型測算中，以稅收為門檻變量的門檻估計值和95%的置信區(qū)間(見表11)，門檻估計值分別為381.82和704.86。對控制變量進行檢驗如表10所示，且當稅收水平在0704.86區(qū)間時，回歸系數(shù)為2.087 921，促進作用持續(xù)減弱。由此可見，在東部地區(qū)，在不同稅收水平下，區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的促進作用明顯。

接著對中部地區(qū)(吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南)8個省份以及西部地區(qū)(四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、重慶、廣西，寧夏、內蒙古、新疆)12個省份進行門檻檢驗，門檻不顯著，即為線性關系。對兩個區(qū)域做固定與隨機效應檢驗(如表12和表13所示)。

表12 中部地區(qū)稅收的影響

表13 西部地區(qū)稅收的影響

在中部地區(qū)，稅收水平對區(qū)域創(chuàng)新能力和經濟增長的影響不顯著，在西部地區(qū)，稅收水平對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響不顯著，但對經濟增長的影響是顯著的，稅收水平與經濟增長呈負相關關系，所以稅收水平越高，對經濟增長的抑制作用越明顯。

通過對東、中、西部地區(qū)的分區(qū)域實證研究，發(fā)現(xiàn)在不同的稅收水平下，東部地區(qū)區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長促進作用明顯，但對中西部地區(qū)的影響不顯著。

五、結論與啟示

(一)主要結論

從上述分析結果可以看出，在不考慮稅收水平的情況下，在2009—2017年期間，我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長有顯著的促進作用，創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)為1.519 7，表明我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長具有顯著的促進作用。當將稅收水平作為門檻變量時，在2009—2017年期間，我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響為非線性關系，并呈現(xiàn)出“先下降、后上升”的U形特征。根據(jù)門檻模型的測算結果，稅收的門檻估計值為74.81和182.23，當稅收水平在0～74.810區(qū)間時，回歸系數(shù)為-18.865 53，區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長有顯著抑制作用，區(qū)域創(chuàng)新能力的提升并不一定能夠有效促進本地區(qū)經濟增長；當稅收水平在74.810～182.230區(qū)間時，回歸系數(shù)為-2.505 346，負面影響仍然存在，但抑制作用逐漸減弱，仍須繼續(xù)提高稅收水平，在達到一定稅收水平時，提高區(qū)域創(chuàng)新能力才能有利于經濟的增長。當稅收水平大于182.230時，回歸系數(shù)為0.976 917 3，隨著我國區(qū)域創(chuàng)新能力的提高，對經濟增長的促進作用開始不斷增強。通過對我國東、中、西部地區(qū)分區(qū)域進行實證研究發(fā)現(xiàn)，在不同稅收水平下區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長影響的區(qū)域差異明顯，區(qū)域創(chuàng)新能力對東部地區(qū)經濟增長促進作用明顯，但對中、西部地區(qū)的影響不顯著。

(二)相關啟示

基于上述研究結論，可得出以下兩點啟示：(1)鑒于我國區(qū)域創(chuàng)新能力對經濟增長的影響呈現(xiàn)“先下降，后上升”的U形特征，為了促進經濟增長，一方面要提升區(qū)域創(chuàng)新能力，另一方面要積極優(yōu)化稅收政策，積極實施更多的稅收政策，尤其要加大對高新技術產業(yè)和新興行業(yè)的企業(yè)實施稅收優(yōu)惠，支持和鼓勵企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動，從而推動區(qū)域高質量發(fā)展。(2)由于我國地域遼闊、區(qū)域差異較大，所以在不同稅收水平下，政府需要根據(jù)地區(qū)實際情況，因地制宜，借助稅收的杠桿作用，降低企業(yè)的稅賦，提升企業(yè)創(chuàng)新的活力和動力，解決我國區(qū)域發(fā)展中的不平衡不充分問題。

注 釋：

① 本文采用的企業(yè)所得稅為地方財政企業(yè)所得稅收入，它體現(xiàn)了企業(yè)對地方財政的稅收貢獻。