左宗姣

(銅陵學(xué)院 財稅與公共管理學(xué)院,安徽 銅陵 244061)

自改革開放以來,黨和政府多次強調(diào)科技創(chuàng)新的戰(zhàn)略意義。黨的二十大報告再次重申科技創(chuàng)新是引領(lǐng)經(jīng)濟發(fā)展的第一動力?？萍紕?chuàng)新是推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和建設(shè)社會主義現(xiàn)代化強國的必然要求,關(guān)乎我國經(jīng)濟發(fā)展由有形要素驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動。企業(yè)作為經(jīng)濟社會中最活躍的主體,也是科技創(chuàng)新的主體,激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新是我國創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的核心因素。2021年3月,十三屆全國人大四次會議表決通過的《國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》明確指出,要強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位并促進各類創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚。

然而,創(chuàng)新具有公共產(chǎn)品屬性、正外部性、不確定性以及信息不對稱性,僅靠市場難以有效激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新,需要政府制定政策給予支持和鼓勵。財稅政策在促進企業(yè)創(chuàng)新過程中發(fā)揮著無可替代的作用,其政策工具主要是財政科技支出、稅收減免和政府采購。其中,財政科技支出的實際操作性最強最直接,在運作上較其他方式更為高效[1],可直接資助和參與企業(yè)的科技創(chuàng)新。因此,研究財政科技支出究竟能否有效激勵企業(yè)創(chuàng)新,評估財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng),具有現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

國外關(guān)于財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新影響作用的研究可追溯至20世紀60年代。在凱恩斯經(jīng)濟理論和熊彼特技術(shù)創(chuàng)新理論的基礎(chǔ)上,Arrow主張?zhí)岣邔ζ髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新的資助來激勵創(chuàng)新[2]。Capron研究認為,政府對計算機、通信技術(shù)等領(lǐng)域的資助使相關(guān)企業(yè)的研發(fā)被顯著刺激[3]。后續(xù)研究中,Branstetter、Sanyal、Kang分別通過對日本資助的大樣本財團、美國1976—1988年四大主要行業(yè)、韓國生物技術(shù)行業(yè)的數(shù)據(jù)進行實證研究,發(fā)現(xiàn)政府財政科技支出能有效促進企業(yè)創(chuàng)新[4-6]。與之截然相反的是,Blank通過1500多家企業(yè)的橫截面數(shù)據(jù),實證分析得出政府的財政補貼及資助對企業(yè)創(chuàng)新存在擠出效應(yīng)甚至負面影響[7]。Coolsbee以及David認為,政府科技支出刺激了研究者工資水平等要素的需求和價格,提高了企業(yè)研發(fā)成本,進而降低了企業(yè)研發(fā)支出[8-9]。Guellec認為政府資助對企業(yè)的研發(fā)活動可能會產(chǎn)生雙重效應(yīng),不同的資助率會產(chǎn)生不同的影響效應(yīng)[10]。

國內(nèi)的相關(guān)研究始于20世紀90年代。隨著國家實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略以及一系列促進創(chuàng)新的財稅政策的出臺,相關(guān)研究呈現(xiàn)井噴式增長,但研究結(jié)論并不一致。持肯定態(tài)度的觀點,認為財政科技支出可降低企業(yè)研發(fā)成本,彌補市場失靈,對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生良好的驅(qū)動效應(yīng)。劉偉等利用2000—2012年省級大中型工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)政府公共科技支出對企業(yè)創(chuàng)新具有積極影響[11]。鄒甘娜等認為我國現(xiàn)行財政支出對企業(yè)創(chuàng)新存在正向激勵效應(yīng),但財政科技支出存在規(guī)模低和結(jié)構(gòu)不合理問題[12]。車德欣等利用2007—2017年我國上市企業(yè)數(shù)據(jù)集,構(gòu)建實證模型研究,得出財政科技支出是驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新的重要因素[13]。另一種觀點則秉持相反意見。陳星認為政府對企業(yè)的研發(fā)資助會產(chǎn)生資源扭曲配置的負面效果[14]。劉子谞等認為財政科技支出極易誘發(fā)企業(yè)道德風(fēng)險和逆向選擇[15]。而胡曦、蔣舒陽研究發(fā)現(xiàn),不同財稅支持政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響存在差異,財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新的影響存在不確定性[16-17]。

可見,現(xiàn)有文獻形成了“促進論”“抑制論”和“不確定性”三種不同觀點,對于財政科技支出能否促進企業(yè)創(chuàng)新尚有爭論,這在一定程度上影響了社會各界對于財政科技支出效力的判斷。事實上,財政科技支出會受到地方政府激勵和約束機制的影響,各地對財稅科技政策的執(zhí)行力差異也會導(dǎo)致對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)存在差異性。產(chǎn)生上述不同結(jié)果的原因可能在于研究對象、數(shù)據(jù)、數(shù)據(jù)處理以及估計方法不同。當(dāng)前研究多是基于全國進行分析,鑒于此,本文在國內(nèi)外相關(guān)研究基礎(chǔ)上,選擇A省作為主要研究對象,實證檢驗財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。A省依托長三角科技創(chuàng)新共同體,深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,全面推進創(chuàng)新性省份建設(shè),以其作為研究對象,具有一定的代表性意義。

二、A省財政科技支出及企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)指標分析

2005—2020年期間A省地方財政科技支出在絕對規(guī)模上呈增長態(tài)勢(見圖1),從6.00億元增長到415.50億元,約增長了69倍,這種科技支出力度充分說明了A省實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的決心。其中2020年增長率為-2.11%,這主要是受新冠肺炎疫情沖擊,疊加經(jīng)濟下行壓力增大和大規(guī)模減稅降費的影響,使地方財力短絀,降低了創(chuàng)新性支出。從相對比例看,財政科技支出占地方GDP的比重從0.11%上升至接近1.00%,占地方財政支出的比重從0.84%上升至5.00%左右,增長幅度較大。與中部其他五省相比,A省財政科技支出占財政支出的比重自2009年一直處于領(lǐng)先地位,并高于全國平均水平,2016年攀升至全國第三。但對標長三角其他兩省一市,仍有較大差距。

圖1 2005—2021年A省財政科技支出

企業(yè)R&D經(jīng)費支出和新產(chǎn)品銷售收入是衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的重要指標。隨著近年來創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的出臺和實施,A省強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位,推行了一系列政府補助和稅收優(yōu)惠政策以激勵企業(yè)創(chuàng)新。如表1顯示,A省R&D經(jīng)費支出總量及其占全省GDP的比重呈上升趨勢。自2013年以來,A省R&D經(jīng)費支出占GDP的比重在中部六省中位列第一,近四年在全國排名穩(wěn)居第11位?！?021年A省科技統(tǒng)計公報》顯示,A省R&D經(jīng)費支出總量為883.20億元,投入強度為2.28%,雖然創(chuàng)歷史新高,但與長三角其他地區(qū)江蘇(2.93%)、浙江(2.88%)、上海(4.17%)尚有差距。

表1 2005—2020年A省企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)指標

A省R&D經(jīng)費構(gòu)成的四大主體為企業(yè)、高校、科研機構(gòu)和事業(yè)單位,企業(yè)作為創(chuàng)新的主體,其R&D經(jīng)費支出是主力,占比從2005年的61.18%躍升至2020年的81%以上。具體到規(guī)模以上工業(yè)企業(yè),2020年R&D經(jīng)費支出占全省R&D經(jīng)費支出的比重在70%以上,新產(chǎn)品銷售收入大幅攀升,創(chuàng)新已經(jīng)成為企業(yè)轉(zhuǎn)型升級的新推動力。

三、財政科技支出與企業(yè)創(chuàng)新的實證分析

(一)變量選取和數(shù)據(jù)來源

因規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)線固定且重視研發(fā)和創(chuàng)新,是企業(yè)創(chuàng)新的高度集中區(qū),代表其科技創(chuàng)新水平的R&D經(jīng)費支出占全部企業(yè)R&D經(jīng)費支出的90.00%以上,故選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)作為企業(yè)的代表。對于企業(yè)創(chuàng)新能力的衡量,現(xiàn)有研究通常以R&D經(jīng)費支出作為創(chuàng)新投入指標,以專利申請數(shù)量和專利授權(quán)數(shù)量作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標。本文認為企業(yè)創(chuàng)新是生產(chǎn)要素從投入、配置、產(chǎn)出到價值實現(xiàn)的全過程,應(yīng)從企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化兩個角度綜合考慮,且企業(yè)科技創(chuàng)新成果的最終形式是新產(chǎn)品的銷售收入,因此用其衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平更合適。

本文選用2005—2020年財政科技支出(用F表示)、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(用R表示)的數(shù)據(jù),將F、R分別作為解釋變量和被解釋變量,分析財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響效應(yīng)。同樣的,選用相應(yīng)年份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入(用S表示)的數(shù)據(jù),將F、S分別作為解釋變量和被解釋變量,分析財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)。

為緩解價格波動對實證結(jié)果的偏誤影響,對財政科技支出、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入分別以居民消費價格指數(shù)和工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)對數(shù)值進行平減。以工業(yè)品出廠價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù),分別按照0.45和0.55的權(quán)重對R&D經(jīng)費支出額進行平減。(1)①數(shù)據(jù)來源于各年份《A省統(tǒng)計年鑒》和《A省統(tǒng)計公報》。運用EVIEWS10.0軟件首先對變量進行簡單線性回歸,以分析財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新的影響關(guān)系,因回歸分析不能判斷變量間動態(tài)的關(guān)聯(lián)程度,繼而用向量自回歸(即VAR)模型估計變量的動態(tài)關(guān)系。

(二)簡單線性回歸模型設(shè)定和檢驗

1.單位根檢驗

通過分別繪制數(shù)據(jù)F和R、F和S的散點圖,發(fā)現(xiàn)企業(yè)R&D經(jīng)費支出以及新產(chǎn)品銷售收入隨著財政科技支出水平的提高不斷增加,初步判斷可利用回歸方程分析和描述數(shù)據(jù)的平均變化規(guī)律?？紤]后續(xù)會建立VAR模型,該模型一般要求時間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。因此,首先運用ADF檢驗對數(shù)據(jù)(F、R、S)進行平穩(wěn)性分析,表2顯示原序列并不平穩(wěn)。為避免偽回歸,消除異方差,在不改變時間序列性質(zhì)和相關(guān)性的前提下,對原序列進行對數(shù)化處理,并對處理后的序列進行ADF檢驗,結(jié)果如表2所示。

表2 時間序列變量的ADF檢驗

2.OLS回歸分析

通過對數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理,時間序列處于平穩(wěn)狀態(tài),回歸模型的擬合優(yōu)度得到改進。觀察圖2的LNR和LNF、LNS和LNF時間序列散點圖,企業(yè)R&D經(jīng)費支出與財政科技支出之間、企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入與財政科技支出之間呈斜向上的直線趨勢。

圖2 LNR和LNF、LNS和LNF時間序列散點圖

由此設(shè)定考察財政科技支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費關(guān)系的模型:

LNRi=a1+b1LNFi+εi

設(shè)定考察財政科技支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的模型:

LNSi=a2+b2LNFi+εi

運用OLS方法進行估計,得到回歸方程的結(jié)果如下:

LNRi=1.785613+0.774647***LNFi+ei(一)

(17.50639) (34.31224)

F=66 Prob(F-statistic)=0.000002

R2=0.988248 Adjusted-R?=0.985227

LNSi=4.468341+0.821087***LNFi+ei(二)

(39.46297) (32.76185)

F=97 Prob(F-statistic)=0.000024

R2=0.987125 Adjusted-R2=0.976275

在兩個方程中,模型的擬合優(yōu)度均接近于1,擬合程度高,斜率項系數(shù)不為0,說明財政科技支出顯著地對企業(yè)R&D經(jīng)費和企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入作出了解釋。實證結(jié)果表明:地方財政科技支出每增加1.00%,企業(yè)R&D經(jīng)費支出會增加約0.77%;地方財政科技支出每增加1.00%,企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入增加約0.82%;財政科技支出對企業(yè)R&D經(jīng)費支出和新產(chǎn)品銷售收入均有顯著正向驅(qū)動作用,有效解釋了當(dāng)前A省企業(yè)創(chuàng)新能力逐步提升的整體狀況;斜率項系數(shù)表明財政科技支出提升了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展兩階段的效率,但對產(chǎn)出階段的提升作用要強于研發(fā)投入階段。

(三)VAR模型設(shè)定和檢驗

1.滯后期的確定

表2顯示LNF、LNR、LNS是平穩(wěn)的,則可以直接建立財政科技支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出的VAR模型1、財政科技支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的VAR模型2。VAR模型的一個重要問題就是滯后階數(shù)的確定。利用SC準則、AIC信息準則和LR檢驗等,并結(jié)合選取的樣本容量大小,確定VAR模型最有效的滯后階數(shù)。滯后階數(shù)及相關(guān)統(tǒng)計量如表3、表4所示,“*”表示從每一列標準中選取的滯后階數(shù),則模型1、模型2應(yīng)分別選擇3階、1階滯后。

表3 VAR模型1滯后階數(shù)p的確定

表4 VAR模型2滯后階數(shù)p的確定

2.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

基于上述建立的VAR模型進行格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗,以分析變量之間的因果關(guān)系。從表5和表6可知,LNR與LNF之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即LNF是LNR的格蘭杰原因,說明財政科技支出的滯后期能夠顯著地解釋或預(yù)測企業(yè)R&D經(jīng)費的支出,但LNR并不是LNF的格蘭杰原因。LNS和LNR之間也存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即LNF是LNS的格蘭杰原因,財政科技支出的滯后期能夠顯著地解釋或預(yù)測企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入。這進一步驗證了前述線性回歸模型的結(jié)論。

表5 VAR模型1格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

表6 VAR模型2格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3.VAR模型穩(wěn)定性檢驗

利用VAR模型特征方程根的倒數(shù)值檢驗?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性。由圖3可見,全部根的倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi),說明模型是穩(wěn)定的,則可以做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

圖3 VAR模型1、2穩(wěn)定性檢驗特征根單位圓圖

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

根據(jù)所建立的VAR模型,分析LNR和LNF之間以及LNS和LNF之間的脈沖響應(yīng)函數(shù),刻畫它們之間的短期動態(tài)關(guān)系。由圖4可見,財政科技支出對于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出的增加有促進作用。財政科技支出的標準化沖擊對于R&D經(jīng)費支出的當(dāng)期響應(yīng)值為0,然后迅速上升,第4期時達到最大的正向響應(yīng)值0.054450,最終趨向收斂。財政科技支出對于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入有顯著的促進作用。面對財政科技支出的一個標準化沖擊,企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入當(dāng)期的響應(yīng)程度為0,在前三期達到峰值0.066977,隨后影響作用逐漸減少,但仍保持著正向響應(yīng)。

圖4 LNF變動1個標準差對LNR、LNS的脈沖函數(shù)圖

5.方差分解

在脈沖響應(yīng)函數(shù)分析基礎(chǔ)上進行方差分解,得到VAR模型內(nèi)生變量之間變動的貢獻度。由表7可知,在LNR的波動中,不考慮其自身的貢獻度,LNF對LNR的方差貢獻度在第一期為0,隨后逐漸上升,最高可達64.683%。在LNS的波動中,不考慮其自身的貢獻度,LNF對LNS的方差貢獻度在第一期為0,隨后逐漸上升,最高可達52.97949%。

表7 方差分解結(jié)果

四、 進一步研究

(一)財政科技支出促進企業(yè)創(chuàng)新的影響機制分析

由前文實證分析結(jié)果可知,財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出均有顯著的促進作用,那么這種促進作用到底會通過哪些渠道來影響企業(yè)行為呢?通過梳理既有文獻,大部分學(xué)者認為財政科技支出可以緩解企業(yè)融資約束,進而激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入。我國企業(yè)研發(fā)經(jīng)費主要來源于企業(yè)自有資金、政府財政支持、社會資金投入以及銀行貸款,由于市場失靈和信息不對稱等因素,企業(yè)自有資金投入研發(fā)項目不足,社會資金和銀行貸款資金的投入均要考慮企業(yè)風(fēng)險情況和實際經(jīng)營情況,對企業(yè)考察比較嚴格,導(dǎo)致外部融資成本較高。而政府財政投入不僅可以直接增加企業(yè)的研發(fā)投入,更為重要的是起到很好的導(dǎo)向和引領(lǐng)作用。如果一個企業(yè)能夠獲得政府的財政資金支持,那么其他外部資金也會紛紛效仿,這樣有助于緩解企業(yè)融資約束,降低外部融資需求和融資成本,有利于推動企業(yè)研發(fā)活動。當(dāng)然也有學(xué)者認為,可以通過人力資本積累來影響企業(yè)研發(fā)投入。企業(yè)研發(fā)人員是研發(fā)投入的重要因素,研發(fā)人員的規(guī)模和素質(zhì)很大程度上決定研發(fā)的進度和成果。財政科技支出投入至企業(yè),可以促進企業(yè)提高研發(fā)人員待遇,吸引外部高素質(zhì)人才加入,改變企業(yè)研發(fā)人員結(jié)構(gòu),從而促進企業(yè)研發(fā)行為。

本文通過理論分析和歸納,在前期學(xué)者研究的基礎(chǔ)上提出財政科技支出可以通過改變企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境來促進企業(yè)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新動力包括內(nèi)部動力和外部動力,其中內(nèi)部動力是驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新的源泉,外部動力既可以補充內(nèi)部動力的不足,也可以轉(zhuǎn)化為內(nèi)部動力。財政科技投入就是企業(yè)創(chuàng)新的典型外部動力,它可以彌補企業(yè)創(chuàng)新資金的不足,減輕企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險。但政府財政科技資金如何更好轉(zhuǎn)化為企業(yè)創(chuàng)新行為的內(nèi)驅(qū)力顯得更為重要。財政科技投入不論是緩解企業(yè)融資約束還是促進企業(yè)人力資本積累,從本質(zhì)上來說都可以歸納為改變企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境,只有改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境才能在真正意義上促進企業(yè)自主創(chuàng)新。當(dāng)然企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境也有很多方面,如知識產(chǎn)權(quán)的保護、科技中介服務(wù)體系建設(shè)、科技園區(qū)和科技平臺的打造、校企合作等。因此財政科技投入有助于改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境,從而促進企業(yè)創(chuàng)新。

(二)財政科技支出結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)分析

上文僅僅分析了財政科技支出總額對企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的影響,但不同類型的財政科技支出是否均對企業(yè)有積極意義呢?目前我國財政科技支出主要投入到企業(yè)R&D活動中,根據(jù)企業(yè)R&D活動分類和以往學(xué)者研究,財政科技支出結(jié)構(gòu)大致分為基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗發(fā)展經(jīng)費。從目前數(shù)據(jù)來看,我國企業(yè)的基礎(chǔ)研究投入一般占研發(fā)經(jīng)費的5.00%,應(yīng)用研究占比10.00%,試驗發(fā)展經(jīng)費在80.00%以上。而發(fā)達國家的相關(guān)比重分別為20.00%、20.00%、60.00%。目前,我國的財政科技支出結(jié)構(gòu)與發(fā)達國家相比存在一定的不合理性,其中基礎(chǔ)研究占比太小,而試驗發(fā)展經(jīng)費比重過大。

大部分學(xué)者認為財政科技支出對企業(yè)的創(chuàng)新有促進作用,但也有學(xué)者認為財政科技支出對企業(yè)創(chuàng)新有一定的擠出效應(yīng)或不確定性,這種分歧也充分說明了我國目前的財政科技支出管理有待改進。政府財政科技支出的出發(fā)點是為了引領(lǐng)和促進企業(yè)創(chuàng)新,企業(yè)創(chuàng)新的出發(fā)點是企業(yè)利潤最大化,促進企業(yè)長期發(fā)展。二者存在一定的信息不對稱,所以一味地增加財政科技支出總額,并不能充分發(fā)揮其效用,還有可能導(dǎo)致政府和企業(yè)的短視行為。因此有必要改變我國財政科技支出結(jié)構(gòu),加大對基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的投入,發(fā)揮政府的宏觀管理職能,加強頂層設(shè)計,重視政策執(zhí)行,嚴格考核評估,充分發(fā)揮市場機制作用。

故結(jié)合A省財政科技支出和A省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),將財政科技支出分為基礎(chǔ)研究(用F1表示)、應(yīng)用研究(用F2表示)、試驗發(fā)展經(jīng)費(用F3表示)三類,將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標,運用EVIEWS10.0軟件對以上變量進行OLS回歸,以研究財政科技支出結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。得到回歸方程結(jié)果如下:

基礎(chǔ)研究:

LnSi=3.099128+0.650124LnF1i+ei(三)

應(yīng)用研究:

LnSi=1.354870+0.920441LnF2i+ei(四)

試驗發(fā)展支出:

LnSi=9.357293+2.105884***LnF3i+ei(五)

以上三個方程中,只有模型五通過了顯著性檢驗,且模型擬合度較高,說明二者存在線性關(guān)系,系數(shù)為正表明試驗發(fā)展支出對企業(yè)專利申請有正向作用。模型三和模型四均未能通過顯著性檢驗,也從側(cè)面說明基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究投入不足,導(dǎo)致我國專利申請主要集中于實用新型和外觀設(shè)計,而發(fā)明專利占比相對較低。

五、 結(jié)論及建議

從簡單線性回歸模型實證結(jié)果來看,財政科技支出的變動顯著地影響著規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出和新產(chǎn)品銷售收入。從作用路徑來看,既通過提升企業(yè)研發(fā)支出來實現(xiàn),又通過創(chuàng)新產(chǎn)出來轉(zhuǎn)化,證明財政科技支出對企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩方面都有促進作用,有利于真正提高企業(yè)的核心競爭力。從斜率項系數(shù)來看,財政科技支出每增加1.00%,R&D經(jīng)費支出和新產(chǎn)品銷售收入分別增加0.77%和0.82%,財政科技支出對新產(chǎn)品銷售收入的影響更為顯著。從VAR模型實證結(jié)果來看,財政科技支出對規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出和新產(chǎn)品銷售收入有著持續(xù)的正向沖擊作用,對當(dāng)期的影響雖然不大,但1年后對二者有著持續(xù)穩(wěn)定的促進作用,這表明隨著財政科技支出的增加,規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出和新產(chǎn)品銷售收入也持續(xù)增加,但存在一定的滯后效應(yīng)。此外,規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費支出60.00%以上可由財政科技支出作出解釋,新產(chǎn)品銷售收入50.00%以上可由財政科技支出作出解釋,財政科技支出對企業(yè)R&D經(jīng)費支出的方差貢獻度更大。換言之,財政科技支出對企業(yè)R&D經(jīng)費支出的影響程度大于對企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的影響程度,這與上述線性回歸的結(jié)果不夠吻合,其原因在于財政科技支出對企業(yè)R&D經(jīng)費支出的引導(dǎo)拉動作用還不夠,企業(yè)對財政科技支出資源的吸收不足導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)強度不夠。通過進一步研究發(fā)現(xiàn),財政科技支出可以通過改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境來促進創(chuàng)新,且財政科技支出結(jié)構(gòu)中試驗發(fā)展支出對企業(yè)創(chuàng)新影響效應(yīng)更為顯著。綜合上述實證結(jié)果,本文提出以下對策建議:

第一,將科技支出作為財政支出的重點加以保障。財政科技支出具備靶向性和政策性特征,能緩解企業(yè)融資約束困境并分擔(dān)創(chuàng)新風(fēng)險,是激勵企業(yè)創(chuàng)新的重要政策工具之一。政府應(yīng)積極優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu),充分發(fā)揮財政支出自主權(quán),提高科技和教育支出占比,調(diào)動財政資源更多地投向創(chuàng)新活動,給企業(yè)傳遞積極的信號?？深A(yù)設(shè)財政科技支出增長目標,完善財政科技支出保障機制,以減少宏觀經(jīng)濟和財政收入波動對財政科技支出的影響。

第二,擴大財政科技支出的覆蓋對象和范圍,并進一步優(yōu)化財政科技支出結(jié)構(gòu)。鑒于當(dāng)前R&D經(jīng)費支出占GDP的比重還有待提升,應(yīng)持續(xù)加大對企業(yè)創(chuàng)新的財政支持力度,讓財政科技支出惠及更多的企業(yè)。進一步發(fā)揮財政科技支出對企業(yè)R&D經(jīng)費支出的引導(dǎo)和拉動作用,以激發(fā)區(qū)域內(nèi)所有企業(yè)自主創(chuàng)新的熱情,進而提升區(qū)域整體創(chuàng)新水平。同時,財政科技支出應(yīng)從直接投入轉(zhuǎn)向以改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境為目標的間接投入,包括優(yōu)化營商環(huán)境,加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),加強校企合作力度,對企業(yè)分類指導(dǎo),建立政府、企業(yè)、銀行風(fēng)險共擔(dān)機制,積極引入外部資金和民間資本等。同時,財政科技支出結(jié)構(gòu)也應(yīng)適當(dāng)調(diào)整,加大對基礎(chǔ)和應(yīng)用研究的財政支出,實時動態(tài)調(diào)整,建立相應(yīng)的激勵和約束機制,并嚴格考核監(jiān)督,避免政府和企業(yè)的短視行為,以期充分發(fā)揮政府的宏觀調(diào)控和市場糾正功能,促進企業(yè)加大自我研發(fā)的動力。

第三,在創(chuàng)新鏈的不同階段找準財稅科技政策差異化的著力點。財政科技支出應(yīng)兼顧企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入和成果轉(zhuǎn)化兩階段,最大限度發(fā)揮財政科技支出的杠桿作用,對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新形成“投入—產(chǎn)出”全面促進的效果。企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展同時依賴創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出,在創(chuàng)新前端要以增加有效研發(fā)和激勵優(yōu)質(zhì)專利為主,避免盲目資助形成劣質(zhì)專利泛濫的現(xiàn)象;在創(chuàng)新后端要以促進企業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)移和轉(zhuǎn)化為主,形成反映技術(shù)成果轉(zhuǎn)化的經(jīng)濟價值,企業(yè)預(yù)期新產(chǎn)品銷售收入越高,從事創(chuàng)新的動力將越大。

第四,堅持把企業(yè)作為高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ),夯實企業(yè)的創(chuàng)新主體地位,優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境。用好長三角一體化發(fā)展、安徽自由貿(mào)易試驗區(qū)建設(shè)等戰(zhàn)略大平臺,在制定財政科技支持政策時,對區(qū)域內(nèi)企業(yè)的研發(fā)能力進行廣泛調(diào)研,對創(chuàng)新潛力大以及創(chuàng)新資源緊缺的科技型中小企業(yè)進行重點支持。鼓勵企業(yè)有效吸收財政科技支出資源,準確把握財政科技資助的契機,逐步提升研發(fā)強度,增加相關(guān)領(lǐng)域創(chuàng)新力度。在稅收方面,認真落實國家關(guān)于企業(yè)研發(fā)加計扣除等稅收優(yōu)惠政策。在財政獎勵補助方面,建立企業(yè)研發(fā)活動扶持和獎勵機制,提高《A省關(guān)于引導(dǎo)全社會加大研發(fā)投入的意見》和《A省支持實體經(jīng)濟發(fā)展政策》中所規(guī)定的獎勵補助標準。幫助企業(yè)了解和用足財政科技政策,使財政科技支出的創(chuàng)新激勵效應(yīng)落到實處。同時,構(gòu)建良好的區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境,營造優(yōu)質(zhì)的政務(wù)服務(wù)環(huán)境,防止資本和人才的流失。

第五,財稅政策搭配其他政策聯(lián)合發(fā)力,強化部門協(xié)同聯(lián)動。企業(yè)創(chuàng)新是一項系統(tǒng)性工程,財政科技支出作為財稅政策的一部分,應(yīng)與金融政策、產(chǎn)業(yè)政策等聯(lián)合發(fā)力,重點激勵融資服務(wù)主體如金融機構(gòu)、融資擔(dān)保機構(gòu)等對企業(yè)提供信貸服務(wù)。同時強化財政、稅務(wù)、科技、統(tǒng)計等部門的聯(lián)動,建立以財政科技投入為引導(dǎo)、企業(yè)投入為主體、金融市場作支撐的多元科技創(chuàng)新投入體系。