摘"要：在高質(zhì)量發(fā)展背景下，創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量對企業(yè)發(fā)展至關(guān)重要。尤其是創(chuàng)新質(zhì)量能夠顯著增強(qiáng)企業(yè)核心競爭力，是企業(yè)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型的必由之路。從研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策入手，基于理論分析，構(gòu)建雙向固定效應(yīng)模型，以2013—2023年我國滬深兩市A股上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為研究樣本，分析研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并探討不同地區(qū)政策實(shí)施對企業(yè)創(chuàng)新影響的差異。研究表明：研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策能夠顯著提升企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量；稅收優(yōu)惠的政策效應(yīng)對不同地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新影響尤其是創(chuàng)新質(zhì)量上有顯著差異。研究結(jié)果為進(jìn)一步完善稅收優(yōu)惠政策和推動企業(yè)創(chuàng)新尤其是高質(zhì)量創(chuàng)新提供借鑒和參考。

關(guān)鍵詞：研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策；企業(yè)創(chuàng)新；創(chuàng)新質(zhì)量

中圖分類號：F273.1文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1005-6432（2025）"11-0059-04

DOI：10.13939/j.cnki.zgsc.2025.11.015

1"引言

自主創(chuàng)新是增強(qiáng)企業(yè)核心競爭力，實(shí)現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量轉(zhuǎn)型的必由之路。當(dāng)下企業(yè)發(fā)展尤其是民營、高新技術(shù)等企業(yè)受融資約束、企業(yè)績效、研發(fā)投入水平不足等影響，在創(chuàng)新意愿、創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量突破等方面受阻。因此，為激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，我國政府頒布一系列稅收優(yōu)惠政策，對企業(yè)創(chuàng)新給予多種形式的扶持。其中，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策具有事后激勵的特性，普適性強(qiáng)，社會覆蓋面廣，能有效緩解企業(yè)創(chuàng)新投入資金約束，分散企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險，是政府從供給側(cè)支持企業(yè)創(chuàng)新的重要舉措。

回顧相關(guān)學(xué)者研究，學(xué)術(shù)界關(guān)于加計(jì)扣除政策和企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)的研究也取得一些重要成果。一方面，部分學(xué)者圍繞研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的政策效應(yīng)展開研究，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的實(shí)施能夠減輕企業(yè)的投入風(fēng)險，從而顯著提升企業(yè)的研發(fā)投入[1]，繼而提高企業(yè)的投入產(chǎn)出，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[2]。此外研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策能通過緩解企業(yè)融資約束提高企業(yè)創(chuàng)新效率，進(jìn)而提高企業(yè)價值[3]。另一方面，其他學(xué)者從結(jié)果端入手，著重研究企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)績效等影響因素，從企業(yè)內(nèi)部來看企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、公司治理能力等都會影響企業(yè)創(chuàng)新[4-5]。從外部環(huán)境因素來看，政策有效合理的實(shí)施、外部環(huán)境變化都會對企業(yè)創(chuàng)新和績效產(chǎn)生影響[6]。但學(xué)術(shù)界大部分文獻(xiàn)未對創(chuàng)新進(jìn)行詳細(xì)的測度。

2"理論分析與研究假設(shè)

2.1"研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策與企業(yè)創(chuàng)新

研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策自頒布以來，優(yōu)惠主體不斷擴(kuò)大、優(yōu)惠力度也不斷加強(qiáng)。一方面，相較于其他優(yōu)惠政策研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策更加靈活，屬于事前激勵手段。依據(jù)信號理論，政府通過頒布優(yōu)惠政策向市場主體釋放投資積極信號，幫助企業(yè)緩解投入壓力，降低企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險，以此提高企業(yè)的創(chuàng)新積極性，從而提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)整體創(chuàng)新[7]。另一方面，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策作為激勵政策，受市場主導(dǎo)，企業(yè)想要享受該政策的支持，就要有相應(yīng)的創(chuàng)新產(chǎn)出，對于實(shí)力較強(qiáng)的企業(yè)更希望是高質(zhì)量的創(chuàng)新，以適應(yīng)市場需求，以此形成良性循環(huán)，特別是中小企業(yè)、高科技企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量對市場影響更為劇烈[8]。基于以上分析，企業(yè)想要在市場中獲得長久發(fā)展，依靠研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的實(shí)施能夠既要在創(chuàng)新數(shù)量更要在創(chuàng)新質(zhì)量上提升。因此，文章提出假設(shè)：

H1a：研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策顯著提升企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量。

H1b：研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策顯著提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

3"研究設(shè)計(jì)

3.1"樣本的選擇和數(shù)據(jù)來源

文章選取2013—2023年我國滬深兩市Ａ股上市公司作為研究樣本，對樣本數(shù)據(jù)做如下處理：剔除不適用于稅前加計(jì)扣除的行業(yè)，如煙草行業(yè)、住宿餐飲業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、"2022年租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、娛樂業(yè)；剔除ST"和*ST公司、金融行業(yè)上市公司；剔除2013年以后上市的公司，并對樣本進(jìn)行縮尾處理。根據(jù)上述處理原則，最終獲得時間跨度為10年的35151個研究樣本。數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫和萬德數(shù)據(jù)庫。實(shí)證部分采用Stata16軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

3.2"變量定義

文章借鑒田云紅等（2024）[8]的做法，被解釋變量以企業(yè)當(dāng)年申請專利總數(shù)量作為創(chuàng)新數(shù)量指標(biāo)；專利可分為發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利，其中發(fā)明專利的創(chuàng)新性水平最高，因此文章以發(fā)明專利占所有專利總數(shù)的比例作為企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量指標(biāo)。企業(yè)某一年度申請的發(fā)明專利數(shù)量占當(dāng)年申請的專利總數(shù)比重越大，則表示企業(yè)該年的創(chuàng)新質(zhì)量越高。

解釋變量為將研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除部分與未扣除前企業(yè)應(yīng)納稅所得額的比值作為衡量研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除受惠強(qiáng)度的指標(biāo)，其計(jì)算公式為：研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除受惠強(qiáng)度＝（研發(fā)費(fèi)用×研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策比例）／加計(jì)扣除前應(yīng)納稅所得額。其中，加計(jì)扣除前應(yīng)納稅所得額＝企業(yè)繳納的所得稅／適用稅率＋研發(fā)費(fèi)用×研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除比例。同時，2011—2017年研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策減免比例為當(dāng)年研發(fā)費(fèi)用年度實(shí)際發(fā)生額的50%；而在2018-2023年，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策減免比例提升為研發(fā)費(fèi)用的75%。

控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)匯報收益率（Roa）以及企業(yè)成長性（Growth），各變量定義見表1。

3.3"模型構(gòu)建

IQi，t=α0+α1Detui，t+α2Controlvariablesi，t+∑Ind+∑Year+εi，t（1）

INi，t=α0+α1Detui，t+α2Controlvariablesi，t+∑Ind+∑Year+εi，t（2）

其中，i表示企業(yè)個體，t表示年份，IQ表示企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量；εit表示擾動項(xiàng)；control表示控制變量組；Industry表示行業(yè)固定效應(yīng)；Year表示時間固定效應(yīng)。

4"實(shí)證分析

4.1"描述性統(tǒng)計(jì)

研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與企業(yè)創(chuàng)新及相應(yīng)的控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。

如表2所示，共35151個觀測值。文章中的被解釋變量創(chuàng)新質(zhì)量（IN）均值為0.261，標(biāo)準(zhǔn)差為0.386，最小值0，最大值為1，說明樣本中創(chuàng)新質(zhì)量的差異較大；創(chuàng)新數(shù)量均值為1.69，最大值為11.11，整體差異也較大。受惠強(qiáng)度均值為"0.151，最大值為0.23，這表明對企業(yè)整體而言，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的減免力度不太強(qiáng)。控制變量中，Roa均值為0.032，標(biāo)準(zhǔn)差為0.705，說明上市公司普遍有一定的盈利能力。資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）均值為0.412，表明企業(yè)財(cái)務(wù)狀況良好。企業(yè)規(guī)模（Size）均值為22.12，表明樣本企業(yè)整體規(guī)模相當(dāng)，從企業(yè)成長性來看不同企業(yè)的差異性較大。

4.2"基準(zhǔn)回歸分析

基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3所示。

表3是針對文章的假設(shè)一，采用面板數(shù)據(jù)，探討受惠強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新之間聯(lián)系的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果中N表示樣本數(shù)，R2表示擬合優(yōu)度，小括號內(nèi)給出的是t統(tǒng)計(jì)量，*、**、***分別表示10%、5%和1%顯著性水平顯著，列（1）是未加入相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果，可見創(chuàng)新質(zhì)量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著的提升效應(yīng)。為了規(guī)避遺漏重要變量以及異方差與序列相關(guān)等問題給估計(jì)結(jié)果帶來的不良后果，文章在列（2）中加入控制變量，結(jié)果表明，受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量仍在1%的水平上顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量具有促進(jìn)效應(yīng)。之后在列（3）控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，雖然解釋變量的系數(shù)有所降低，這可能是因?yàn)榭刂谱兞康囊雽?dǎo)致影響企業(yè)創(chuàng)新的因素被吸收，但其結(jié)論保持不變。結(jié)果顯示，受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量在1%顯著性水平上正相關(guān)，表明受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量會顯著提升，結(jié)果是穩(wěn)健的，回歸系數(shù)為0.362。列（4）是未加入相關(guān)控制變量的回歸結(jié)果，可見創(chuàng)新數(shù)量的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量具有顯著的提升效應(yīng)。為了規(guī)避遺漏重要變量以及異方差與序列相關(guān)等問題給估計(jì)結(jié)果帶來的不良后果，文章在列（5）中加入控制變量，結(jié)果表明，受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量仍在1%的水平上顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量具有促進(jìn)效應(yīng)。之后在列（6）控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，結(jié)果顯示，受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量在1%的顯著性水平上正相關(guān)，表明受惠強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量會顯著提升，結(jié)果是穩(wěn)健的，回歸系數(shù)為2.554。驗(yàn)證了假設(shè)一成立。

4.3"異質(zhì)性分析

文章參考李建軍等（2020）[9]的做法，依據(jù)企業(yè)注冊地，將樣本分為東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)三個子樣本，分別進(jìn)行樣本回歸，結(jié)果如表4所示。

從表4中可以看出，加計(jì)扣除政策對東部地區(qū)和中部地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量均產(chǎn)生提升激勵效應(yīng)，對兩個樣本組提升效應(yīng)在1%、10%的水平上顯著正相關(guān)回歸系數(shù)分別為0.329和0.283，但可以看出中部地區(qū)的創(chuàng)新質(zhì)量系數(shù)小于東部地區(qū)；此外，加計(jì)扣除政策對西部地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升效應(yīng)為正但不顯著，系數(shù)為0.218，這可能是因?yàn)檠邪l(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的實(shí)施對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的激勵效應(yīng)，對高市場化水平、經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)的影響更大[10]。地區(qū)發(fā)展本身就存在不平衡、差異性等特點(diǎn)。正如戴魁早等（2013）研究發(fā)現(xiàn)：市場化程度的提高既優(yōu)化了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的資源配置，又促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步，進(jìn)而提高了創(chuàng)新效率[11]。

政策實(shí)施雖然具備普惠性，但是對于西部地區(qū)尤其是經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，與發(fā)達(dá)地區(qū)地方政府的扶持和地區(qū)本身的優(yōu)勢相比較而言，缺乏相應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施、資金支持，很難在創(chuàng)新方面尤其是創(chuàng)新質(zhì)量方面有所突破，而發(fā)達(dá)地區(qū)匯聚更多的人才和基礎(chǔ)資源，更能夠?qū)崿F(xiàn)突破式創(chuàng)新，進(jìn)而提高創(chuàng)新質(zhì)量。

5"結(jié)論與啟示

文章以2013—2023年滬深兩市A股上市公司企業(yè)為研究對象，實(shí)證分析了研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對企業(yè)創(chuàng)新（數(shù)量和質(zhì)量）的激勵作用。得到如下結(jié)論和啟示。

5.1"結(jié)論

總體上來看，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對企業(yè)創(chuàng)新的激勵影響，無論是創(chuàng)新數(shù)量還是創(chuàng)新質(zhì)量都起到顯著提升的作用。此外，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的激勵效應(yīng)更強(qiáng)，而對創(chuàng)新質(zhì)量的激勵效應(yīng)相對較弱。

從分組回歸來看，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對不同地區(qū)創(chuàng)新質(zhì)量的影響具有異質(zhì)性。具體來看，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對東部地區(qū)的創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著提升作用；對中部地區(qū)影響相應(yīng)次之；但對西部地區(qū)的創(chuàng)新質(zhì)量影響為正，但不顯著，這主要是因?yàn)榈貐^(qū)發(fā)展具有差異性經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，對人才的吸引力和聚集力更有優(yōu)勢，所以地區(qū)企業(yè)能夠更好地進(jìn)行企業(yè)創(chuàng)新尤其是創(chuàng)新質(zhì)量的突破。

5.2"啟示

基于以上結(jié)論，文章得到如下政策啟示：首先，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的實(shí)施確實(shí)能顯著提升企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力，但應(yīng)該繼續(xù)加大研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的范圍，同時要提高扣除的比例。特別是在高質(zhì)量發(fā)展背景之下，該政策的激勵效應(yīng)越發(fā)凸顯。其次，受地區(qū)差異性影響，政策的實(shí)施還應(yīng)該更具針對性。最后，提高企業(yè)創(chuàng)新能力除了政策的扶持，離不開人才的投入。但企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展是一個長期復(fù)雜的過程，所以還應(yīng)該多種創(chuàng)新激勵政策搭配使用，做到事前、事中、事后激勵相結(jié)合，讓政策激勵手段多樣化，最大化實(shí)現(xiàn)激勵效應(yīng)。

參考文獻(xiàn)：

［1］孫輝，陳夢筱.稅收優(yōu)惠、金融化抑制與企業(yè)研發(fā)投入——來自研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的證據(jù)[J].甘肅社會科學(xué)，2024（5）：225-236.

［2］靳衛(wèi)東，任西振，何麗.研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的創(chuàng)新激勵效應(yīng)[J].上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2022，24（2）：108-121.

［3］達(dá)潭楓，劉德宇.研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策與企業(yè)價值——基于A股制造業(yè)上市公司的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)政科學(xué)，2023（1）：136-153.

［4］包健，李芳迪.研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響[J].稅務(wù)研究，2024（4）：32-41.

［5］洪源，萬里.研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除比例提高對企業(yè)價值的影響研究——基于事件研究法和雙重差分法的時間錯配檢驗(yàn)[J].安徽大學(xué)學(xué)報（哲社版），2024，48（1）：166-177.

［6］王曉亮，梁丹陽，獨(dú)正元.研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策能夠抑制實(shí)體企業(yè)金融化嗎？[J].現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報），2023，43（2）：54-74.

［7］王海燕，楊權(quán)誠，習(xí)怡衡.研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對企業(yè)創(chuàng)新的非對稱影響研究[J].科研管理，2024，45（9）：143-154.

［8］田紅云，李永友，李忠正.研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對中小企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新的影響[J].科研管理，2024，45（3）：53-63.

［9］李建軍，彭俞超，馬思超.普惠金融與中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展：多維度內(nèi)涵與實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2020，55（4）：37-52.

［10］肖春明，宋愛珠，顧凱元.研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除激勵企業(yè)創(chuàng)新能力提升分析——基于融資約束的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].稅務(wù)研究，2024（5）：80-87.

［11］戴魁早，劉友金.行業(yè)市場化進(jìn)程與創(chuàng)新績效——中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2013，30（9）：37-54.

［基金項(xiàng)目］沙洲職業(yè)工學(xué)院2024年科研基金“研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對地方企業(yè)創(chuàng)新影響研究”（項(xiàng)目編號：JJ202402）；沙洲職業(yè)工學(xué)院2025年橫向項(xiàng)目“營銷人員數(shù)智化營銷能力提升”"（項(xiàng)目編號：SG-20250331）；沙洲職業(yè)工學(xué)院2025年橫向項(xiàng)目“企業(yè)人員專業(yè)創(chuàng)新能力提升”（項(xiàng)目編號：SG-20250327）。

［作者簡介］徐丙巖（1994—），男，漢族，江蘇常州人，沙洲職業(yè)工學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院助教，研究方向：稅收政策、企業(yè)管理；張海燕（1982—），女，漢族，江蘇蘇州人，沙洲職業(yè)工學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，研究方向：國際貿(mào)易、市場營銷。