汪慧玲，王 英

(蘭州大學 經(jīng)濟學院，甘肅 蘭州730000)

一、引言

稅收優(yōu)惠和財政補助是政府調節(jié)市場、優(yōu)化資源配置的兩大宏觀經(jīng)濟政策，在激發(fā)微觀企業(yè)創(chuàng)新活力、提高企業(yè)競爭力上發(fā)揮了重要作用。張同斌和高鐵梅(2012)[1]研究認為，由于稅收優(yōu)惠政策引起的資源配置扭曲影響較低，稅收優(yōu)惠政策的優(yōu)勢明顯優(yōu)于財政補貼，因而稅收優(yōu)惠能更好地促進企業(yè)加大創(chuàng)新研發(fā)的投入。2018年以來，企業(yè)獲得財政補貼的門檻逐漸變高，這源于國家對企業(yè)的財政補貼開始收緊。但近年來稅收優(yōu)惠力度不斷加大，稅收優(yōu)惠作為一項調節(jié)微觀企業(yè)行為的重要政策持續(xù)發(fā)力。

所得稅優(yōu)惠政策和流轉稅優(yōu)惠政策是企業(yè)稅收優(yōu)惠政策主要涉及的兩個方面，中國當前的稅收優(yōu)惠政策著重體現(xiàn)為所得稅優(yōu)惠，而作為流轉稅優(yōu)惠主要方面的增值稅優(yōu)惠相對較少。所得稅優(yōu)惠政策主要分為稅基減少和低稅率，如研發(fā)費用加計扣除政策是在企業(yè)研究開發(fā)階段以降低稅基的方式來實現(xiàn)所得稅優(yōu)惠；對一些特殊企業(yè)給予低稅率政策，如對特定地區(qū)(西部地區(qū))的一些受國家支持類企業(yè)的所得稅采用比普通稅率(25%)低近一半的稅率。所得稅優(yōu)惠政策從減少企業(yè)所得稅費用出發(fā)，幫助企業(yè)增加其凈利潤，企業(yè)節(jié)省的所得稅支出將成為其可支配資金，企業(yè)從而可以進行加大創(chuàng)新、提高經(jīng)營效率、擴大規(guī)模等相關活動，最終提高企業(yè)績效。因此本文特選擇研究所得稅優(yōu)惠對微觀企業(yè)績效的影響。

已有相當豐富的文獻關注稅收優(yōu)惠政策是否有效地促進了企業(yè)創(chuàng)新績效或研發(fā)投入[2-5]。其中，甄德云和沈坤榮(2020)[2]以互聯(lián)網(wǎng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)為研究對象，得出稅收優(yōu)惠對創(chuàng)新績效有關鍵性促進作用。程曦和蔡秀云(2017)[5]分別從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出考慮，得到所得稅優(yōu)惠和流轉稅優(yōu)惠兩種優(yōu)惠政策對創(chuàng)新投入的激勵效應均顯著，但對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵效應不顯著。較多學者從企業(yè)異質性角度出發(fā)，如陳紅等(2019)[6]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的生命周期不同，稅收優(yōu)惠作為自變量對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的正向作用的程度有顯著的異質性，當企業(yè)逐步邁向成熟階段時，稅收優(yōu)惠政策才更加有利于企業(yè)創(chuàng)新；尚洪濤和祝麗然(2018)[7]從企業(yè)股權異質性角度出發(fā)，總結出國有企業(yè)相較于非國有企業(yè)，所得稅優(yōu)惠政策激發(fā)研發(fā)投入的增加效果反而較弱；李遠慧和徐一鳴(2021)[4]得出在先進制造業(yè)樣本中，增值稅優(yōu)惠和所得稅優(yōu)惠在不同地區(qū)(東、中、西)對企業(yè)一般性創(chuàng)新績效和實質性創(chuàng)新績效的影響程度不同。

但關于研究稅收優(yōu)惠能否對企業(yè)績效產(chǎn)生直接積極影響的文獻甚少，且研究其中作用機制的更少。姚維保和張翼飛(2020)[8]比較了不同所得稅稅收優(yōu)惠政策對研發(fā)創(chuàng)新的影響，以上市醫(yī)藥企業(yè)為研究樣本，采用廣義最小二乘法得出研發(fā)費用加計扣除相比低稅率更加顯著地促進企業(yè)的財務績效。王璽和劉萌(2020)[9]采用PSM-DID方法，得出研發(fā)費用加計扣除政策在企業(yè)生命周期和市場化程度不同時，對企業(yè)績效的影響表現(xiàn)出差異性。而將企業(yè)績效作為主要研究對象，探討其中的作用機制時主要呈現(xiàn)出兩種做法：一是從調節(jié)效應方面考慮，通過加入交互項進行研究，如唐紅祥和李銀昌(2020)[10]以創(chuàng)業(yè)板工業(yè)企業(yè)為樣本，研究企業(yè)的營商環(huán)境、企業(yè)性質的調節(jié)效應，得出稅收優(yōu)惠會受到營商環(huán)境和企業(yè)性質的調節(jié)作用，而對企業(yè)績效產(chǎn)生不同的促進作用。二是從中介效應方面考慮，如康麗珍和李竹梅(2018)[11]以創(chuàng)業(yè)板高新技術產(chǎn)業(yè)為例，采用混合回歸方法進行分析，結果表明，稅收優(yōu)惠會部分受到研發(fā)投入的中介作用，間接作用于企業(yè)績效。

從以上文獻綜述可知：首先，當前稅收優(yōu)惠對企業(yè)績效的影響研究多以特殊的行業(yè)為樣本，如高新技術產(chǎn)業(yè)；或是只考慮單一上市公司市場板塊，如創(chuàng)業(yè)板，而較少以更全面的行業(yè)為樣本進行研究。其次，現(xiàn)有文獻重點在于研究稅收優(yōu)惠對當期企業(yè)績效的影響，罕有從理論和實證方面論證稅收優(yōu)惠對企業(yè)績效是否具有滯后效應。再次，現(xiàn)有研究通常將流轉稅優(yōu)惠和所得稅優(yōu)惠置于統(tǒng)一框架中進行分析研究，鮮有將兩者分開進行研究。最后，目前研究機制的文獻多采用混合回歸的方法，然而每個企業(yè)面臨的自身環(huán)境和外部環(huán)境千差萬別，企業(yè)經(jīng)營發(fā)展應該具有其特殊性，因此本文認為使用固定效應模型進行回歸或許更合理?；谝陨险撌?，本文將采用個體固定效應模型，以中國A股上市企業(yè)為研究樣本，以稅收優(yōu)惠中的所得稅優(yōu)惠為研究重點，探討所得稅優(yōu)惠當期和滯后期對企業(yè)績效的影響，并進一步探究研發(fā)投入強度在其中的中介效應，以及其影響的異質性。

二、理論分析與研究假設

已有研究中普遍得出稅收優(yōu)惠對企業(yè)績效會產(chǎn)生促進作用[12]，本節(jié)嘗試從理論上分析可能的影響機制。

首先，所得稅優(yōu)惠政策憑借降低企業(yè)實際所得稅以減少企業(yè)經(jīng)營成本，實現(xiàn)企業(yè)的經(jīng)營凈利潤和現(xiàn)金流量的增加，其節(jié)省的資金為企業(yè)擴大生產(chǎn)規(guī)模、改善經(jīng)營環(huán)境提供可能，從而提高企業(yè)績效。其次，政府通過因企施策，對不同行業(yè)、不同類型企業(yè)實施差異化的所得稅優(yōu)惠政策，在提高市場資源配置效率的同時，微觀企業(yè)生產(chǎn)效率也由此得以提高。最后，針對研發(fā)階段給予的特定所得稅優(yōu)惠政策，一定程度上相當于降低了企業(yè)的研發(fā)風險，促進企業(yè)加大自主研發(fā)或引進先進技術，從而營造出生氣勃勃的外部創(chuàng)新環(huán)境，企業(yè)之間研發(fā)創(chuàng)新分享將增多，通過各平臺環(huán)境交流帶來的知識外溢也將進一步提升各企業(yè)技術創(chuàng)新水平，最終體現(xiàn)為企業(yè)經(jīng)營效率提升、企業(yè)績效提高。由此，本文提出第一個假設。

假設1：所得稅優(yōu)惠能夠對企業(yè)績效提升起到促進作用。

所得稅優(yōu)惠一般是在企業(yè)經(jīng)營的一個會計年度結束后通過所得稅匯算清繳最后確定實際所得稅繳納金額。出于謹慎性和規(guī)避風險的考慮，以確保所得稅優(yōu)惠能如期實現(xiàn)，企業(yè)更傾向于在所得稅優(yōu)惠的下一期商討決策如何高效利用該部分資金。因此所得稅優(yōu)惠政策對企業(yè)績效產(chǎn)生的影響應當不僅體現(xiàn)在當期，更有可能體現(xiàn)在下一期。鑒于此，本文提出第二個假設。

假設2：所得稅優(yōu)惠對下一期企業(yè)績效具有顯著的促進作用。

當前所得稅優(yōu)惠政策重點向國家鼓勵類企業(yè)傾斜，多以激勵這類企業(yè)進行創(chuàng)新為要點。但由于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新多數(shù)具有周期長、投入成本高、風險大以及正外部性等特點，企業(yè)在做研發(fā)投入決策時會評估風險與收益后再決定是否加大創(chuàng)新研發(fā)，因此在沒有國家政策支持的情況下，企業(yè)對創(chuàng)新投入可能會更加保守。而針對研發(fā)創(chuàng)新的所得稅優(yōu)惠政策，對企業(yè)科技創(chuàng)新的成本和風險會起到一定的補償作用，從而激勵企業(yè)投入研發(fā)創(chuàng)新。并且，當企業(yè)獲得稅收優(yōu)惠政策時，可能向潛在投資者傳遞該企業(yè)是國家重點支持對象、未來發(fā)展前景可觀的信息，從而吸引潛在投資者對該類企業(yè)投資，企業(yè)由此也將有更充裕的資金用于技術創(chuàng)新。再結合前文假設2中的理論分析，可以得出所得稅優(yōu)惠對企業(yè)的下一期研發(fā)支出或許有更強的激勵作用。為此，本文提出第三個假設。

假設3：當期所得稅優(yōu)惠力度越大則對下一期研發(fā)投入的促進作用越強。

由本節(jié)前段理論闡述了解到，所得稅優(yōu)惠可能通過多方面途徑提高企業(yè)績效，途徑之一是通過加大研發(fā)支出。盡管研發(fā)投入增加并不簡單地等同于科技水平的提高，但縱觀研發(fā)創(chuàng)新全階段，唯有加強第一階段的技術孵化，才能為后期技術轉化和技術實施提供更多技術成果基礎。因此，更多地投資于創(chuàng)新活動，從中長期來看，應當會提升企業(yè)技術水平，通過增加專利、技術轉讓或生產(chǎn)新的產(chǎn)品，企業(yè)在市場中能獲得更強勁的競爭力，從而提高企業(yè)盈利能力。隨著我國發(fā)展方式的轉變，技術創(chuàng)新儼然成為當今企業(yè)核心競爭力，國家政策也持續(xù)向具有創(chuàng)新技術的企業(yè)傾斜，故本文選擇研發(fā)投入此途徑，擬探討研發(fā)投入在所得稅優(yōu)惠對企業(yè)績效影響過程中的中介效應。于是，本文提出最后一個假設。

假設4：研發(fā)投入強度在所得稅優(yōu)惠促進企業(yè)績效中存在中介效應。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文相較現(xiàn)有研究擴大了研究范圍，不局限于高新技術產(chǎn)業(yè)或信息技術產(chǎn)業(yè)，最終選擇2015—2019年中國A股上市的多行業(yè)企業(yè)為研究樣本。在數(shù)據(jù)處理上，首先剔除ST、金融企業(yè)、已經(jīng)退市的企業(yè)以及重要變量缺失的樣本；其次，為避免結果受個別極端值的影響，保證結果的可靠性，本文對變量進行上下1%的縮尾處理。本研究數(shù)據(jù)主要來源于Wind企業(yè)數(shù)據(jù)庫，對個別需經(jīng)計算的數(shù)據(jù)采用手工計算得到。

(二)變量設定

1.被解釋變量：企業(yè)績效(roe/roa)。企業(yè)績效是對一定經(jīng)營期間的企業(yè)經(jīng)營效益的評價，通常體現(xiàn)為企業(yè)的投入產(chǎn)出效益。現(xiàn)有研究中，有部分學者從市場價值方面選取衡量企業(yè)績效的指標，其中多以托賓Q作為市場價值的指標[13-14]；也有學者選擇財務價值指標來衡量，包括使用單一的指標[15]，如凈資產(chǎn)收益率或者總資產(chǎn)收益率，也有通過構建多指標財務指標體系計算得到一級指標作為企業(yè)績效的指標[16]。由于托賓Q在計算中要考慮企業(yè)在股票市場上的公允價值，因此其代表性主要依賴于資本市場的完善程度。本文經(jīng)綜合考慮，最終選取凈資產(chǎn)收益率(roe)、總資產(chǎn)收益率(roa)作為企業(yè)績效的指標。各變量定義詳見表1。

表1 變量定義

2.核心解釋變量：所得稅優(yōu)惠力度(tax)。有學者[11]采用實際所得稅率來衡量稅收優(yōu)惠水平，實際所得稅率越低表明優(yōu)惠力度越大，因此采用實際稅率時預期回歸系數(shù)為負數(shù)?？紤]到所得稅優(yōu)惠力度越強就越可能促進企業(yè)績效，本文采用普通企業(yè)所得稅稅率(0.25)減去實際所得稅稅率表示所得稅優(yōu)惠力度(tax),故預期回歸系數(shù)為正數(shù)。

3.中介變量：企業(yè)研發(fā)投入強度(RD)。由于本研究樣本企業(yè)涉及面廣，其規(guī)模有較大差異，故本文采用相對值來表示企業(yè)研發(fā)投入強度。

4.控制變量：借鑒當前相關文獻普遍選取的控制變量，本文選擇企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模和股權集中度作為控制變量，同時有學者研究表明，企業(yè)面臨的外部市場環(huán)境將會對企業(yè)績效產(chǎn)生重要影響[8]，因此本文將營商環(huán)境加入控制變量。

(1)營商環(huán)境(envir)。企業(yè)經(jīng)營狀況不僅受自身企業(yè)條件的影響，也會受外部市場環(huán)境的影響。

(2)企業(yè)年齡(age)。有學者[16]采用企業(yè)成立的年份作為起點，但考慮到企業(yè)上市前后所面臨的經(jīng)營環(huán)境可能發(fā)生重大變化，上市與否企業(yè)的經(jīng)營管理很可能不一樣，因此本文以企業(yè)上市的年份作為起點。具體以報告期年份減去上市年份作為企業(yè)年齡的指標。

(3)資產(chǎn)負債率(debt)。企業(yè)資產(chǎn)負債率對企業(yè)經(jīng)營會產(chǎn)生約束，負債率高的企業(yè)，企業(yè)管理層將會以更加謹慎的態(tài)度對待投資活動，高收益高風險項目往往較難通過企業(yè)決策。

(4)企業(yè)規(guī)模(size)。通常認為企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)擁有的自由支配資金的絕對數(shù)越大，企業(yè)能更加靈活地進行經(jīng)營投資，因此企業(yè)的競爭優(yōu)勢可能更強。

(5)股權集中度(top)。股權越集中，股東之間達成一致意見的可能性更高，越可能有利于提高企業(yè)決策效率。

(三)模型設定

根據(jù)前文分析，并通過下文的模型檢驗，本文將使用面板固定效應模型作為基準回歸進行分析，并根據(jù)中介效應的逐步回歸法分別建立以下模型[18]：

roeit=α0+α1taxit+α2Lagtaxit+α3envirit+α4ageit+α5debtit+α6sizeit+α7topit+ui+εit

(1)

RDit=θ0+θ1taxit+θ2Lagtaxit+θ3envirit+θ4ageit+θ5debtit+θ6sizeit+θ7topit+ui+εit

(2)

roeit=δ0+δ1taxit+δ2Lagtaxit+δ3RDit+δ4envirit+δ5ageit+δ6debtit+δ7sizeit+δ8topit+ui+εit

(3)

其中，roeit表示第i家企業(yè)在第t年的凈資產(chǎn)收益率，Lagtaxit表示第i家企業(yè)滯后一期，即t-1期的所得稅優(yōu)惠力度。ui表示個體隨機效應，εit為隨機誤差項。根據(jù)逐步回歸法判斷中介效應的標準，當α1、θ1、δ3同時顯著時，說明研發(fā)投入強度在所得稅優(yōu)惠力度當期與企業(yè)績效之間存在中介效應，當α2、θ2、δ3同時顯著時，說明研發(fā)投入強度在所得稅優(yōu)惠力度滯后一期與企業(yè)績效之間存在中介效應。在滿足中介效應條件基礎上，如果δ1或δ2不夠顯著，說明中介變量體現(xiàn)為完全中介效應；如果δ1或δ2顯著，說明中介變量呈現(xiàn)部分中介效應。

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

由描述性統(tǒng)計結果表2可知，凈資產(chǎn)收益率最小值為-1.5035，最大值為1.8881，均值為0.0877；總資產(chǎn)收益率最小值為-0.7944，最大值為0.6754，均值為0.0525，說明選取的樣本不具有同質性，核心解釋變量具有變異性；同時注意到這兩個變量的均值與中位數(shù)都比較接近，表明變量的分布偏離度較小，均值能夠很好地代表集中趨勢。所得稅優(yōu)惠力度最小值為-0.5363，均值為0.0730，最大值為0.5175，表明各企業(yè)享受的所得稅優(yōu)惠力度不盡相同，差異較大；且均值幾乎位于最大值與最小值的正中間，說明分布較為均勻。研發(fā)投入強度最小值為0，最大值為0.7635，而均值僅為0.0414，表明企業(yè)研發(fā)投入強度差距較大，有的企業(yè)在一些報告年份沒有研發(fā)投入，而有的企業(yè)研發(fā)投入比例較大，整體而言，企業(yè)研發(fā)投入強度較低。企業(yè)營商環(huán)境最小值為0.8060，最大值為11.1093，均值為8.6603，表明企業(yè)營商環(huán)境普遍偏高，這可能與多數(shù)上市企業(yè)為東部企業(yè)、少部分企業(yè)為西部企業(yè)有關。此外，企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債率、企業(yè)規(guī)模、股權集中度這幾個控制變量均有較大的差異性，詳見表2。

表2 描述性統(tǒng)計結果

(二)相關性分析

表3是各變量相關性分析結果，可知除size與debt相關系數(shù)大于0.5外，其余變量之間的相關系數(shù)均低于0.5，且多數(shù)小于0.2，各系數(shù)的顯著性水平均在1%以內，因此各變量間存在多重共線性問題可能性較小。

表3 相關性分析

(三)回歸分析

1.模型檢驗

首先，對模型(1)進行普通標準誤下的個體固定效應回歸，F(xiàn)檢驗結果為顯著拒絕原假設，固定效應模型優(yōu)于混合回歸，故選擇面板固定模型。其次，在豪斯曼檢驗中，結果表明顯著拒絕原假設，故采用固定效應模型而非隨機效應模型。最后，進一步在個體固定效應模型基礎上加入時間固定效應，即雙向固定效應，回歸結果顯示時間固定效應不顯著，故本文最終選擇個體固定效應回歸模型。

根據(jù)前文分析得知，所得稅優(yōu)惠力度理論上對企業(yè)績效的影響具有滯后效應。本文相比現(xiàn)有研究的不同之處在于更細致地探討滯后情況，以下將對是否具有滯后效應進行驗證，見表4。

表4展示了是否具有滯后效應的回歸結果，并對比是否加入控制變量的結果，其中第(1)列、第(2)列、第(3)列是未加入控制變量時的結果，第(4)列、第(5)列、第(6)列是加入控制變量后的結果。由第(1)列、第(2)列、第(3)列數(shù)據(jù)可知，在不加入控制變量的前提下，當期所得稅優(yōu)惠力度對企業(yè)績效影響不顯著，而所得稅優(yōu)惠力度滯后一期對企業(yè)績效有顯著的正向作用，在同時考慮所得稅優(yōu)惠力度當期和滯后一期對企業(yè)績效進行回歸時，得到兩期對企業(yè)績效都有促進作用。進一步，第(4)列、第(5)列、第(6)列在加入控制變量后，調整的R2變大，表明加入控制變量后模型的解釋力增加，并且得出的結論與不加控制變量一致。因此，假設2得以驗證，即所得稅優(yōu)惠力度對企業(yè)績效具有正向的滯后效應，故本文采用加入滯后一期的所得稅進行回歸。

表4 固定效應依次回歸結果

2.中介效應回歸結果

根據(jù)中介效應檢驗的逐步回歸法，對模型(1)、模型(2)、模型(3)分別進行回歸，得到表5。具體分析如下。

表5 中介效應回歸結果

由表5知，第(1)列中的tax和Lagtax的系數(shù)分別在5%和1%顯著性水平下為正，表明所得稅優(yōu)惠力度對企業(yè)績效具有顯著的正向作用，且滯后項的影響更加顯著，假設1和假設2得以驗證；第(2)列是研發(fā)投入強度對所得稅優(yōu)惠力度的回歸，tax的系數(shù)雖然為正，但并不顯著，Lagtax系數(shù)在10%顯著性水平下為正，表明當期所得稅優(yōu)惠對當期研發(fā)投入強度的正向影響不顯著，而所得稅優(yōu)惠力度滯后一期對當期研發(fā)投入在10%的顯著性水平下為正向影響；第(3)列RD的系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為負，而tax和Lagtax分別在5%和1%顯著性水平下顯著為正。根據(jù)中介效應逐步回歸法判斷方法可知，研發(fā)投入強度(RD)在所得稅優(yōu)惠力度的滯后一期(Lagtax)對企業(yè)績效的影響顯示出部分中介效應，而在所得稅優(yōu)惠力度(tax)當期對企業(yè)績效的影響的中介效應不顯著。于是，假設3和假設4得以驗證。

值得注意的是，在第(3)列中RD的系數(shù)顯著為負，似乎與有的學者[19]研究得出研發(fā)支出會促進企業(yè)績效的結論相反，但注意到本文與該類文獻研究的樣本范圍及年份不盡相同，該文獻研究的是2012—2016年制造業(yè)，且該類文獻用營業(yè)利潤率作為企業(yè)績效的代理變量。而本文研究的樣本是2015—2019年A股不分行業(yè)的企業(yè)，且選取的具體指標不盡相同，故回歸結果與其研究結果有差異。也有部分學者研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)績效存在負向影響[20-21]，但并未做理論解釋。對此，本文認為，當期研發(fā)支出強度越大，表明當期用于研發(fā)的支出的資金越多，而研發(fā)支出未資本化部分將作為費用列支在利潤表中，對于正在研究開發(fā)初期階段的企業(yè)而言，研發(fā)支出費用比例普遍偏高，因而會減少當期凈利潤，進而減少當期凈資產(chǎn)收益率。技術創(chuàng)新分為三個階段，分別為技術孵化、技術轉化和技術實施，而研發(fā)投入通常體現(xiàn)在技術孵化階段，而能真正帶來企業(yè)效益的通常是技術實施階段，即將技術實際運用在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中。近年來，隨著國家不斷倡導企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，越來越多的企業(yè)意識到要重視創(chuàng)新，更多企業(yè)開始自主研發(fā)。本文的實證結果可能與近幾年企業(yè)研發(fā)投入強度增加，但有較多企業(yè)處于技術創(chuàng)新的孵化階段有關，因此還未體現(xiàn)出對企業(yè)績效的正向影響，而隨著研發(fā)進入穩(wěn)定研發(fā)階段，預計終將促進企業(yè)績效。對此，未來有待進一步研究。

此外，控制變量中除股權集中度(top)影響不顯著外，其他控制變量均在1%的顯著性水平下顯著。其中，營商環(huán)境(envir)顯著為正，表明營商環(huán)境越好越能促進企業(yè)績效水平提升，營商環(huán)境是企業(yè)面臨的重要的外部環(huán)境，對企業(yè)經(jīng)營活動有著不容忽視的作用。企業(yè)年齡(age)顯著為負，表明企業(yè)年齡對企業(yè)績效有負向影響，這可能是由企業(yè)年齡越大、凈利潤越趨于穩(wěn)定所導致。資產(chǎn)負債率(debt)的系數(shù)顯著為負，意味著企業(yè)負債過高并不利于提升企業(yè)績效，可能的原因之一是負債越高的企業(yè)其資金使用受到限制性條件越多，而研究開發(fā)屬于高風險投資，因此會抑制企業(yè)持續(xù)投入研發(fā)；原因之二是負債越高，財務費用越高，凈利潤就越低，從而導致凈資產(chǎn)收益率(roe)越低，即體現(xiàn)為對企業(yè)績效有負向影響。企業(yè)規(guī)模(size)為顯著的正向影響，說明隨著企業(yè)規(guī)模的擴大，企業(yè)績效更可能有上升的趨勢，這源于企業(yè)總資產(chǎn)越大，企業(yè)越有能力投入研發(fā)或其他提升企業(yè)盈利能力的活動，進而促進企業(yè)績效提升。但股權集中度(top)對企業(yè)績效的影響并不顯著，表明平均而言，在本文研究區(qū)間和研究樣本中，股權集中度對企業(yè)績效影響還不夠顯著。

(四)異質性分析

黨的十九大報告提出，“加快建設制造強國，加快發(fā)展先進制造業(yè)”。本文將區(qū)分制造業(yè)和非制造業(yè)，分別對中介模型進行回歸，以探索兩者的差異。由表6可知，在研究期間內，制造業(yè)和非制造業(yè)在中介作用上呈現(xiàn)不同的結果。制造業(yè)通過上一期所得稅優(yōu)惠對下一期研發(fā)投入有促進作用，最終促進下一期企業(yè)績效；而非制造業(yè)表現(xiàn)為當期所得稅優(yōu)惠對當期研發(fā)投入有促進作用，即研發(fā)投入在當期存在部分中介效應?？赡艿脑蚴侵圃鞓I(yè)由于其生產(chǎn)方式的特殊性，其調整生產(chǎn)經(jīng)營和研發(fā)投入的速度相對較慢，故在下一期才更明顯地體現(xiàn)出對研發(fā)投入的促進作用；而非制造業(yè)較靈活，因此在當期就有促進作用。

表6 行業(yè)異質性檢驗

進一步，多數(shù)研究表明稅收優(yōu)惠對企業(yè)的激勵效果與產(chǎn)權有關[8]，由于國有企業(yè)與非國有企業(yè)在企業(yè)制度和獲取財稅優(yōu)惠政策的容易程度上有較大差別，因此在所得稅優(yōu)惠對企業(yè)績效的影響中，兩類企業(yè)受到的激勵作用理論上會有所不同。表7是分別對國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行回歸的對比結果。由第(2)列和第(5)列可知，國企在所得稅優(yōu)惠對研發(fā)投入的促進作用上，無論是當期還是下一期均未體現(xiàn)較顯著的正向作用，而在非國有企業(yè)中，對下一期有較顯著的促進作用。雖然第(4)列中的Lagtax系數(shù)的顯著性水平不低于10%，但其p值為0.103，與10%相差較小，因此綜合而言，非國有企業(yè)相比國有企業(yè)，研發(fā)投入具有較顯著的中介效應，即所得稅優(yōu)惠對非國有企業(yè)的研發(fā)投入有一定激勵作用。可能的原因在于，國有企業(yè)可以更容易從金融機構獲得貸款，非國有企業(yè)比國有企業(yè)面臨的融資壓力大，因此所得稅優(yōu)惠能較好地解決非國有企業(yè)一部分融資約束，而對國有企業(yè)而言，所得稅優(yōu)惠不過是錦上添花，并不是雪中送炭，因此激勵效應不如非國有企業(yè)。

表7 產(chǎn)權異質性檢驗

續(xù)表

(五)穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

本文選取總資產(chǎn)收益率(roa)代替前面模型回歸中的被解釋變量(roe)，替換后的實證結果見表8。對比表5和表8易知，核心解釋變量和控制變量系數(shù)的方向和顯著性相對于表5均未發(fā)生較大改變，故中介效應依然存在，說明前文實證結果的中介效應具有一定的穩(wěn)健性。

表8 替換被解釋變量后的中介效應

2.Sobel法驗證中介效應

前文通過逐步回歸法得到研發(fā)投入強度具有部分中介效應，本文采用Sobel法再次驗證是否具有中介效應，Sobel法驗證結果如下(表9)。根據(jù)表9結果顯示可知，在10%顯著性水平下研發(fā)投入強度具有中介效應，與前文結果一致，說明中介效應依然具有一定的穩(wěn)健性。

表9 Sobel檢驗結果

五、研究結論與啟示

(一)研究結論

本文以中國A股上市企業(yè)為研究對象，2015—2019年為研究區(qū)間，從實證和理論上探討了所得稅優(yōu)惠對企業(yè)績效的影響，并從企業(yè)研發(fā)投入強度出發(fā)，實證分析了企業(yè)研發(fā)投入強度在所得稅優(yōu)惠作用于企業(yè)績效過程中的中介效應。研究表明：第一，所得稅優(yōu)惠對企業(yè)績效有顯著的直接促進作用，并進一步驗證具有顯著的滯后效應，即所得稅優(yōu)惠政策在第二期持續(xù)促進企業(yè)績效。第二，當期所得稅優(yōu)惠對下一期研發(fā)投入強度具有顯著的正向作用，但當期所得稅優(yōu)惠對當期研發(fā)投入強度的正向作用不顯著。第三，所得稅優(yōu)惠對企業(yè)績效除了有直接的正向影響外，也有部分是通過促進企業(yè)研發(fā)投入強度，最后促進企業(yè)績效的間接作用實現(xiàn)，換言之，研發(fā)投入強度在兩者之間存在部分中介效應。第四，研究樣本區(qū)間內，企業(yè)研發(fā)投入強度對當期企業(yè)績效顯示為顯著的負向作用，可能與企業(yè)研發(fā)階段有關。第五，企業(yè)研發(fā)投入強度的中介作用在制造業(yè)與非制造業(yè)、國有企業(yè)與非國有企業(yè)中具有異質性，在制造業(yè)中表現(xiàn)為對中介的滯后效應，而在非制造業(yè)中體現(xiàn)為當期效應；在非國有企業(yè)中具有較顯著的中介效應，而在國有企業(yè)中中介效應不顯著。

(二)啟示

根據(jù)本文的研究結論，得出以下幾點啟示：第一，政府應繼續(xù)實施政策為企業(yè)稅收減負，特別是在當前新冠肺炎疫情影響下，企業(yè)面臨不穩(wěn)定的市場，經(jīng)營風險變大，國家應通過加強所得稅優(yōu)惠政策對重點企業(yè)的激勵，并保持政策在一定期間的穩(wěn)定性，為企業(yè)營造在一定階段持續(xù)優(yōu)惠的預期，減少企業(yè)風險和資金壓力，從而持續(xù)提高企業(yè)績效。第二，應加大對研發(fā)階段的所得稅優(yōu)惠政策研究，通過對研發(fā)階段實施有效的所得稅優(yōu)惠激勵，進一步促進企業(yè)創(chuàng)新，提高企業(yè)自主研發(fā)能力；同時，對不符合相關所得稅優(yōu)惠條件的企業(yè)進行嚴格把控，以有效保證真正投入研發(fā)創(chuàng)新的企業(yè)享受實質性的所得稅優(yōu)惠政策，減少企業(yè)研發(fā)風險。第三，應繼續(xù)加強對不同行業(yè)所得稅優(yōu)惠政策的研究，加大對制造業(yè)技術的創(chuàng)新激勵；適當加強對非國有企業(yè)所得稅優(yōu)惠力度，進一步激活民營企業(yè)市場創(chuàng)新活力。第四，企業(yè)應把握國家出臺的各項所得稅優(yōu)惠政策，加大自主研發(fā)投入，并規(guī)范企業(yè)財務核算體系和研發(fā)流程，為獲得所得稅優(yōu)惠提供條件，通過研發(fā)創(chuàng)新提高企業(yè)競爭力。