融資約束、加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度與研發(fā)投入實證研究
——基于創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)

宋 清，魏 雪

(天津科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，天津 300222)

0 引言

黨的十九大報告提出：加快建設(shè)創(chuàng)新型國家，加強(qiáng)創(chuàng)新體系建設(shè)，深化科技體制改革，建立以企業(yè)為主體、市場為導(dǎo)向的技術(shù)創(chuàng)新體系。落實這項國家戰(zhàn)略，就要加強(qiáng)對企業(yè)創(chuàng)新的支持，加大研發(fā)(R&D)經(jīng)費的投入。由于企業(yè)研發(fā)活動風(fēng)險高、投入周期長、資金需求量大，企業(yè)研發(fā)使用外部資金的成本高于使用內(nèi)部積累的成本，所以，融資約束往往是影響企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)鍵要素，需要政府通過相應(yīng)的財稅政策對企業(yè)這一創(chuàng)新主體的研發(fā)投入進(jìn)行引導(dǎo)和激勵。

根據(jù)國家統(tǒng)計局、科學(xué)技術(shù)部、財政部《2016年全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》呈示，2016年全國共投入研發(fā)經(jīng)費15676.7億元，與上年相比，增加1507.1億元，增長10.6%；研發(fā)經(jīng)費投入強(qiáng)度2.11%，與上年相比，提高了0.04個百分點。依據(jù)2007—2016年中國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報繪制圖1，該圖直觀地反映出中國研發(fā)投入強(qiáng)度正在逐步加大，創(chuàng)新能力與日俱增。雖然整體發(fā)展趨勢良好，但是由于企業(yè)自身積累的局限和融資約束問題，作為創(chuàng)新主體的科技型中小企業(yè)其研發(fā)投入力度多數(shù)仍顯不足。為了進(jìn)一步激勵科技型中小企業(yè)加大研發(fā)投入和創(chuàng)新力度，財政部、國家稅務(wù)總局、科技部頒布財稅【2017】34號，將科技型中小企業(yè)研發(fā)費用加計扣除比例從150%提升至175%，加計扣除相關(guān)政策的實施對于企業(yè)加大研發(fā)投入具有深遠(yuǎn)影響。

圖1 中國2007—2016年R&D經(jīng)費投入及其占GDP比例

融資約束與加計扣除對企業(yè)研發(fā)投入的影響也是理論研究中的熱點問題。以往的研究大部分僅從融資約束或者加計扣除單一因素考慮對研發(fā)投入的影響，并且加計扣除的相關(guān)研究文獻(xiàn)僅從理論角度對加計扣除的政策進(jìn)行分析，而以量化方式分析該項政策激勵作用的相關(guān)研究并不多見。本文以2013～2016年深市創(chuàng)業(yè)板141家高新技術(shù)企業(yè)數(shù)據(jù)為依據(jù)，結(jié)合中國經(jīng)濟(jì)區(qū)域的分類，利用回歸分析分別對總樣本企業(yè)和分區(qū)域樣本企業(yè)進(jìn)行實證研究，闡述融資約束、加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入的影響。與以往研究的不同之處主要體現(xiàn)在：第一，同時研究融資約束與加計扣除兩個因素對研發(fā)投入的影響，并且從企業(yè)的內(nèi)源融資能力、債務(wù)融資能力和股權(quán)融資能力三個方面反映融資約束，分析每個方面對研發(fā)投入的影響；第二，將總體樣本按照所屬經(jīng)濟(jì)區(qū)域分成東部、中部、西部地區(qū)樣本，分別研究總樣本以及三個經(jīng)濟(jì)區(qū)域樣本的融資約束和加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入的影響；第三，從加計扣除對研發(fā)投入的影響進(jìn)行實證分析，將加計扣除對企業(yè)的激勵作用予以量化。本文的研究對于解決企業(yè)研發(fā)過程中的融資約束問題，探討加計扣除對高新技術(shù)企業(yè)的影響，激勵和促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)投入具有現(xiàn)實意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 融資約束對研發(fā)投入的影響

企業(yè)在考慮融資約束時，需要具體分析企業(yè)融資情況和經(jīng)營現(xiàn)狀，從而科學(xué)合理地分配用于研發(fā)創(chuàng)新的資金。企業(yè)融資分成內(nèi)源融資和外源融資，內(nèi)源融資是經(jīng)營活動形成的資金，即留存收益和固定資產(chǎn)折舊的總額。高凡雅等[1]以357家上市中小企業(yè)為研究對象，分析了社會責(zé)任和融資約束的關(guān)系，研究表明，企業(yè)的融資約束制約了研發(fā)創(chuàng)新。謝家智等[2]通過分析內(nèi)源、外源融資優(yōu)劣勢，提出融資約束對研發(fā)有顯著的抑制效果，內(nèi)源融資能力得到提高將會激勵其加大研發(fā)投入。結(jié)合相關(guān)理論，提出假設(shè)H1：反映融資約束的內(nèi)源融資能力與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)。

外源融資分成債務(wù)融資與股權(quán)融資。其中，債務(wù)融資指通過借貸的方法獲取資金；股權(quán)融資是指企業(yè)通過增資方式引進(jìn)新股東增加總股本。張彩江等[3]通過對珠三角創(chuàng)新型企業(yè)研究，得出政府補(bǔ)助對債務(wù)融資的作用最為顯著的結(jié)論。楊風(fēng)等[4]實證研究得出了股權(quán)融資能力的提高降低了企業(yè)的研發(fā)投入，而股權(quán)制衡則促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入的結(jié)論。借鑒已有研究，提出假設(shè)H2：反映融資約束的債務(wù)融資能力與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)；H3：反映融資約束的股權(quán)融資能力與研發(fā)投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)。

1.2 加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入的影響

企業(yè)的研發(fā)投入除了受企業(yè)未來發(fā)展方向影響外，還受國家相關(guān)政策的影響，加計扣除政策是政府鼓勵企業(yè)加大研發(fā)投入的財稅優(yōu)惠政策。加計扣除是指在研發(fā)投入實際發(fā)生額的基礎(chǔ)上，再加成一定比例計算應(yīng)納稅所得額時在稅前中扣除，因此加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度受加計扣除比例以及企業(yè)所得稅率綜合影響。

并不是所有的行業(yè)、所有的研發(fā)投入均可以在稅前享受加計扣除。財稅【2015】119號《關(guān)于完善研究開發(fā)費用稅前加計扣除政策的通知》對研發(fā)活動及允許加計扣除的歸集范圍以及不得適用加計扣除的行業(yè)做了明確規(guī)定。即企業(yè)為獲得及運用科學(xué)與技術(shù)新知識，或?qū)嵸|(zhì)性改進(jìn)技術(shù)、產(chǎn)品(服務(wù))、工藝而持續(xù)進(jìn)行的具有明確目標(biāo)的系統(tǒng)性活動稱為研發(fā)活動。允許加計扣除的歸集范圍包括：在上述研發(fā)活動中發(fā)生的人員人工、直接投入、折舊、無形資產(chǎn)攤銷等相關(guān)費用。其中計入當(dāng)期損益的，據(jù)實扣除后再按照本年度實際發(fā)生額的50%加計扣除；形成無形資產(chǎn)的，按照無形資產(chǎn)成本的150%在稅前攤銷。煙草制造業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)等七項行業(yè)不適用加計扣除政策。

在上述“普惠政策”基礎(chǔ)上，為了激勵科技型中小企業(yè)加大研發(fā)力度，財政部、稅務(wù)總局、科技部先后頒布了針對科技型中小企業(yè)的“特惠政策”《關(guān)于提高科技型中小企業(yè)研究開發(fā)費用稅前加計扣除比例的通知》(財稅【2017】34號)、《關(guān)于印發(fā)〈科技型中小企業(yè)評價辦法〉的通知》(國科發(fā)政【2017】115號)，將符合評價辦法的科技型中小企業(yè)在2017年1月1日至2019年12月31日的研發(fā)投入加計扣除比例由50%提升至75%。

關(guān)于加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入的影響，有些學(xué)者進(jìn)行了深入研究。周克清等[5]通過對創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)的研究，利用連續(xù)變量的PSM模型，得出加計扣除優(yōu)惠和綜合稅收優(yōu)惠對企業(yè)研發(fā)投資起到激勵效果。馬玉琪等[6]測度出稅收政策對研發(fā)投入的動態(tài)效應(yīng)，得出其可以促進(jìn)上市公司相應(yīng)地加大研發(fā)投入的結(jié)論。綜合已有研究，本文提出假設(shè)H4：加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

根據(jù)上述財稅【2015】119號的規(guī)定，并不是所有企業(yè)的研發(fā)活動均可以享受加計扣除，高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入相對更符合加計扣除的標(biāo)準(zhǔn)。本文以深市創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)作為研究對象，選取2013—2016年相關(guān)年報數(shù)據(jù)進(jìn)行探究。依據(jù)《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒2016》，將高技術(shù)產(chǎn)業(yè)劃分為醫(yī)藥、電子和通信設(shè)備、航空航天器、醫(yī)療設(shè)備和儀器儀表、電子計算機(jī)和辦公設(shè)備制造業(yè)五大類行業(yè)，并進(jìn)一步細(xì)分的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)共18類。依據(jù)高新技術(shù)企業(yè)的行業(yè)分類篩選出符合條件的樣本企業(yè)，并對其做如下處理：①剔除2013年1月1日之后成立的企業(yè)；②剔除有變量缺失、數(shù)據(jù)殘缺不全的樣本；③剔除2013—2016年之間退市的企業(yè)；最終選出符合標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)141家，樣本觀測總數(shù)564個。從經(jīng)濟(jì)區(qū)域的維度考慮，將符合標(biāo)準(zhǔn)的141家高新技術(shù)企業(yè)按照國家統(tǒng)計局的區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)分為東部、中部、西部地區(qū)的企業(yè)。根據(jù)《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》，將全國31個省、自治區(qū)以及直轄市分為三大地區(qū)，其中東部地區(qū)包括京、津、冀、魯、遼、滬、浙等11個省市，中部地區(qū)包括吉、黑、贛、皖、晉等8個省，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、陜、桂、渝、川、云、貴等12個省區(qū)市。根據(jù)東部、中部、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平的差異，分析不同地區(qū)融資約束、加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入的影響。樣本數(shù)據(jù)均來自CSMAR與WIND數(shù)據(jù)庫，缺失的數(shù)據(jù)通過巨潮資訊網(wǎng)披露年報搜集獲得，采用 SPSS 22.0軟件對樣本進(jìn)行統(tǒng)計分析與實證檢驗。

2.2 變量定義

(1)被解釋變量。被解釋變量是研發(fā)投入強(qiáng)度，即研發(fā)投入和營業(yè)收入的比值，是衡量研發(fā)投入的通用指標(biāo)。

(2)解釋變量。①融資約束。由于其不能直接觀測，根據(jù)以往研究，大部分學(xué)者參考Fazzari、Hubbard、Petersen的方法，采用投資-現(xiàn)金敏感性來衡量。方法一是采用二元 Logistic回歸等方法對融資約束的指數(shù)綜合判斷，例如：KZ指數(shù)、WW指數(shù)、SA指數(shù)等；方法二是采用相關(guān)變量進(jìn)行分析，如股息發(fā)放率、企業(yè)規(guī)模、每股盈余、已獲利息保障倍數(shù)等指數(shù)。本文借鑒方法二。首先，選取有關(guān)股權(quán)融資能力的變量時，借鑒徐玉蓮等[7]中用凈資產(chǎn)收益率作為衡量指標(biāo)，即凈利潤和所有股東權(quán)益均值之比。其次，在選取有關(guān)債務(wù)融資能力的變量時，借鑒黃達(dá)等[8]用利息保障倍數(shù)作為衡量指標(biāo)，指企業(yè)息稅前利潤和利息費用之比。最后，在選取內(nèi)源融資能力的變量時，本研究借鑒解維敏等[9]選用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流比率，即經(jīng)營活動形成的現(xiàn)金流與總資產(chǎn)之比。

②加計扣除。受加計扣除比例以及企業(yè)所得稅率二者綜合影響，選取有關(guān)研發(fā)費用加計扣除的變量時，參考劉圻等[10]的方法，采用加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度來衡量此政策對研發(fā)投入的激勵影響，以樣本企業(yè)符合歸集范圍規(guī)定的研發(fā)投入、加計扣除比例(50%)和企業(yè)所得稅率的乘積與總資產(chǎn)的比值來計算。由于數(shù)據(jù)選取時間為2013—2016年，樣本對象為高新技術(shù)企業(yè)，故按照財稅【2015】119號規(guī)定的加計扣除比例 (50%)來計算。

(3)控制變量。研發(fā)投入不僅受融資約束、加計扣除的影響，同時也受企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力、財務(wù)杠桿、年度、行業(yè)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)上市時間等因素影響。第一，企業(yè)規(guī)模不同，研發(fā)投入也不同。實證研究表明，小規(guī)模企業(yè)更有創(chuàng)新力，但是由于缺乏規(guī)模經(jīng)濟(jì)，致使其研發(fā)過程中伴隨著更嚴(yán)重的融資約束。第二，發(fā)展能力不同，相應(yīng)的研發(fā)投入也大相徑庭。營業(yè)收入增長率便是發(fā)展能力最直觀的體現(xiàn)。第三，財務(wù)杠桿是衡量企業(yè)資金結(jié)構(gòu)是否合理的直接指標(biāo)，資金結(jié)構(gòu)的差異會間接地導(dǎo)致研發(fā)投入的不同。第四，行業(yè)性質(zhì)也會對研發(fā)投入產(chǎn)生影響，不同行業(yè)對發(fā)展創(chuàng)新的需求是不一樣的。醫(yī)藥行業(yè)、電子行業(yè)等制造業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新的需求更為明顯。第五，年度因素也是影響企業(yè)研發(fā)投入的相關(guān)因素之一，不同年度的經(jīng)濟(jì)市場和相關(guān)政策大不一樣，對研發(fā)投入造成的影響不能一概而論。第六，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，研發(fā)投入數(shù)額也有區(qū)別。據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫資料顯示，創(chuàng)業(yè)板2013年1月1日前上市公司共355家，其中民營企業(yè)達(dá)322家，如果分別考慮國有企業(yè)和民營企業(yè)，則國有企業(yè)樣本較少，不具說服力，故本文不考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。第七，雖然上市公司成立時間對研發(fā)投入也有影響，但本文選取創(chuàng)業(yè)板2013年1月1日前成立的高新技術(shù)企業(yè)，考慮創(chuàng)業(yè)板于2009年成立，與樣本選取區(qū)間相差不大，故不考慮企業(yè)上市時間作為控制變量。綜上所述，本文選擇以下5個控制變量：企業(yè)規(guī)模(SIZE)、發(fā)展能力(GROWTH)、財務(wù)杠桿(LEV)、年度因素(YEAR)、行業(yè)因素(INDUSTRY)。有關(guān)變量具體內(nèi)容見表1。

表1 變量選取及說明

2.3 模型設(shè)定

本文利用回歸分析逐一研究經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流比率(CF)、利息保障倍數(shù)(LCR)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度(RDD)四個因素對研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)的影響，據(jù)此建立模型。

(1)融資約束影響研發(fā)投入的模型?？紤]融資約束對研發(fā)投入強(qiáng)度的影響，建立模型(1):

RDt=β0+β1RDit-1+β2CFit+β3LCRit+β4ROEit+

β5SIZEit+β6GROWTHit+β7LEVit+∑YEAR+

∑INDUSTRY+ε

(1)

(2)加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度影響研發(fā)投入的模型?？紤]加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入強(qiáng)度的影響，建立模型(2):

RDt=β0+β1RDit-1+β2RDDit+β3SIZEit+

β4GROWTHit+β5LEVit+∑YEAR+∑INDUSTRY+ε

(2)

(3)融資約束、加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度影響研發(fā)投入的模型。根據(jù)以上兩個基礎(chǔ)模型，二者結(jié)合考慮建立模型(3):

RDt=β0+β1RDit-1+β2CFit+β3LCRit+β4ROEit+

β5RDDit+β6SIZEit+β7GROWTHit+β8LEVit+∑YEAR+∑INDUSTRY+ε

(3)

模型(1)至模型(3)中i、t分別表示第i個樣本第t時期的表現(xiàn)；i、t-1表示第i個樣本在第t-1時期的表現(xiàn)。企業(yè)R&D投入強(qiáng)度不僅與當(dāng)期各種因素有關(guān)，而且與前期自身R&D水平也相關(guān)。因此，本文考慮滯后一期因素，把上期R&D投入作為解釋變量之一。β0為常數(shù)項，βi為待估系數(shù),ε為殘差項。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

為了直觀地反映2013—2016年加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度、融資約束和企業(yè)研發(fā)投入情況，本文對樣本公司各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計。如表2所示，研發(fā)投入強(qiáng)度平均值是0.073，最大值是0.728，最小值是0.006，由此得出各個企業(yè)間研發(fā)投入是有較大差距的。從融資約束角度來看，經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流比率均值約是0.045；利息保障倍數(shù)均值約為6.052，標(biāo)準(zhǔn)差為81.560，說明不同企業(yè)債務(wù)融資比例相差較大；凈資產(chǎn)收益率均值為0.068。從加計扣除角度來看，其優(yōu)惠強(qiáng)度均值為0.002。

結(jié)合以上對變量的整體描述，下面針對不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的變量分別進(jìn)行描述，以觀察區(qū)域因素對研發(fā)投入強(qiáng)度的影響。由表3 可以看出，東部地區(qū)研發(fā)投入強(qiáng)度的最大值(0.728)遠(yuǎn)高于中部(0.479)和西部地區(qū)(0.326)。這與東部經(jīng)濟(jì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)實力雄厚、科技教育發(fā)達(dá)、對外開放程度高等因素有關(guān)。西部地區(qū)最大值(0.326)低于中部地區(qū)最大值(0.479)，西部地區(qū)最小值(0.018)低于中部地區(qū)最小值(0.026)，但是西部地區(qū)均值(0.073)卻大于中部地區(qū)均值(0.068)。由此看出西部樣本整體的研發(fā)投入水平略微高于中部樣本，但是中部樣本參差不齊，部分企業(yè)研發(fā)投入相對較高。由此可見，不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域的研發(fā)投入強(qiáng)度不盡相同，這其中的原因與地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度等因素均相關(guān)。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計

表3 各區(qū)域變量的描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

樣本數(shù)據(jù)相關(guān)性分析如表4所示。由表4可得，經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流比率(CF)與研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)正相關(guān)，初步驗證假設(shè)1；利息保障倍數(shù)(LCR)系數(shù)為0.220，表示二者正相關(guān)，初步驗證假設(shè)2；凈資產(chǎn)收益率(ROE)系數(shù)為-0.173，二者負(fù)相關(guān)，初步驗證假設(shè)3。以上三項說明反映融資約束的不同融資能力對研發(fā)投入強(qiáng)度的影響各不相同。企業(yè)當(dāng)期加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度(RDD)的相關(guān)系數(shù)是0.639，二者正相關(guān)，并且，上期企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(RDt-1)和當(dāng)期企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)正相關(guān)，初步驗證假設(shè)4。

3.3 回歸分析與檢驗

(1)對研發(fā)投入影響的總體樣本回歸分析與檢驗。為了深入檢驗研究假設(shè)，本文按照模型對總體樣本進(jìn)行回歸分析與檢驗，結(jié)果列于表5、表6，對分區(qū)域樣本回歸分析與檢驗的結(jié)果列于表7。

表4 各變量的Pearson相關(guān)性

注：**在置信度為 0.01 時，相關(guān)性是顯著的；*在置信度為 0.05 時，相關(guān)性是顯著的。

表5 對研發(fā)投入影響的總體樣本回歸分析結(jié)果

表6 方差分析ANOVA

①融資約束對研發(fā)投入影響的回歸分析與檢驗。模型一考慮了上期研發(fā)投入強(qiáng)度、內(nèi)源融資能力、債務(wù)融資能力、股權(quán)融資能力等解釋變量以及企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力等控制變量對企業(yè)本期研發(fā)投入強(qiáng)度影響。觀察表5，四個自變量顯著性均小于0.05，說明其對本期研發(fā)投入強(qiáng)度影響明顯。觀察表6，模型(1)的整體顯著性為0.000，所以模型是非常顯著的。

從表5可以看出，首先，上期的研發(fā)投入強(qiáng)度每增加1個點，當(dāng)期便相應(yīng)地增加0.757個點，說明其存在逐步正向影響效應(yīng)。其次，融資約束作為主要解釋變量分析如下：第一，經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流比率(CF)的回歸系數(shù)為0.163，說明企業(yè)內(nèi)源融資能力與研發(fā)投入強(qiáng)度正相關(guān)，進(jìn)一步驗證假設(shè)1成立；第二，利息保障倍數(shù)(LCR)與研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)之間的相關(guān)系數(shù)較小，這與利息保障倍數(shù)測量單位有關(guān)。但二者之間存在顯著正相關(guān)，債務(wù)融資能力是公司在融資過程中對投資人利益最直接的保障，即假設(shè)2成立；第三，凈資產(chǎn)收益率(ROE)的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，說明二者負(fù)相關(guān)，股權(quán)融資能力的提高對研發(fā)投入有抑制效果，進(jìn)一步印證了假設(shè)3。

從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模(SIZE)顯著正向影響研發(fā)投入強(qiáng)度；發(fā)展能力(GROWTH)存在顯著負(fù)相關(guān)影響，抑制企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的增加，究其原因是企業(yè)因利潤增長較快，而忽略了對新產(chǎn)品的研發(fā)投入。其它控制變量與其不存在顯著相關(guān)的關(guān)系。

②加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入影響的回歸分析與檢驗。模型(2)中具體回歸及檢驗結(jié)果如下。從表5可以看出，兩個解釋變量顯著性均是0.000，滿足檢驗標(biāo)準(zhǔn)，由表6可以看出，模型二顯著性為0.000，為顯著。首先，加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度每增加1個點，研發(fā)投入強(qiáng)度相應(yīng)地增加8.984個點，二者正相關(guān)，驗證假設(shè)4成立；其次，上期研發(fā)投入強(qiáng)度的回歸系數(shù)為0.711，二者正相關(guān)。綜上所述，現(xiàn)行的加計扣除對研發(fā)投入存在顯著激勵作用。

③融資約束、加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入影響的回歸分析。模型(3)是在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上綜合考慮融資約束和加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響。觀察表5，五個解釋變量及常量顯著性低于0.05，表明通過檢驗，方差分析表中，F(xiàn)是216.351，顯著性是0.000，顯示出模型(3)設(shè)立很合理，R近于0.9，闡明模型擬合程度很好。結(jié)果顯示，凈資產(chǎn)收益率(ROE)回歸系數(shù)為-0.050，即股權(quán)融資能力和研發(fā)投入負(fù)相關(guān)，原因是公司在擴(kuò)大利潤時，忽視了研發(fā)的重要性。

(2)對研發(fā)投入影響的分區(qū)域樣本回歸分析與檢驗?？紤]到經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同，表7是分別對東部、中部、西部地區(qū)樣本進(jìn)行回歸分析的結(jié)果。

通過表7可以看出：①從上期研發(fā)投入強(qiáng)度的影響來看，東、中、西部地區(qū)均顯著正相關(guān)，和總樣本一致，說明不同經(jīng)濟(jì)區(qū)域在此項研究上差異不大。②從內(nèi)源融資能力的影響來看，東部地區(qū)回歸結(jié)果和總樣本一致，二者正相關(guān)，但中部、西部地區(qū)則未表現(xiàn)出明顯相關(guān)性，這可能和中部、西部地區(qū)融資困難有關(guān)。③從債務(wù)融資能力的影響來看，回歸結(jié)果并沒有因為地區(qū)差異而產(chǎn)生較大不同，二者呈現(xiàn)正相關(guān)，但相關(guān)系數(shù)較小，其原因可能是利息保障倍數(shù)數(shù)值較大，研發(fā)投入強(qiáng)度標(biāo)準(zhǔn)化處理后數(shù)值較小。④從股權(quán)融資能力的影響來看，東部企業(yè)顯著負(fù)相關(guān)，但中部、西部企業(yè)則沒有顯示出相關(guān)性。一方面因為樣本多位于東部，中西部企業(yè)的數(shù)量較小不具有代表性；另一方面因為中西部企業(yè)的自主研發(fā)創(chuàng)新意識不足。⑤從加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入影響來看，東部、中部、西部樣本沒有差別，與總體樣本相關(guān)性相同，二者顯著正相關(guān)。

表7 對研發(fā)投入影響的分區(qū)域樣本回歸分析結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文利用中國深市創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)披露的數(shù)據(jù)，采用相關(guān)性、多重線性回歸等方法，實證研究融資約束、加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入的影響。研究結(jié)論如下：第一，總體來看，當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束程度較高時，融資約束對研發(fā)投入有抑制作用，但反映融資約束的內(nèi)源融資能力、債務(wù)融資能力與研發(fā)投入正相關(guān)，反映融資約束的股權(quán)融資能力與研發(fā)投入負(fù)相關(guān)；第二，加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度與研發(fā)投入正相關(guān)，這表明我國加計扣除優(yōu)惠政策達(dá)到了預(yù)想的效果；第三，不同經(jīng)濟(jì)地區(qū)由于發(fā)展水平各異，融資約束與加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度對研發(fā)投入影響不同，東部樣本與總樣本分析結(jié)果一致，中部、西部樣本在債務(wù)融資能力、加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度方面與總樣本一致，但在內(nèi)源、股權(quán)融資能力方面沒有呈現(xiàn)相關(guān)性；第四，從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力也是影響企業(yè)研發(fā)投入的因素，企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模會促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)投入，而提高發(fā)展能力則會抑制企業(yè)研發(fā)投入。

依據(jù)上述結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，政府可以依據(jù)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度差異，擬定不同貸款利率。這項舉措旨在鼓勵企業(yè)加大研發(fā)投入，間接地提高了企業(yè)債務(wù)融資能力，改善金融資源的有效配置，有利于企業(yè)緩解研發(fā)過程中面臨的融資約束。此外，政府可以建立高新技術(shù)企業(yè)評比機(jī)制，對研發(fā)投入強(qiáng)度大、符合標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)進(jìn)行獎勵和表彰，有效地激勵高新技術(shù)企業(yè)加大研發(fā)投入。

第二，政府對投資中西部企業(yè)給予更高的稅收優(yōu)惠強(qiáng)度，改善融資約束問題。東部企業(yè)因地理位置等優(yōu)勢，吸引投資的能力較強(qiáng)。政府對于投入中西部地區(qū)企業(yè)的投資，尤其是投入企業(yè)研發(fā)的投資，應(yīng)給予更大力度的財稅優(yōu)惠政策，鼓勵和支持對中西部企業(yè)進(jìn)行投資，改善融資約束問題，更好地促進(jìn)中西部企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

第三，通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)投入。企業(yè)在制定戰(zhàn)略目標(biāo)時應(yīng)注重長遠(yuǎn)發(fā)展，適度擴(kuò)大規(guī)模以實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，通過企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)投入，而不能單純地追求發(fā)展。處理好企業(yè)盈利與研發(fā)投入的關(guān)系，絕不能因為追求高盈利而忽視研發(fā)創(chuàng)新的重要性。

第四，根據(jù)研發(fā)投入強(qiáng)度把企業(yè)劃分為不同等級，實施差別化加計扣除政策。根據(jù)研發(fā)投入強(qiáng)度，按照規(guī)定標(biāo)準(zhǔn)將企業(yè)劃分為不同等級，不同等級的企業(yè)享受的加計扣除優(yōu)惠比例不同。企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越大，享受的加計扣除優(yōu)惠比例也越大，從而促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)投入，提高企業(yè)開展創(chuàng)新研發(fā)活動的積極性。

第五，對高新技術(shù)企業(yè)進(jìn)行適當(dāng)?shù)摹岸愂盏置狻?。即研發(fā)投入按抵免比率計算得到的抵免額，直接從應(yīng)繳所得稅額中扣除。加計扣除優(yōu)惠強(qiáng)度受加計扣除比例以及企業(yè)所得稅率二者綜合影響，部分企業(yè)所得稅率較低，即使政府提高加計扣除比例，但企業(yè)由加計扣除政策得到的稅收優(yōu)惠仍作用不大。為排除企業(yè)所得稅較低對稅收減免額的影響，可以借鑒美國、加拿大等國家的“稅收抵免”政策，避免企業(yè)所得稅率將加計扣除的激勵效果縮小。