達(dá)潭楓 劉德宇

內(nèi)容提要：本文以2021 年研發(fā)費用加計扣除政策為準(zhǔn)自然實驗，選取2019-2021 年A 股制造業(yè)上市公司為樣本，基于RD-DID 斷點雙重差分法考察研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值的影響，并探究融資約束與研發(fā)投入的鏈?zhǔn)街薪樽饔?。研究發(fā)現(xiàn)：一方面，研發(fā)費用加計扣除政策有助于提升企業(yè)價值，且其對非國有企業(yè)以及中小型企業(yè)的企業(yè)價值有更加顯著的促進(jìn)效應(yīng)，對政府干預(yù)程度高、要素市場扭曲程度高以及法制環(huán)境完善地區(qū)制造業(yè)的企業(yè)價值促進(jìn)效果尤為明顯；另一方面，企業(yè)融資約束與研發(fā)投入在研發(fā)費用加計扣除政策與企業(yè)價值間發(fā)揮正向鏈?zhǔn)街薪樽饔?。根?jù)研究結(jié)論，本文提出完善研發(fā)費用加計扣除稅收政策等相關(guān)建議。

一、引言

近年來，我國經(jīng)濟(jì)增長速度顯著放緩。受疫情沖擊、美國等西方國家貿(mào)易保護(hù)主義抬頭和逆全球化思潮重現(xiàn)，西方國家大舉加息對抗高通脹所引致的需求銳減、經(jīng)濟(jì)衰退等影響，作為我國經(jīng)濟(jì)支柱的制造業(yè)正面臨前所未有的壓力和挑戰(zhàn)，外部不確定性日益加大，需求收縮、供給沖擊和預(yù)期轉(zhuǎn)弱的三重壓力明顯上升。為應(yīng)對這一挑戰(zhàn)和沖擊，以習(xí)近平同志為核心的黨中央及時提出了“堅持?jǐn)U大內(nèi)需這個戰(zhàn)略基點，加快培育完整內(nèi)需體系，把實施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略同深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革有機(jī)結(jié)合起來，以創(chuàng)新驅(qū)動、高質(zhì)量供給引領(lǐng)和創(chuàng)造新需求”“加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局”的戰(zhàn)略構(gòu)想。黨的十九屆五中全會進(jìn)一步明確指出，要把科技自立自強(qiáng)作為國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐。統(tǒng)計顯示，2021 年我國全社會研發(fā)投入達(dá)2.79 萬億元，而其中76%都來自企業(yè)。①金觀平：《全方位提升企業(yè)創(chuàng)新能力》，《經(jīng)濟(jì)日報》2022 年8 月18 日?？梢?，企業(yè)已經(jīng)成為我國自主創(chuàng)新的主體和生力軍。制造業(yè)作為我國實體經(jīng)濟(jì)的主體，是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵，也是我國實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)鍵和主體。2022 年8月，科技部、財政部聯(lián)合印發(fā)了《企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提升行動方案（2022-2023 年）》，為我國科技企業(yè)發(fā)展插上了騰飛的翅膀。強(qiáng)化企業(yè)在科技創(chuàng)新方面的主體地位和主體作用，引導(dǎo)支持各類企業(yè)將科技創(chuàng)新作為其核心競爭力，對實現(xiàn)我國高水平科技自立自強(qiáng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長和高質(zhì)量發(fā)展無疑具有重要作用。①金觀平：《全方位提升企業(yè)創(chuàng)新能力》，《經(jīng)濟(jì)日報》2022 年8 月18 日。

黨的十八大以來，我國制造業(yè)核心競爭力顯著增強(qiáng)，以新一代信息技術(shù)、綠色低碳等為代表的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新蓬勃發(fā)展，“并跑”“領(lǐng)跑”領(lǐng)域加速涌現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)科技創(chuàng)新水平和能力邁上新臺階，有力支撐和促進(jìn)了我國經(jīng)濟(jì)增長、綜合國力的提升和人民生活的改善。②劉坤：《我國制造業(yè)發(fā)展實現(xiàn)歷史性跨越》，《光明日報》2022 年7 月27 日。盡管如此，在研發(fā)和創(chuàng)新能力方面，我國制造業(yè)仍存在一些明顯的短板和問題。例如，對國外先進(jìn)技術(shù)依然存在較高的依賴性，自主創(chuàng)新能力和動力不足，產(chǎn)學(xué)研合作效率不高等。③易聊財經(jīng)：《我國制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新模式存在的主要問題》，https：//baijiahao.baidu.com/s?id=1708604057986644596。這些不足和問題亟須采取有效措施加以應(yīng)對和解決。

近年來，為進(jìn)一步提升我國制造業(yè)研發(fā)和自主創(chuàng)新能力，推進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和創(chuàng)新良性循環(huán)發(fā)展，我國不斷深化放管服改革，改善營商環(huán)境?？紤]到減輕稅負(fù)對企業(yè)研發(fā)和創(chuàng)新能力的重要影響和積極作用，我國先后制定、出臺了一系列減稅降費政策，大幅度降低企業(yè)稅負(fù)，激發(fā)市場主體活力。同時，還進(jìn)一步推出、完善了激勵企業(yè)創(chuàng)新行為的“研發(fā)費用加計扣除”政策。該政策自實施以來，不斷進(jìn)行修訂和改進(jìn)，旨在進(jìn)一步改善企業(yè)的創(chuàng)新態(tài)度、提高創(chuàng)新能力。2018 年財政部稅務(wù)總局科技部出臺的《關(guān)于提高研究開發(fā)費用稅前加計扣除比例的通知》（財稅〔2018〕99 號）明確指出除房地產(chǎn)、煙草和娛樂業(yè)等以外的其他行業(yè)加計扣除比例提升至75%；2021 年財政部稅務(wù)總局出臺《關(guān)于實施小微企業(yè)普惠性稅收減免政策的通知》（財稅〔2021〕13 號），該政策進(jìn)一步加大了制造業(yè)的扣除比例，增加到100%，表明了政府扶持制造業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新的決心。

從已有文獻(xiàn)來看，研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)創(chuàng)新（唐明、曠文雯，2021；宋清、魏雪，2018；賀康等，2020）、財務(wù)績效（袁業(yè)虎、沈立錦，2020）、企業(yè)績效（王璽、劉萌，2020）和企業(yè)價值（王蕓、陳蕾，2016）等均有正面的影響。在對創(chuàng)新激勵的作用研究中，一方面，研發(fā)費用加計扣除政策可以直接降低企業(yè)稅基，緩解企業(yè)資金困境問題，降低企業(yè)創(chuàng)新的成本；另一方面，研發(fā)費用加計扣除政策的提出具有政府為導(dǎo)向來調(diào)節(jié)市場的直接行為意愿，可以為企業(yè)研發(fā)傳遞積極的信號。從而該政策可以對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)生積極的影響（唐明、曠文雯，2021；宋清、魏雪，2018），進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新效率（賀康等，2020）。也有學(xué)者認(rèn)為研發(fā)費用加計扣除政策可以對降低企業(yè)負(fù)債行為（袁業(yè)虎、沈立錦，2020）和提高經(jīng)營成果（王璽、劉萌，2020）產(chǎn)生積極的影響，有效提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益。企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新需要投入大量的資源和精力，但研發(fā)出來的新產(chǎn)品新技術(shù)，因存在較強(qiáng)的外部性，容易被競爭對手模仿與使用，使企業(yè)研發(fā)活動收益小于研發(fā)投入成本，降低了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新積極性（王璽、劉萌，2020）。此時，政府的主動干預(yù)可以幫助糾正市場研究開發(fā)資源配置低效的市場失靈現(xiàn)象。政府通過給予企業(yè)定向財政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠政策提高企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新的積極性，而稅收優(yōu)惠使企業(yè)獲得更多的研發(fā)自主性，更加有利于發(fā)揮市場機(jī)制（王蕓、陳蕾，2016）。此外，一些學(xué)者從研發(fā)操作與盈余管理（吳秋生、馮藝，2020；賀亞楠等，2021）角度指出該政策的負(fù)面影響。加計扣除政策的目的在于促進(jìn)企業(yè)研發(fā)活動的積極性，而研發(fā)活動具有周期長、風(fēng)險高的特征，使企業(yè)通過虛增R&D 費用來進(jìn)行盈余管理成為可能，而這種行為較難被監(jiān)管部門發(fā)現(xiàn)，從而造成企業(yè)虛假研發(fā)（賀亞楠等，2021）。因此研發(fā)費用加計扣除政策是否能夠提高企業(yè)價值也是一個值得關(guān)注的問題。關(guān)于研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值的影響研究較少。一是相關(guān)研究對該政策傳導(dǎo)機(jī)制分析較為單一，且鮮有對研發(fā)費用加計扣除政策的復(fù)雜路徑作用效果研究。二是政策效果受企業(yè)內(nèi)外部因素影響，研發(fā)費用加計扣除政策效果的異質(zhì)性有待進(jìn)一步分析。三是已有研究更多集中于此前的加計扣除政策的研究，對當(dāng)前的研發(fā)費用加計扣除政策的微觀層面研究較少。四是實證方面，以往文獻(xiàn)所選取的研發(fā)費用加計扣除強(qiáng)度這一指標(biāo)可能存在內(nèi)生性問題，且研究方法上多使用簡單多元回歸和雙重差分（DID）模型，未將企業(yè)行為存在季節(jié)性波動納入其中。

基于此，本文以財稅〔2021〕13 號文件的頒布為準(zhǔn)自然實驗，使用2019-2021 年制造業(yè)上市公司為研究樣本，采用斷點-雙重差分模型（RD-DID），探究研發(fā)費用加計扣除政策對制造業(yè)企業(yè)價值的影響與作用機(jī)制。本文的創(chuàng)新之處在于：就研究內(nèi)容而言，本文以最新的加計扣除政策為研究對象，對政策效果評估更具有實效性，且區(qū)別于以往文獻(xiàn)所選取的研發(fā)費用加計扣除強(qiáng)度這一指標(biāo)，選取加計扣除政策這一外生性指標(biāo)進(jìn)行衡量，研究其對企業(yè)價值的影響作用。此外，已有研究較多關(guān)注于加計扣除政策、研發(fā)投入與企業(yè)價值這一單一作用路徑，文章嘗試把融資約束和研發(fā)投入納入一個整體理論框架中，借此探索加計扣除政策對企業(yè)價值影響的復(fù)雜路徑。就研究方法而言，對該政策的研究大多使用簡單多元回歸和雙重差分（DID）模型，考慮到企業(yè)行為存在季節(jié)性波動，本文則借鑒Persson and Rossin-Slater（2022）的研究，利用年度和季度兩維度構(gòu)建斷點-雙重差分模型（RD-DID）進(jìn)行實證分析，具有一定的創(chuàng)新性。就異質(zhì)性分析而言，本文以企業(yè)內(nèi)部自身特性與外部制度環(huán)境更為全面地考察了政策作用效果的異質(zhì)性影響。本文的研究豐富了研發(fā)費用加計扣除政策與企業(yè)價值作用路徑領(lǐng)域的文獻(xiàn)，具有一定的理論意義和現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值的直接作用

企業(yè)價值是企業(yè)未來各時點創(chuàng)造的財富價值的現(xiàn)值，主要受到市場與投資者對企業(yè)未來成長能力和獲利能力預(yù)期效果的影響（Ohlson，1995）。企業(yè)若處于不利的經(jīng)濟(jì)狀況，可能會放棄給企業(yè)預(yù)期帶來收益的投資機(jī)會，企業(yè)對未來投資機(jī)會的把握程度也會影響企業(yè)價值（吳怡俐等，2021）。根據(jù)有效市場理論與信號傳遞理論，政府出臺的稅收優(yōu)惠政策具有一定的導(dǎo)向性，會給市場傳遞受政策扶持的企業(yè)具有發(fā)展?jié)摿Φ挠欣盘枺ê伪?019），從而對涉及稅收優(yōu)惠政策的企業(yè)股價產(chǎn)生正向影響（王玲、朱占紅，2011；李燕等，2016）。同樣的，政府頒布制造業(yè)進(jìn)一步加計扣除研發(fā)費用的政策后，投資者預(yù)期制造業(yè)行業(yè)會在未來增加盈利，使相關(guān)企業(yè)的股價呈正向波動。受到政策紅利與市場利好的鼓勵，相關(guān)企業(yè)的管理者和員工的工作熱情得以提高，助力企業(yè)創(chuàng)造更多的財富價值?；诖?，本文提出：

假設(shè)1：研發(fā)費用加計扣除政策有助于提升制造業(yè)企業(yè)價值。

（二）研發(fā)費用加計扣除政策與企業(yè)價值：融資約束的中介效應(yīng)

首先，制造業(yè)企業(yè)研發(fā)費用扣除額度增加，降低了企業(yè)的實際稅負(fù)，給予企業(yè)更多的留存收益。根據(jù)優(yōu)序融資理論，企業(yè)為新項目投資時，首先會考慮交易成本最低的內(nèi)源資金，但從長期效應(yīng)來看，政策帶來的內(nèi)部盈余并不能有效支撐企業(yè)持續(xù)的研發(fā)支出，而只能作為補(bǔ)充措施引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行高質(zhì)量的研發(fā)創(chuàng)新項目（Alvarez-Ayuso et al.，2018）。其次，該政策不僅給予企業(yè)降低企業(yè)所得稅實際稅負(fù)的政府補(bǔ)貼，還使企業(yè)收到受制度邏輯影響的市場組織的積極反饋（楊洋等，2015）。基于市場主導(dǎo)的制度邏輯（楊洋等，2015），政策的出臺向市場發(fā)出了制造業(yè)行業(yè)得到政府認(rèn)可和扶持的信號。政府作為中介組織暢通了政策試點行業(yè)與市場外部的信息傳遞通道，降低了信息不對稱程度。相關(guān)企業(yè)受到市場資金供應(yīng)者的了解與青睞，增加了其獲得融資的機(jī)會。而基于政治主導(dǎo)的制度邏輯（楊洋等，2015），試點企業(yè)順應(yīng)政府的導(dǎo)向，積極響應(yīng)政府的號召，表明企業(yè)愿意與政府建立良好的合作關(guān)系，同時向外部投資者釋放有能力使外部資源獲得高附加價值的導(dǎo)向信號（Sterlacchini and Venturini，2019），進(jìn)一步拓展了企業(yè)的融資渠道，獲得了創(chuàng)新資源。因此，該政策通過增加企業(yè)的留存收益與外部融資，緩解了企業(yè)的融資約束程度。

融資能力較低的企業(yè)會持有更多的現(xiàn)金，避免陷入財務(wù)困境，但同時也會形成更嚴(yán)重的委托代理問題，阻礙了企業(yè)的長期發(fā)展（孫繼國等，2020）。根據(jù)資本預(yù)算理論，企業(yè)進(jìn)行新項目投資時，短期營運資金可循環(huán)使用，一般不會增加企業(yè)的資金需求；而資本投入因資金投入與項目創(chuàng)造收益后的資金回籠具有一個長期的時間差，增加了企業(yè)的財務(wù)預(yù)算，加大了企業(yè)的資金缺口（劉哲、王虹，2012）。管理者出于自身利益與企業(yè)財務(wù)壓力的考慮會放棄部分投資周期長但會給企業(yè)未來帶來盈利的項目，從而降低了企業(yè)價值。

研發(fā)費用加計扣除政策可以適度增加企業(yè)的財務(wù)松弛度，降低了企業(yè)的融資約束，企業(yè)更有能力抵御外部沖擊，把握更好的投資機(jī)會，從而對企業(yè)價值產(chǎn)生積極影響?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設(shè)2：研發(fā)費用加計扣除政策可通過緩解制造業(yè)企業(yè)融資約束，推動提升企業(yè)價值。

（三）研發(fā)費用加計扣除政策與企業(yè)價值：研發(fā)投入的中介效應(yīng)

根據(jù)市場失靈理論和準(zhǔn)公共物品理論，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新會投入大量的資源和精力，但研發(fā)出來的新產(chǎn)品新技術(shù)，因存在較強(qiáng)的外部性，容易被競爭對手模仿與使用，使企業(yè)研發(fā)活動收益小于研發(fā)投入成本，降低了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新積極性（王璽、劉萌，2020）。此時，政府的主動干預(yù)可以幫助糾正市場研究開發(fā)資源配置低效的市場失靈現(xiàn)象。政府通過給予企業(yè)定向財政補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠政策提高企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新的積極性，而稅收優(yōu)惠使企業(yè)獲得更多的研發(fā)自主性，更加有利于發(fā)揮市場機(jī)制（王蕓、陳蕾，2016）。曲曉輝等（2022）通過實證證明研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)研發(fā)投入激勵效應(yīng)優(yōu)于固定資產(chǎn)加速折舊與稅率優(yōu)惠。研發(fā)費用加計扣除政策主要目的就是刺激制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動，具有較強(qiáng)的針對性和指向性，能夠更有效推動試點企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新項目（唐明、曠文雯，2021；李新等，2019），因此，研發(fā)費用加計扣除政策能夠?qū)ζ髽I(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生積極影響。

制造業(yè)企業(yè)研發(fā)費用加計扣除的比例進(jìn)一步提高。之前75%比例的政策針對的是除部分不適用研發(fā)投入以外的全行業(yè)，而這次僅針對制造業(yè)，指向性更強(qiáng)，能夠更加有效刺激制造業(yè)行業(yè)參與研發(fā)活動，提高研發(fā)投入的比例（李宜航等，2022）。根據(jù)技術(shù)創(chuàng)新理論，研發(fā)創(chuàng)新帶來的技術(shù)成果能夠顯著提高企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增加值。但有限的研發(fā)投入并不一定能夠轉(zhuǎn)化為技術(shù)成果（周華偉，2013），或者不能產(chǎn)生足以影響企業(yè)價值的技術(shù)成果。只有當(dāng)研發(fā)投入達(dá)到足夠高的比例時，才能對企業(yè)價值產(chǎn)生影響（戴小勇、成力為，2013）。

最新的研發(fā)費用加計扣除政策通過進(jìn)一步增加企業(yè)的研發(fā)投入，使制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入達(dá)到了更高的比例，從而對企業(yè)價值產(chǎn)生顯著的影響?；谏鲜龇治觯疚奶岢觯?/p>

假設(shè)3：研發(fā)費用加計扣除政策可通過提高制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入，推動提升企業(yè)價值。

（四）融資約束和研發(fā)投入的鏈?zhǔn)街薪樽饔?/h3>

研發(fā)創(chuàng)新活動因投資周期長、不確定性高，需要企業(yè)擁有穩(wěn)定可靠的充足現(xiàn)金流。企業(yè)內(nèi)源資金的有限性和外部融資的難獲取性抑制了企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動的熱情，阻礙了企業(yè)實施研發(fā)投資決策（Zhang et al.，2020）。融資約束的緩解可以降低企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險，推動企業(yè)開展更多具有高收益性的創(chuàng)新活動。學(xué)者們也一致肯定了融資約束與研發(fā)投入的負(fù)向關(guān)系（康志勇，2013；Benedicte，2004）。研發(fā)費用加計扣除政策通過降低企業(yè)所得稅實際稅負(fù)減少了企業(yè)研發(fā)投入的增量成本（徐倪妮、郭俊華，2022），通過提升外部投資者對企業(yè)研發(fā)信息的可獲得性，從而降低了企業(yè)融資約束程度。融資約束的緩解改變了企業(yè)對創(chuàng)新的態(tài)度（Peng and Luo，2000），增加了企業(yè)的研發(fā)投入，最終帶來企業(yè)價值的提升。也就是說，融資約束和研發(fā)投入在研發(fā)費用加計扣除政策與企業(yè)價值關(guān)系間發(fā)揮了鏈?zhǔn)竭f推效應(yīng)。進(jìn)而，本文提出：

假設(shè)4：研發(fā)費用加計扣除政策通過融資約束與研發(fā)投入的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤ζ髽I(yè)價值產(chǎn)生正向影響。

基于上述理論分析，本文構(gòu)建研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值的鏈?zhǔn)接绊憴C(jī)制模型，如圖1所示。

圖1 模型框架

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

1.RD-DID 總效應(yīng)模型

根據(jù)財稅〔2021〕13 號文件，加計扣除政策僅對制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行100%加計扣除，因此傳統(tǒng)DID模型對樣本按行業(yè)和年度的維度進(jìn)行衡量的方法并不適用單一行業(yè)間的政策效果比較。本文基于Persson and Rossin-Slater（2022）的斷點雙重差分RD-DID 方法，并參照李宜航等（2022）的做法，利用年度和季度的差異構(gòu)造RD-DID 模型?？紤]到衡量企業(yè)價值指標(biāo)中企業(yè)市場價值受季節(jié)因素的影響，不同季度間存在明顯的差異性與波動性，本文將政策實施年度即2021 年作為處理組，政策前的年度設(shè)置為對照組，通過量化加計扣除政策對同季度企業(yè)價值的影響，識別其政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。基于1947 家A 股上市的制造業(yè)企業(yè)，構(gòu)建如下模型：

其中，Valuei.t.q為被解釋變量，代表i 企業(yè)第t 年第q 季度的企業(yè)價值；QPostq為標(biāo)記變量，表示季度差異，處于2019-2021 年任意一年中第四季度（q=4）時，值為1，當(dāng)處于其他季度（q=1，q=2，q=3）時，值為0；YPostt為處理組與對照組的識別變量，代表年度差異，當(dāng)處于政策實施年度（t=2021）時，值為1，否則值為0；Controli.t.q為控制變量，包括資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、企業(yè)成長性（Growth）、企業(yè)規(guī)模（Size）指標(biāo)；、ωt、Ψq依次代表企業(yè)固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)和季度固定效應(yīng)；本文還控制了企業(yè)×年度固定效應(yīng)（zi.t）以及企業(yè)×季度固定效應(yīng)（υi.q）；εi為隨機(jī)誤差項。本文的重點回歸系數(shù)為β1，表示標(biāo)記變量與識別變量的交互作用。一方面，它代表2021 年第四季度與同年其他季度間的差異；另一方面，它代表實施政策年度與其他年度的差異。

2.獨立中介效應(yīng)模型

為檢驗融資約束和研發(fā)投入在加計扣除對企業(yè)價值影響中各自所產(chǎn)生的中介效應(yīng)，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）的研究，以直接效應(yīng)模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建如下模型：

其中，F(xiàn)Ci.t.q為第i 企業(yè)第t 年第q 季度的融資約束，Innoi.t.q為第i 企業(yè)第t 年第q 季度的研發(fā)投入，其余變量含義與（1）式相同。模型（1）（2）（3）共同構(gòu)成分析融資約束的獨立中介效應(yīng)模型；模型（1）（4）（5）共同構(gòu)成分析研發(fā)投入的獨立中介效應(yīng)模型。

3.鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型

本文借鑒Allen 等關(guān)于工作績效通過就業(yè)選擇認(rèn)知影響離職意向，進(jìn)一步改變離職行為的研究（Allen，2001），利用鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型對融資約束和研發(fā)投入的中介效應(yīng)進(jìn)一步檢驗，并考察融資約束和研發(fā)投入的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，模型如下?/p>

其中各變量含義同（1）-（5）式，模型（1）（2）（6）和（7）共同構(gòu)成鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)模型。

（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2019-2021 年我國A 股上市制造業(yè)企業(yè)的季度數(shù)據(jù)，并對樣本進(jìn)行如下處理：（1）剔除了ST、*ST 樣本公司。（2）剔除掉關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本公司。（3）為保證結(jié)果的可靠，只考慮連續(xù)經(jīng)營的企業(yè)且存在研發(fā)費用，即剔除掉研發(fā)費用為0 或小于0 的企業(yè)。（4）考慮到財稅〔2021〕13 號文件所規(guī)定的行業(yè)，本文剔除掉煙草公司。為避免樣本數(shù)據(jù)極端化造成的失真，本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%水平下的縮尾處理。最終得到23364 個樣本觀測值。本文的制度環(huán)境數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)染幹频摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告（2021）》，公司財務(wù)方面數(shù)據(jù)均來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫。

（三）變量構(gòu)造

1.被解釋變量

企業(yè)價值（Value）：借鑒夏立軍、方軼強(qiáng)（2005）的研究，本文采用TobinQ 來衡量企業(yè)價值，利用企業(yè)債務(wù)市場價值與權(quán)益資本市場價值之和作為企業(yè)總市場價值，并除以季末總資產(chǎn)。

2.解釋變量

研發(fā)費用加計扣除政策（YPost×QPost）：QPostq為標(biāo)記變量，表示季度差異。根據(jù)相關(guān)政策，研發(fā)費用在10 月份預(yù)繳時即可扣除，因此當(dāng)財務(wù)報表處于第四季度（q=4）時，值為1；當(dāng)財務(wù)報表處于其他季度（q=1，q=2，q=3）時，值為0；YPostt為處理組與對照組的識別變量，代表年度差異。當(dāng)處于政策實施年度（t=2021）時，值為1；當(dāng)處于其他年度（t=2019，t=2020），值為0。

3.中介變量

融資約束（FC）：現(xiàn)有研究多使用KZ、WW、SA 等指數(shù)來衡量融資約束，借鑒劉莉亞等（2015）的研究，為解決內(nèi)生性問題，本文選用SA 指數(shù)來衡量企業(yè)融資約束。因為SA 值為負(fù)數(shù)，本文取其絕對值，即，值越大融資約束程度越高，值越小融資約束程度越低。

研發(fā)投入（Inno）：現(xiàn)有學(xué)者多采用研發(fā)投入金額/營業(yè)收入、研發(fā)投入金額/ 總資產(chǎn)等指標(biāo)來衡量研發(fā)投入。考慮到營業(yè)收入受季節(jié)性等因素影響，本文借鑒燕洪國、潘翠英（2022）的研究，利用研發(fā)投入金額并用總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化來衡量企業(yè)研發(fā)投入。

4.控制變量

借鑒已有文獻(xiàn)（白重恩等，2005；蔡宏標(biāo)、饒品貴，2015），考慮到對企業(yè)價值存在的影響，本文選取資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、企業(yè)成長性（Growth）、企業(yè)規(guī)模（Size）等指標(biāo)作為控制變量。本文各變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

（四）描述性統(tǒng)計分析

各變量描述性統(tǒng)計如表2 所示。企業(yè)價值最大值和最小值分別為10.224 和0.462，標(biāo)準(zhǔn)差為1.668，說明所選樣本企業(yè)差異比較大，可以充分檢驗政策有效性。加計扣除政策為虛擬變量，因此最大值和最小值為1 和0。融資約束均值為3.908，最大值為4.456，最小值為3.405，說明所選樣本企業(yè)存在相當(dāng)?shù)娜谫Y約束，但并未存在異常的融資問題。研發(fā)投入均值為0.015，說明企業(yè)研發(fā)投入金額占總資產(chǎn)的比重較小?？刂谱兞糠矫?，資產(chǎn)負(fù)債率均值為39.4%，說明企業(yè)負(fù)債占總資產(chǎn)比一般維持在均衡范圍內(nèi)，但也存在相當(dāng)?shù)母哓?fù)債（最大值為82.3%）?？傎Y產(chǎn)收益率標(biāo)準(zhǔn)差為4.1%，說明所選制造業(yè)企業(yè)樣本的單位資產(chǎn)所能產(chǎn)生的凈利潤較為接近。其他控制變量描述性統(tǒng)計結(jié)果表明樣本存在一定差異，覆蓋面較全。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及分析

（一）總效應(yīng)回歸結(jié)果

1.RD-DID 前提假定檢驗

為保證結(jié)果可靠性，需通過DID 平行趨勢檢驗，筆者通過繪制政策對企業(yè)價值影響的平行趨勢圖發(fā)現(xiàn)：在2021 年第四季度之前，置信區(qū)間顯著包含0 值，說明加計扣除政策實施季度前滿足平行趨勢假定。而2021 年第四季度，政策影響效果顯著異于0 值，且為正數(shù)，說明2021 年第四季度政策實施對企業(yè)價值產(chǎn)生顯著上升的影響。此外，為排除在斷點附近存在其他人為因素干擾的可能，剔除觀測期內(nèi)新上市的公司和退市企業(yè)，從而保證各年度企業(yè)數(shù)量不變，不存在跳躍。

2.RD-DID 總效應(yīng)回歸結(jié)果

借鑒田暉和冰君（2022）的研究方法，為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，在總效應(yīng)檢驗中，逐步引入控制變量。結(jié)果如表3 所示，第（1）列未引入任何控制變量，僅控制企業(yè)、年度、季度、企業(yè)×年度和企業(yè)×季度固定效應(yīng)，研發(fā)費用加計扣除政策的系數(shù)為正，表明加計扣除政策促進(jìn)企業(yè)價值的提升。第（2）-（5）列依次加入資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)收益率、企業(yè)成長性和企業(yè)規(guī)模變量，回歸系數(shù)均顯著為正。這一結(jié)果驗證了假設(shè)1，即驗證研發(fā)費用加計扣除政策會顯著促進(jìn)企業(yè)價值的提升。

表3 總效應(yīng)回歸結(jié)果

續(xù)表

（二）獨立中介效應(yīng)回歸結(jié)果

1.融資約束的中介效應(yīng)

本文通過遞歸模型分析融資約束的中介作用（溫忠麟、葉寶娟，2014），回歸結(jié)果見表4 第（1）（2）和（3）列。結(jié)果表明，系數(shù)0.196 為加計扣除政策對企業(yè)價值的總效應(yīng)，加計扣除政策對融資約束的影響為-0.002，因此假設(shè)2 得以驗證。引入中介變量后，經(jīng)過融資約束變量的間接中介效應(yīng)為（-0.002）×（-5.087）=0.010，與直接效應(yīng)0.186 同號，因此加計扣除政策可通過緩解制造業(yè)企業(yè)融資約束來促進(jìn)企業(yè)價值提升，假設(shè)2 得證。

2.研發(fā)投入的中介效應(yīng)

同樣采用遞歸模型，探究研發(fā)投入的中介作用，結(jié)果見表4 第（1）（4）和（5）列。其中第（4）列，YPost×QPost 的系數(shù)為0.001 且顯著為正，表明加計扣除政策對制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入具有促進(jìn)作用。間接中介效應(yīng)為0.001×16.889=0.017，直接效應(yīng)為0.190，兩者符號相同，這一結(jié)果驗證了假設(shè)3。

表4 獨立中介效應(yīng)回歸結(jié)果

續(xù)表

（三）鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)回歸結(jié)果

回歸結(jié)果如表5 所示，第（1）至（4）列分別對應(yīng)模型（1）（2）（6）和（7）。由第（1）列可知，加計扣除政策對企業(yè)價值的影響系數(shù)為0.196，具有顯著的正向作用。由第（2）列可知，加計扣除政策對融資約束的影響為α1=-0.002，具有顯著負(fù)向作用，說明加計扣除政策可以緩解企業(yè)融資約束問題。根據(jù)第（4）列可知γ6=-4.726，因此融資約束的中介效應(yīng)為α1γ6=（-0.002）×（-4.726）=0.009，顯著為正，與遞歸法所得融資約束中介效應(yīng)無顯著差異。依次觀察第（3）列中γ1=0.001、第（4）列中γ7=15.192，兩者在1%水平下顯著為正，因此研發(fā)投入中介效應(yīng)為γ1γ7=0.001×15.192=0.015，進(jìn)一步證明研發(fā)投入的正向中介作用。在第（3）列中γ2=-0.024，表示在1%水平下負(fù)向顯著，說明融資約束和研發(fā)投入鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著且為負(fù)向關(guān)系，間接效應(yīng)為α1γ2γ7=（-0.002）×（-0.024）×（15.192）=0.001。此外對比第（4）列的系數(shù)γ5=0.181 和第（1）列的系數(shù)β1=0.196，兩者符號相同且γ5顯著小于β1，驗證了假設(shè)4，即加計扣除政策通過融資約束和研發(fā)投入的鏈?zhǔn)街薪樽饔脤ζ髽I(yè)價值產(chǎn)生正向影響，其鏈?zhǔn)絺鲗?dǎo)路徑系數(shù)為0.001。

表5 鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)回歸結(jié)果

續(xù)表

（四）異質(zhì)性分析

1.企業(yè)特質(zhì)

首先，鑒于中國企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異，為驗證研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值產(chǎn)生的不同影響，本文將樣本企業(yè)分類為國有企業(yè)與非國有企業(yè)，分組進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表6 第（1）列和第（2）列。實證結(jié)果顯示，對于國企與非國企，加計扣除政策對企業(yè)價值影響均顯著為正，但對非國有企業(yè)的影響顯著高于國企。根據(jù)Tian（2001）的研究表明，國有企業(yè)存在政府兜底的可能，所以非國企具有比國企更高的融資約束問題，加計扣除政策可以更有效緩解非國企的融資約束問題。此外借鑒楊洋等（2015）的研究，相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)本身資源匱乏，面臨更高的資源和資金約束問題，因此外部融資與外部機(jī)會就更能夠促進(jìn)非國有企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入。同時，非國有企業(yè)通常沒有國有企業(yè)諸如高度內(nèi)化的生產(chǎn)系數(shù)、冗余員工、政策負(fù)擔(dān)等問題，因而其在研發(fā)與發(fā)展中具備更高的靈活性與自主性。因此，研發(fā)費用加計扣除政策更有助于非國有制造業(yè)企業(yè)提升企業(yè)價值。

其次，為驗證加計扣除政策是否會因企業(yè)規(guī)模的不同而產(chǎn)生不同的影響，本文將樣本企業(yè)分為大型企業(yè)與中小型企業(yè)兩組，并進(jìn)行分組回歸，結(jié)果見表6 第（3）和（4）列。結(jié)果表明加計扣除政策對中小企業(yè)的價值促進(jìn)效果更為顯著，而對大型企業(yè)價值提升無顯著影響。從融資約束角度分析，相比于大型企業(yè)，中小型企業(yè)面臨的信息不對稱程度更高，融資約束更嚴(yán)重（楊龍見等，2021）。因此，政策信號能夠更有效地緩解中小型企業(yè)的融資約束。從節(jié)稅角度分析，大型企業(yè)具有更高的利潤空間，其節(jié)稅效果相較于原本的利潤而言幾乎微乎其微（李鵬，2010），然而中小型企業(yè)利潤空間有限，稅收優(yōu)惠政策的實施會使其產(chǎn)生更大的節(jié)稅效果。

表6 異質(zhì)性分析：企業(yè)特質(zhì)

2.制度環(huán)境

在中國市場化改革的進(jìn)程中，不同地區(qū)的市場化程度相差甚遠(yuǎn)，因此相應(yīng)制度環(huán)境也存在較大差異（王蘭芳等，2019）。本文參照王小魯?shù)龋?021）編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》中政府與市場關(guān)系指數(shù)，以中位數(shù)為界限將樣本企業(yè)地區(qū)分為政府對市場干預(yù)程度高和政府對市場干預(yù)程度低兩組，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果見表7 第（1）和（2）列。結(jié)果表明研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值的影響在政府對市場干預(yù)程度高的地區(qū)更為有效。在政府對市場干預(yù)程度高的地區(qū)依靠市場機(jī)制往往不能獲取足夠的資源來進(jìn)行研發(fā)投入，從而很難提升企業(yè)價值。稅收優(yōu)惠政策提供了穩(wěn)定的研發(fā)資金，無疑使資源有限的企業(yè)“暗室逢燈”，因而對該地區(qū)的政策作用效果更為明顯（孫自愿等，2020）。

進(jìn)一步探究制度環(huán)境上的異質(zhì)性，參考市場化指數(shù)中的要素市場發(fā)育程度指數(shù)，以中位數(shù)為界限將樣本分為要素市場扭曲程度高組與要素市場扭曲程度低組，分別回歸，結(jié)果見表7 第（3）和（4）列。結(jié)果顯示要素市場扭曲程度高的地區(qū)，研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值的促進(jìn)效果更明顯。要素市場扭曲程度高的地區(qū)，金融業(yè)與制造業(yè)的信息不對稱程度高，導(dǎo)致該地區(qū)企業(yè)面臨較強(qiáng)的融資約束，同時還伴隨人力資源供給不足的問題。加計扣除政策向外界傳遞了積極的政策信號，加強(qiáng)了金融業(yè)與制造業(yè)的聯(lián)系，從而使更多的資金流向制造業(yè)企業(yè)，顯著降低其融資約束。此外加計扣除比例的增加進(jìn)一步降低企業(yè)研發(fā)投入的增量成本，企業(yè)更有意愿花費更多資金聘請高端技術(shù)人才，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)價值的提升。

最后，利用市場化指數(shù)中的市場中介組織發(fā)育和法制環(huán)境指數(shù)將樣本分組，以中位數(shù)為界將樣本分為法制環(huán)境完善和不完善兩組，進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表7 第（5）和第（6）列所示。結(jié)果表明研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值的影響在法制環(huán)境完善地區(qū)更為明顯。法制環(huán)境完善地區(qū)對企業(yè)的創(chuàng)新專利等有更為完善的保護(hù)體系，避免知識產(chǎn)權(quán)的竊取盜用等事件的發(fā)生，這有效促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入的意愿，進(jìn)而提升企業(yè)價值。

表7 異質(zhì)性分析：制度環(huán)境

（五）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗?zāi)Ｐ偷目煽啃?，本文依次采用安慰劑檢驗、縮短樣本年限以及替換被解釋變量三種方法對模型（1）-（7）進(jìn)行回歸，并檢驗其穩(wěn)健性。

1.安慰劑檢驗

將研發(fā)費用加計扣除政策進(jìn)行虛擬設(shè)定，以考察虛擬設(shè)定的政策是否依然會對模型產(chǎn)生顯著的影響，如果存在顯著影響說明模型并不穩(wěn)健。本文將原政策發(fā)生時間虛設(shè)為2020 年第四季度，并進(jìn)行回歸，結(jié)果如表8 所示。結(jié)果表明，虛設(shè)的政策對企業(yè)價值與研發(fā)投入均不顯著，對融資約束產(chǎn)生違背原假設(shè)的影響，當(dāng)引入中介效應(yīng)模型后，結(jié)果同樣不顯著。因此可以證明使用原模型得到的結(jié)論具有可靠性。

表8 安慰劑檢驗

2.縮短樣本年限

將原有樣本時間跨度由2019 年至2021 年縮短為2020 年至2021 年，重新進(jìn)行上述回歸操作，檢驗?zāi)Ｐ褪欠褚驗闃颖灸晗薜目s短而發(fā)生改變。結(jié)果見表9 所示，當(dāng)樣本年限縮短后，政策效果在各模型中均顯著，其穩(wěn)健性并未有明顯的改變。

表9 縮短樣本年限

3.替換被解釋變量

借鑒杜劍等（2021）的研究，TobinQ 原公式分母為重置成本，因為重置成本難以獲取，在實際中多以總資產(chǎn)賬面價值來代替，由于無形資產(chǎn)及商譽(yù)賬面價值與重置成本偏差較高，因此本文將分母用總資產(chǎn)減去無形資產(chǎn)與商譽(yù)來代替，并計算出新的TobinQ 進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果如表10 所示，當(dāng)替換被解釋變量后，政策效應(yīng)在各模型中均顯著，回歸結(jié)果未發(fā)生改變，本文研究結(jié)論依然成立。

表10 替換被解釋變量

五、研究結(jié)論與建議

文章以2021 年研發(fā)費用加計扣除政策為準(zhǔn)自然實驗，選取2019-2021 年A 股制造業(yè)上市公司為樣本，基于RD-DID 斷點雙重差分法考察研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)價值的影響，并探究融資約束與研發(fā)投入的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｑ芯堪l(fā)現(xiàn)：一方面，研發(fā)費用加計扣除政策有助于提升企業(yè)價值，且其對非國有企業(yè)以及中小型企業(yè)的企業(yè)價值有更加顯著的促進(jìn)效應(yīng)，對政府干預(yù)程度高、要素市場扭曲程度高以及法制環(huán)境完善地區(qū)制造業(yè)的企業(yè)價值促進(jìn)效果尤為明顯；另一方面，企業(yè)融資約束與研發(fā)投入在研發(fā)費用加計扣除政策與企業(yè)價值間發(fā)揮正向鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出下列幾點建議措施：第一，我國應(yīng)進(jìn)一步完善研發(fā)費用加計扣除政策，更好發(fā)揮稅收優(yōu)惠政策的作用。企業(yè)應(yīng)重點關(guān)注研發(fā)活動帶來的生產(chǎn)效果和經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，及最終對企業(yè)價值的實質(zhì)影響；政府應(yīng)該對企業(yè)加計扣除的關(guān)鍵環(huán)節(jié)進(jìn)行管理和監(jiān)督，防止企業(yè)騙取加計扣除額度，引導(dǎo)企業(yè)真正地進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新。第二，應(yīng)注重發(fā)揮融資約束與研發(fā)投入的中介作用。我國應(yīng)進(jìn)一步推動市場化進(jìn)程，處理好政府與市場的關(guān)系，實現(xiàn)資源市場化配置，并釋放金融市場活力，減少金融市場與實體經(jīng)濟(jì)的信息不對稱，改善銀企關(guān)系，舒緩企業(yè)的財務(wù)緊張度，為企業(yè)研發(fā)活動提供充足的資金要素。政府通過財稅政策激發(fā)企業(yè)研發(fā)熱情的同時，需建立配套的保護(hù)措施，完善知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)等相關(guān)法律，減少研發(fā)活動的外溢性與研發(fā)成果的準(zhǔn)公共物品特性。第三，政府在制定稅收優(yōu)惠政策時，應(yīng)針對企業(yè)的異質(zhì)性差別化地進(jìn)行修訂和調(diào)整，進(jìn)一步提高政策的精準(zhǔn)性。民營企業(yè)和中小微企業(yè)為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展和科技創(chuàng)新做出了巨大貢獻(xiàn)，且其對研發(fā)費用加計扣除政策反應(yīng)更加靈敏，政策的實施效果更好。然而，較少有專門針對民營企業(yè)和中小企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的優(yōu)惠政策，因此，政府應(yīng)加大對民營企業(yè)和中小企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的稅收優(yōu)惠力度，提高其稅收優(yōu)惠獲得感，從而鼓勵其研發(fā)創(chuàng)新并提升自身企業(yè)價值。