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    所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)分析

    2018-10-19 18:51:44黃關(guān)華
    智富時(shí)代 2018年9期
    關(guān)鍵詞:高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

    黃關(guān)華

    【摘 要】本文以2007-2016年高新技術(shù)企業(yè)的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),檢驗(yàn)企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)。研究表明,所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新具有較為明顯激勵(lì)效應(yīng)。在研發(fā)投入激勵(lì)方面,政策都能促使不同規(guī)模企業(yè)增加研發(fā)投入,且激勵(lì)效果明顯;但在成果轉(zhuǎn)化階段,激勵(lì)效果并不明顯。

    【關(guān)鍵詞】高新技術(shù)企業(yè);所得稅優(yōu)惠政策;技術(shù)創(chuàng)新;激勵(lì)效果

    一、引言

    企業(yè)所得稅對(duì)企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)的影響主要是通過(guò)稅收政策的調(diào)整影響企業(yè)所獲得稅后利潤(rùn)的大小從而影響生產(chǎn)規(guī)模及生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的根本競(jìng)爭(zhēng)力,能夠有效的提高自身的利潤(rùn),并且將市場(chǎng)需求與技術(shù)創(chuàng)新完美結(jié)合。一個(gè)企業(yè)一旦有了新的技術(shù),才能更加積極自主的增強(qiáng)創(chuàng)新能力,自覺(jué)承擔(dān)起研究開(kāi)發(fā)投入,形成以企業(yè)創(chuàng)新為主體;市場(chǎng)創(chuàng)新為主導(dǎo);生產(chǎn)、教學(xué)、科研相結(jié)合的新的技術(shù)創(chuàng)新體系。企業(yè)所得稅優(yōu)惠對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的激勵(lì)作用主要體現(xiàn)在兩個(gè)階段:研發(fā)發(fā)展階段和成果轉(zhuǎn)化階段。在研發(fā)發(fā)展階段,激勵(lì)作用主要是通過(guò)鼓勵(lì)引進(jìn)和培養(yǎng)技術(shù)人才所體現(xiàn)的;在成果轉(zhuǎn)化階段,則是通過(guò)引導(dǎo)科技成果,實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)化所體現(xiàn)的。

    二、研究假設(shè)與評(píng)價(jià)指標(biāo)構(gòu)建

    (1)研究假設(shè)

    H1:企業(yè)所得稅優(yōu)惠有利于提升企業(yè)的研發(fā)投入。

    H2:企業(yè)所得稅優(yōu)惠對(duì)技術(shù)人員人數(shù)的外部性具有提升作用。

    H3:企業(yè)所得稅優(yōu)惠有利于提升高新技術(shù)企業(yè)的總產(chǎn)值。

    (2)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新激勵(lì)的評(píng)價(jià)指標(biāo)構(gòu)建

    技術(shù)人員的數(shù)量、企業(yè)的研發(fā)投入及高新技術(shù)企業(yè)的總產(chǎn)值,這三種因素在一定程度上代表著高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新水平。本文分別以技術(shù)人員比重、企業(yè)的研發(fā)投入以及高新技術(shù)總產(chǎn)值為被解釋變量,以企業(yè)所得稅稅負(fù)為解釋變量,來(lái)檢驗(yàn)企業(yè)所得優(yōu)惠稅激勵(lì)效應(yīng)。表2-1為各項(xiàng)評(píng)價(jià)指標(biāo)與說(shuō)明。

    表2-1 模型的評(píng)價(jià)指標(biāo)選取與說(shuō)明

    三、企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策激勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)證檢驗(yàn)

    本文通過(guò)獲取了2007-2016年《中國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中高新技術(shù)企業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)產(chǎn)值、技術(shù)人員數(shù)量、企業(yè)員工總數(shù)、研發(fā)費(fèi)用及營(yíng)業(yè)收入的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)分析。

    1.所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入激勵(lì)效應(yīng)檢驗(yàn)

    檢驗(yàn)?zāi)P?:

    其中ai、ci和Di代表各個(gè)變量的系數(shù),t 代表年份,i 代表樣本省份,u代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),η代表不隨時(shí)間變化的各省截面的個(gè)體差異。表3-1是檢驗(yàn)?zāi)P?的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果,由檢驗(yàn)結(jié)果可見(jiàn),三類企業(yè)的擬合優(yōu)度均高于0.7349,檢驗(yàn)結(jié)果具備較高的參考價(jià)值。

    表3-1 所得稅優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入激勵(lì)效應(yīng)的檢驗(yàn)

    注:***、**、*分別表示在1%、5%以及25%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn),括號(hào)內(nèi)是對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值。

    (1)在不考慮企業(yè)規(guī)模的情況下,全部類型高新技術(shù)企業(yè)的所得稅稅負(fù)對(duì)研發(fā)投入的彈性系數(shù)為0.0448,并沒(méi)有通過(guò)t顯著性檢驗(yàn),說(shuō)明所得稅優(yōu)惠政策并不能激勵(lì)企業(yè)研發(fā)的投入。但是,虛擬變量對(duì)研發(fā)投入的彈性系數(shù)為-0.2141,通過(guò)了t顯著性檢驗(yàn),表明實(shí)所得稅優(yōu)惠政策能夠促使企業(yè)增加研發(fā)投入,并且產(chǎn)生了激勵(lì)效用。

    (2)在考慮企業(yè)規(guī)模的情況下,大型企業(yè)的企業(yè)所得稅稅負(fù)對(duì)研發(fā)投入的影響彈性系數(shù)為-0.1039,對(duì)虛擬變量的影響為-0.0943,通過(guò)了t顯著性檢驗(yàn);中小型企業(yè)的企業(yè)所得稅稅負(fù)對(duì)研發(fā)投入的影響彈性系數(shù)為-0.1341,對(duì)虛擬變量的影響為0.0053,通過(guò)了t顯著性檢驗(yàn),由此可以得出無(wú)論企業(yè)是何種規(guī)模,企業(yè)所得稅稅負(fù)對(duì)研發(fā)投入都有非常顯著的影響,并伴隨著激勵(lì)效用的產(chǎn)生。

    2.所得稅優(yōu)惠政策對(duì)技術(shù)人員比重激勵(lì)效應(yīng)檢驗(yàn)

    檢驗(yàn)?zāi)P?:

    模型中各變量系數(shù)的解釋及來(lái)源都與模型1相同。表3-2是檢驗(yàn)?zāi)P?的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果,由檢驗(yàn)結(jié)果可以得出,三類企業(yè)的擬合優(yōu)度均高于0.8394,檢驗(yàn)結(jié)果具備很高的參考價(jià)值。

    表3-2 所得稅優(yōu)惠政策對(duì)技術(shù)人員比重激勵(lì)效應(yīng)的檢驗(yàn)

    注:***、**、*分別表示在1%、5%以及25%顯著性水平下通過(guò)檢驗(yàn),括號(hào)內(nèi)是對(duì)應(yīng)的 t 統(tǒng)計(jì)值。

    (1)在不考慮企業(yè)規(guī)模的情況下,全部類型高新技術(shù)企業(yè)實(shí)際的所得稅稅負(fù)對(duì)技術(shù)人員比重的影響彈性系數(shù)為-0.32,對(duì)虛擬變量的影響為-0.3481,通過(guò)了t顯著性檢驗(yàn),表明所得稅優(yōu)惠政策對(duì)技術(shù)人員有激勵(lì)作用。

    (2)在考慮企業(yè)規(guī)模的情況下,大型企業(yè)的企業(yè)所得稅稅負(fù)對(duì)技術(shù)人員投入的影響彈性系數(shù)為-0.2462,對(duì)虛擬變量的影響為-0.2811,通過(guò)了t顯著性檢驗(yàn)。而中小型企業(yè)的企業(yè)所得稅稅負(fù)對(duì)技術(shù)人員投入的影響彈性系數(shù)為0.1461,對(duì)虛擬變量的影響為0.0582,可見(jiàn)影響效果不明顯。因而可以得出,無(wú)論是否實(shí)施現(xiàn)行所得稅法,對(duì)于科研人員的增加,中小企業(yè)的所得稅優(yōu)惠政策激勵(lì)效果都不是很明顯,甚至還有可能會(huì)降低中小企業(yè)對(duì)于增加技術(shù)人員的積極性。

    3.所得稅優(yōu)惠政策對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值激勵(lì)效應(yīng)檢驗(yàn)

    檢驗(yàn)?zāi)P?:

    模型中各變量系數(shù)的解釋及來(lái)源都與模型1相同。表3-3是檢驗(yàn)?zāi)P?的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果,由檢驗(yàn)結(jié)果可以得出,三類企業(yè)的擬合優(yōu)度均高于0.8834,檢驗(yàn)的結(jié)果具備很高的參考價(jià)值。

    (1)在不考慮企業(yè)規(guī)模的情況下,全部類型高新技術(shù)企業(yè)的企業(yè)所得稅稅負(fù)及虛擬變量的影響彈性系數(shù)都基本接近于0,都沒(méi)有通過(guò)t顯著性檢驗(yàn)。由此可以根據(jù)相關(guān)法律得出無(wú)論是否實(shí)施現(xiàn)行所得稅法,對(duì)于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值的提高,所得稅優(yōu)惠政策的激勵(lì)效用都不是很明顯。又因?yàn)楦咝录夹g(shù)總產(chǎn)值在一定程度上能夠體現(xiàn)轉(zhuǎn)化的成果,所以,可以根據(jù)這個(gè)結(jié)果間接性地得出所得稅優(yōu)惠政策不能夠加快科技成果轉(zhuǎn)化,激勵(lì)總產(chǎn)值。

    (2)在考慮企業(yè)規(guī)模的情況下,大型企業(yè)實(shí)際所得稅稅負(fù)對(duì)高新技術(shù)總產(chǎn)值的影響彈性系數(shù)為-0.0463 ,對(duì)虛擬變量的影響為-0.0185,都通過(guò)了t顯著性檢驗(yàn)??梢?jiàn),重新修訂所得稅法之后其影響彈性系數(shù)不增反降,表明現(xiàn)行所得稅法并不能激勵(lì)科技總產(chǎn)值的提高,反而產(chǎn)生了弱化的激勵(lì)效應(yīng),效果不明顯。而中小企業(yè)的企業(yè)所得稅稅負(fù)及虛擬變量對(duì)高新技術(shù)總產(chǎn)值的影響彈性系數(shù)都近似于0,都沒(méi)有通過(guò)t顯著性檢驗(yàn),同樣可知無(wú)論是否實(shí)施現(xiàn)行所得稅法,對(duì)于高新技術(shù)總產(chǎn)值的提高,所得稅優(yōu)惠政策激勵(lì)效果不明顯。

    四、總結(jié)

    從以上檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,所得稅優(yōu)惠政策對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新具有較為明顯激勵(lì)效應(yīng)。在研發(fā)投入的過(guò)程中,不論企業(yè)是何種規(guī)模,都能夠促使企業(yè)增加研發(fā)投入,且激勵(lì)效果明顯。但是在對(duì)技術(shù)人員的投入中,可以發(fā)現(xiàn)大型企業(yè)所享受到的優(yōu)惠政策的鼓勵(lì)和引導(dǎo)要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于中小型企業(yè),這會(huì)造成對(duì)不同規(guī)模企業(yè)的技術(shù)人員投入的激勵(lì)程度嚴(yán)重失衡,表明我國(guó)更應(yīng)該重視對(duì)于中小企業(yè)的所得稅優(yōu)惠政策。在對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值激勵(lì)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果中可以得出,無(wú)論企業(yè)規(guī)模大小如何,其激勵(lì)效果都不明顯,企業(yè)所得稅的減少并不能加快科技成果轉(zhuǎn)化,也就是說(shuō),在成果轉(zhuǎn)化階段,激勵(lì)效果并不明顯。

    【參考文獻(xiàn)】

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    [3]張信東,賀亞楠,馬小美.R&D;稅收優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效果分析——基于國(guó)家級(jí)企業(yè)技術(shù)中心的研究[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng).2014(11):35-45.

    [4]曾萍,鄔綺虹,藍(lán)海林.政府的創(chuàng)新支持政策有效嗎?——基于珠三角企業(yè)的實(shí)證研究[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理.2014(04):10-20.

    [5]周華偉.企業(yè)R&D;稅收激勵(lì)政策效應(yīng)分析[J].財(cái)政研究.2013(08):63-66.

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