陳 立，蔣艷秋

(重慶理工大學 會計學院， 重慶 400054)

一、前言

創(chuàng)新是保證經濟持續(xù)增長的根本動力，我國在“十三五”規(guī)劃綱要中強調必須把創(chuàng)新擺在國家發(fā)展全局的核心位置?？萍夹椭行∑髽I(yè)是我國高新技術產業(yè)的主力軍，也是創(chuàng)新的重要主體，其發(fā)展對推動我國經濟可持續(xù)、高質量發(fā)展具有重要作用。雖然近些年來我國科技型中小企業(yè)不斷發(fā)展，但仍面臨諸多問題，融資約束便是其發(fā)展過程中面臨的主要障礙。為此，政府制定并實施了多種財稅政策以調控融資環(huán)境，推動科技型中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，如財政補貼、資本金投入等財政政策和研發(fā)費用加計扣除、稅收減免等稅收優(yōu)惠政策。財稅政策效果如何？對緩解科技型中小企業(yè)的融資約束和提升創(chuàng)新績效是否起到作用？解答以上問題有助于優(yōu)化和完善財稅政策，推動科技型中小企業(yè)發(fā)展，從而增強我國創(chuàng)新能力。

當前，學界圍繞“財稅政策對創(chuàng)新績效的作用”展開了大量的研究并取得了豐富的成果，但少有學者研究其中蘊含的作用機理。由此，以創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)為研究對象，研究財稅政策、融資約束與創(chuàng)新績效三者之間的關系，從融資約束角度實證檢驗財稅政策對創(chuàng)新績效的作用路徑，既可拓展現有研究內容，也可為財稅政策優(yōu)化、科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績效提升提供現實依據。

二、理論分析與研究假設

當前，我國出臺了一系列創(chuàng)新激勵政策，主要可以分為稅收政策和財政政策。稅收政策以所得稅為主，增值稅、關稅等其他稅種為輔，通過稅率優(yōu)惠、稅收減免、研發(fā)費用加計扣除和固定資產加速折舊等方式給予企業(yè)稅收優(yōu)惠待遇；財政政策則是通過資本金投入、無償資助、研發(fā)補貼和貸款貼息等方式為企業(yè)提供創(chuàng)新經費。

(一)財稅政策與創(chuàng)新績效

根據創(chuàng)新的市場失靈理論，創(chuàng)新活動具有正外部性和不確定性兩點特征，這極大地抑制了企業(yè)創(chuàng)新的積極性，所以需要政府進行干預，以引導和激勵企業(yè)從事創(chuàng)新活動，財稅政策是最常用的工具[1]。在稅收政策方面，政府通過研發(fā)費用加計扣除、稅率優(yōu)惠和稅收減免等方式降低創(chuàng)新投入成本，這種間接補償的方式有助于提升企業(yè)的創(chuàng)新績效[2]。在財政政策方面，政府通過設置認定標準的方式對符合條件的項目或企業(yè)直接給予資金補助或資本金投入，這種直接激勵的方式對創(chuàng)新績效有促進作用[3]。由此可見，稅收政策與財政政策都能激勵企業(yè)創(chuàng)新績效。然而，稅收政策和財政政策的差異性會導致其激勵效果不同，稅收政策通過“事后補助”的方式對企業(yè)提供間接補貼，具有良好的普適性和較強的公平性，但其短期激勵效果不顯著，需要經過較長時間才能看到較好的效果[4]；財政政策通過“事前支持”的方式快速、直接、精準地為企業(yè)提供資助?？萍夹椭行∑髽I(yè)大部分處于成長期，需要獲得更多資金來發(fā)展，但科技型中小企業(yè)比其他企業(yè)更難獲得外部投資，政府補助比稅收優(yōu)惠更能直接有效地彌補其創(chuàng)新活動前期投入的不足[5]。李艷華基于企業(yè)規(guī)模對不同企業(yè)進行比較研究，發(fā)現財政補貼更能提升中小企業(yè)的創(chuàng)新績效[6]?；谝陨戏治?，提出如下假設：

H1：稅收政策和財政政策均對科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新績效具有促進作用，且財政政策比稅收政策的作用大。

(二)財稅政策與融資約束

科技型中小企業(yè)面臨著嚴重的融資約束[7]。首先，科技型中小企業(yè)在融資時受到抵押歧視和規(guī)模歧視。科技型中小企業(yè)具有規(guī)模小、“輕資產”多的特點，而小規(guī)模企業(yè)抗風險能力低，債權人也傾向于以實物資產進行抵押，因此許多金融機構不愿意提供貸款服務。其次，信息不對稱加劇了融資約束。一方面，創(chuàng)新活動具有正外部性，科技型中小企業(yè)不愿向外界披露與創(chuàng)新活動有關的信息，造成了嚴重的信息不對稱，降低了金融機構投資的積極性；另一方面，科技型中小企業(yè)內“輕資產”偏多，其未來收益極其不確定，金融機構無法對其進行可靠的估值，加重了信息不對稱。此時，政府采用直接資助的財政政策或間接補償的稅收政策能夠向外界提供企業(yè)利好信息，即政府看好該行業(yè)、認可該企業(yè)的發(fā)展能力，從而幫助企業(yè)取得外部投資，減輕融資約束壓力[8]。王明海等也認為政府干預有利于增加外部投資，且在創(chuàng)新過程中存在顯著的信號傳遞效應[9]。由于稅收政策與財政政策在優(yōu)惠對象上存在不同，故兩者對企業(yè)融資約束的影響也存在差異。稅收政策具有普適性，外部投資者通過稅收政策只能區(qū)分出發(fā)展前景好的行業(yè)，而不能區(qū)分出發(fā)展能力強的企業(yè)；而財政政策具有針對性，只有通過國家審核的、創(chuàng)新能力強的企業(yè)才能獲得資金支持，外部投資者可以借此來篩選出發(fā)展?jié)摿^好的企業(yè)，因此財政政策比稅收政策更有利于幫助外部投資者辨別發(fā)展?jié)摿Ω叩钠髽I(yè)，財政政策具有更強的信號傳遞效應。基于以上分析，本文提出如下假設：

H2：稅收政策與財政政策均能緩解企業(yè)融資約束，且財政政策比稅收政策的緩解效果更強。

(三)融資約束對財稅政策影響創(chuàng)新績效的中介效應分析

融資約束的緩解能夠提升企業(yè)創(chuàng)新績效。創(chuàng)新活動需要大量的初始資金用以購買先進設備和支付研發(fā)人員工資，所以創(chuàng)新活動對融資約束極其敏感[10]，而科技型中小企業(yè)易受到信貸歧視，外部融資較為困難，內源融資又不足以支撐整個創(chuàng)新活動，導致企業(yè)不得不減少研發(fā)投入，最終抑制創(chuàng)新活動和創(chuàng)新績效[11-12]。Amore發(fā)現企業(yè)創(chuàng)新決策易受到融資約束的影響，且融資約束的緩解有助于提升企業(yè)創(chuàng)新績效[13]。我國學者周方召等以科技型中小企業(yè)為樣本，得出了類似結論，即科技型中小企業(yè)獲得的外部融資越多，其創(chuàng)新績效越高[14]。

在科技型中小企業(yè)融資困難的背景下，政府干預對緩解企業(yè)融資約束起到重要作用。首先，政府通過實施稅收政策以稅率優(yōu)惠、稅收減免、研發(fā)費用加計扣除等方式讓渡一部分稅款給企業(yè)，降低企業(yè)稅負，減少現金流出，增加企業(yè)內源融資；其次，政府通過實施財政政策以無償資助、貸款貼息、資本金投入等方式直接給予資金，增加現金流入，減輕企業(yè)融資壓力，推動創(chuàng)新活動發(fā)展；但無論是降低稅負還是政府補助，對開展創(chuàng)新活動所需的資金來講都是杯水車薪，財稅政策的信號傳遞效應才是緩解科技型中小企業(yè)融資約束的關鍵所在，即財稅政策有利于促進外部融資，緩解融資約束，保障創(chuàng)新活動順利實施，從而提升創(chuàng)新績效。由此可見，財稅政策可以通過增加內源融資和外源融資兩條路徑緩解科技型中小企業(yè)融資約束，從而提高企業(yè)創(chuàng)新績效?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H3：融資約束在稅收政策、財政政策與創(chuàng)新績效之間具有中介效應。

綜合以上理論分析，本文基本概念模型如圖1所示。

三、數據與方法

(一)數據來源

本文以2015—2017年創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)為研究樣本。為了保證數據的連續(xù)性及完整性，剔除以下樣本：(1)2015年以后首次發(fā)行上市的科技型中小企業(yè)；(2)2015—2017年利潤總額、所得稅費用小于 0 的公司；(3)數據缺失的企業(yè)；(4)ST企業(yè)。經篩選最終得到符合條件的科技型中小企業(yè)上市公司有242家。文中采用的財務數據均來自CSMAR國泰安數據庫,專利申請數據從國家專利局資料整理得到。

(二)變量選取

1.被解釋變量

現有文獻對創(chuàng)新績效的衡量方法并沒有統(tǒng)一。目前采用單一指標表示創(chuàng)新績效的文獻最多，如研發(fā)投入、專利申請數或新產品銷售收入等[15-17]，也有一些學者采用構建指標體系的方式[18]，但由于不同學者對創(chuàng)新績效的理解不同，構建指標體系的視角不同，創(chuàng)新績效的測度存在較大差異，再加上無法獲得新產品銷售收入等有關數據，本文用企業(yè)當年的專利申請數并取其對數來衡量創(chuàng)新績效。

2.解釋變量

(1)稅收政策

本文借鑒付文林和趙永輝[19]的計算方法，采用稅率差異指標作為稅收政策的替代變量。計算公式為：稅收政策=25%-(所得稅費用-遞延所得稅調整)÷(利潤總額+除壞賬準備之外的資產減值準備-投資收益+取得投資收益收到的現金)

(2)財政政策

現有文獻多采用政府補助作為財政政策的替代變量，本文借鑒崔也光等[18]的做法，采用企業(yè)當年收到的政府補助與期末總資產的比值來表示財政政策。

3.中介變量

參考Kaplan和Zingales[20]的計算方法，本文構建KZ指標衡量企業(yè)融資約束程度。首先，選取經營性凈現金流/上期總資產、現金持有/上期總資產、現金股利/上期總資產、資產負債率以及Tobin’s Q等5個指標，若各指標低于其相應中位數，則取值為 1，否則為 0;然后，對5個指標進行加總，并以加總值作為因變量對5個指標進行邏輯回歸排序；最后以回歸預測值作為KZ指數。KZ指數越大，則表示該企業(yè)所受到的融資約束越嚴重。

4.控制變量

不同產權性質的企業(yè)對創(chuàng)新的積極性不同，會影響財稅政策對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用；相比于小規(guī)模企業(yè)，規(guī)模較大的企業(yè)可能擁有更豐富的創(chuàng)新經驗、更強的創(chuàng)新能力且更容易獲得銀行貸款；凈資產收益率越高，企業(yè)年末凈利潤越多，獲利能力越強，有更多的資金用于創(chuàng)新活動；企業(yè)資產負債率越高，財務風險越大，企業(yè)管理層會傾向于保守投資，而不選擇創(chuàng)新投資；企業(yè)成立時間越長，企業(yè)創(chuàng)新經驗越豐富，創(chuàng)新體系越完善，創(chuàng)新能力越強；高成長公司往往更有動機來增加公司的創(chuàng)新力度，其創(chuàng)新意愿更強；股權集中度會影響企業(yè)創(chuàng)新，股權集中使大股東傾向于牟取私人收益，從而規(guī)避高風險、高不確定性的創(chuàng)新投資；高流動資產比率的企業(yè)是資金密集型企業(yè)，保障創(chuàng)新活動所需現金流。所以，本文選取產權性質、企業(yè)規(guī)模、凈資產收益率、資本結構、企業(yè)年齡、成長能力、股權集中度和流動資產比率作為控制變量，變量定義見表 1。

表1 變量定義

(三)模型設計

為了檢驗假設，本文設計以下模型：

IPi,t=a0+a1GSi,t+a2Taxi,t+a3SOEi,t+a4Sizei,t+a5Agei,t+a6ROEi,t+a7LEVi,t+a8GAi,t+

a9TOP5i,t+a10LTi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

KZi,t=b0+b1GSi,t+b2Taxi,t+b3SOEi,t+b4Sizei,t+b5Agei,t+b6ROEi,t+b7LEVi,t+b8GAi,t+

b9TOP5i,t+b10LTi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

IPi,t=c0+c1GSi,t+c2Taxi,t+c3KZi,t+c4SOEi,t+c5Sizei,t+c6Agei,t+c7ROEi,t+c8LEVi,t+

c9GAi,t+c10TOP5i,t+c11LTi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(3)

模型(1)的自變量為財政政策、稅收政策，因變量為創(chuàng)新績效，用于檢驗H1；模型(2)的自變量為財政政策、稅收政策，因變量為融資約束，用于檢驗H2；模型(3)的自變量為財政政策、稅收政策和融資約束，因變量為創(chuàng)新績效，用于檢驗H3。通過c3檢驗融資約束對創(chuàng)新績效的直接效應，然后通過a1、a2，b1、b2與 c1、c2檢驗融資約束在稅收政策、財政政策與創(chuàng)新績效之間是否具有中介效應。

四、實證研究

(一)描述性統(tǒng)計與相關性分析

從表2可以看出，樣本企業(yè)的創(chuàng)新績效的均值為3.657，標準差為1.418，最大值為9.909，最小值為0，這說明不同企業(yè)在創(chuàng)新績效方面有著較大差異，且總體水平較低；財政政策的最大值為2.647，最小值為0，標準差為0.1，稅收政策的最大值為0.25，最小值為-4.519，標準差為0.142，說明科技型中小企業(yè)收到的政府補助和享受的稅收優(yōu)惠強度有著比較明顯的差異；融資約束最大值是6.833，最小值是 -10.108，可以看出我國科技型中小企業(yè)受到的融資約束差別較大，標準差為1.636，進一步說明了這一問題。從控制變量來看，凈資產收益率最大值為0.85，最小值為-0.015，均值為0.088，標準差為0.063，說明我國科技型中小企業(yè)凈資產收益率差異顯著，且總體的凈資產收益率較低；同理，企業(yè)成長能力、股權集中度、流動資產比率和企業(yè)年齡差異明顯；企業(yè)資產負債率一般控制在0.4～0.6，樣本均值為0.391，說明科技型中小企業(yè)資產負債率較低，企業(yè)較少運用舉債經營，外部融資困難；樣本企業(yè)個體間企業(yè)規(guī)模差異較??；產權性質的均值為0.299，說明科技型中小企業(yè)中大多數為非國有企業(yè)，由于信貸所有制偏好緩解了國有企業(yè)的融資約束[21]，相較之下，非國有企業(yè)獲取外部融資更困難，這也間接說明科技型中小企業(yè)整體融資困難。

由表3可知，財政政策、稅收政策、融資約束以及創(chuàng)新績效的 Pearson 相關系數基本都在 0.1 左右，處于弱相關行列，符合線性研究的基本要求。第一，財政政策(GS)、稅收政策(Tax)與創(chuàng)新績效(IP)顯著正相關，表明財政政策、稅收政策對企業(yè)創(chuàng)新績效有重要影響，財稅激勵程度越強，企業(yè)創(chuàng)新績效越高；第二，融資約束(KZ)與創(chuàng)新績效(IP)顯著負相關，表明企業(yè)受到的融資約束越強，創(chuàng)新績效越低；第三，融資約束(KZ)與財政政策(GS)、稅收政策(Tax)顯著負相關，表明財稅激勵政策能夠緩解企業(yè)受到的融資約束。其他變量間系數均小于0.5，表明變量間不存在嚴重的多重共線性問題，并與本文提出的假設基本一致，初步證明了研究的合理性。

表2 變量描述性統(tǒng)計

表3 各變量間的Pearson相關系數

(二)結果分析

1.直接效應分析

模型(1) 的檢驗結果表明財政政策在1%水平上對創(chuàng)新績效具有顯著的促進作用，稅收政策在5%水平上對創(chuàng)新績效產生顯著的正向影響，財政政策的回歸系數a1=1.792,稅收政策的回歸系數a2=0.370,表明財政政策對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績效的影響大于稅收政策，驗證了本文的H1。模型(2)中財政政策的回歸系數b1=-0.752(p<0.01)，稅收優(yōu)惠的回歸系數b1=-0.247(p<0.1)，說明財政政策和稅收政策都能夠緩解企業(yè)融資約束，不論是從回歸系數還是顯著性程度來看，都表明財政政策對科技型中小企業(yè)融資約束的緩解效果比稅收政策強，H2得到檢驗。

2.中介效應分析

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著；括號內為未加入中介變量的回歸系數圖2 融資約束的中介效應模型

表4中模型(3)回歸結果顯示，加入融資約束中介變量后，財政政策與創(chuàng)新績效仍在1%水平上顯著正相關，稅收政策與創(chuàng)新績效在10%水平上顯著正相關，且融資約束與創(chuàng)新績效系數在1%水平上顯著負相關，根據逐步檢驗法分析中介效應的步驟和要求，表明融資約束在財政政策、稅收政策和創(chuàng)新績效之間具有中介效應，H3得到驗證。同時，財政政策對創(chuàng)新績效的影響系數從1.792降為1.677，稅收政策對創(chuàng)新績效的影響系數從0.370降為0.332，表明融資約束在財政政策、稅收政策對創(chuàng)新績效影響中是部分中介效應，具體中介效應見圖2。

表4 回歸結果

控制變量部分，企業(yè)規(guī)模變量對創(chuàng)新績效具有顯著影響，相比于小規(guī)模企業(yè)，規(guī)模較大的企業(yè)資本實力較強，技術設備更先進，更易獲得外部融資，有利于開展創(chuàng)新活動，促進創(chuàng)新績效。企業(yè)年齡和創(chuàng)新績效顯著負相關,這與前文理論分析不一致，可能是因為隨著企業(yè)年齡的增長，創(chuàng)新技術越來越落后，創(chuàng)新組織的運作越來越固化，阻礙了企業(yè)內部創(chuàng)新知識的交流與傳播從而導致創(chuàng)新績效減弱。凈資產收益率對創(chuàng)新績效具有顯著正向影響，凈資產收益率越高，企業(yè)的年末凈利潤越高，內部現金越多，有更多的資金投入到創(chuàng)新活動中，有助于提高創(chuàng)新績效。資產負債率與創(chuàng)新績效顯著正相關，這與前文理論分析不一致，是因為一方面科技型中小企業(yè)負債率整體較低，適當提高負債能夠保障創(chuàng)新活動資金充足，另一方面財稅政策釋放出的利好信息，可以使企業(yè)獲得更多貸款投入到創(chuàng)新活動中。成長能力越強的企業(yè)市場拓展能力越強，越會投入更多資金進行研發(fā)，所以成長能力與創(chuàng)新績效顯著正相關。股權集中度沒有通過顯著性檢驗，但其系數為正，說明股權適度集中的企業(yè)其創(chuàng)新績效有可能更高。高流動資產占比的企業(yè)是資金密集型企業(yè)，能夠保障創(chuàng)新活動所需現金，有利于企業(yè)創(chuàng)新。

3.穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結論的穩(wěn)健性，引入SPSS軟件的 Bootstrap法對財稅政策、融資約束與創(chuàng)新績效的關系進行驗證，結果如表5所示。財政政策、稅收政策對創(chuàng)新績效的總效應分別為1.793、0.372，在加入融資約束變量后，財政政策、稅收政策對創(chuàng)新績效的直接效應分別為1.677、0.332；融資約束在財政政策與創(chuàng)新績效之間的中介效應為0.116，占總效應的6.45%；融資約束在稅收政策與創(chuàng)新績效之間的中介效應為 0.04，占總效應的10.83%，且總效應、直接效應和中介效應的Bootstrap95%置信區(qū)間的上、下限均大于0，說明這3種效應均是顯著的。該檢驗結果進一步支持了本文研究結論的正確性，由此可以認為原模型是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、結論與展望

本文以創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)為研究對象，實證檢驗了財稅政策、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新績效三者之間的關系，從融資約束角度深入剖析了財政政策、稅收政策對企業(yè)創(chuàng)新績效的內在影響機理，得到的主要研究結論為：① 財稅政策對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績效具有促進作用，且財政政策比稅收政策對創(chuàng)新績效的影響大；② 財稅政策能夠緩解科技型中小企業(yè)融資約束，且財政政策比稅收政策緩解效果更明顯；③ 采用逐步檢驗法分析融資約束的中介效應，結果表明融資約束在財政政策、稅收政策與創(chuàng)新績效之間均具有部分中介效應，即財稅政策通過緩解融資約束來提升企業(yè)創(chuàng)新績效；④ 采用Bootstrap法對融資約束的中介效應進行穩(wěn)健性檢驗，結果與逐步檢驗法一致，且發(fā)現融資約束在財政政策、稅收政策對創(chuàng)新績效影響中相對效應值分別為6.45%、10.83%。

根據研究結論，為提升科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績效提出以下建議：第一，政府應該加大財稅政策激勵力度。比如制定更為靈活的財政補貼政策，降低創(chuàng)新水平高、發(fā)展?jié)摿Υ蟮捻椖炕蚱髽I(yè)的認定標準；擴大稅收優(yōu)惠政策受益范圍，讓更多科技型中小企業(yè)享受到切實優(yōu)惠；繼續(xù)提高研發(fā)費用加計扣除比例和降低符合條件的科技型中小企業(yè)的所得稅稅率等。第二，金融資源具有一般資源的共性[22]，政府應該幫助科技型中小企業(yè)完善融資市場，建立與其相匹配的融資擔保機制，并監(jiān)督企業(yè)對資金的使用，促進科技型中小企業(yè)與外部投資者合作。第三，政府應該制定以財政政策為主、稅收政策為輔的創(chuàng)新激勵政策，充分發(fā)揮財稅政策對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的推動作用。第四，科技型中小企業(yè)應充分利用財稅政策的信號效應。企業(yè)應及時地將財政激勵政策、稅收優(yōu)惠政策等利好信息傳達給外部投資者，有助于緩解信息不對稱，從而促進融資，保證創(chuàng)新活動順利開展。第五，科技型中小企業(yè)應重視資金管理，組織管理團隊，制定資金戰(zhàn)略規(guī)劃，提高資金使用效率，充裕的資金是企業(yè)進行創(chuàng)新活動的關鍵。

本文尚存在一定的局限性。首先，僅用企業(yè)當年專利申請數這一單一指標用來衡量創(chuàng)新績效，無法綜合反映企業(yè)創(chuàng)新績效。其次，本文選取的研究對象為創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)，如果能將未上市的科技型中小企業(yè)納入研究樣本，研究結論將更加可靠。