減稅能提升企業(yè)創(chuàng)新效率嗎？
——基于PVAR模型的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

李蘇敏 李小勝

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)，湖北 武漢 430073； 2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)后，我國(guó)政府推出了一系列減稅降費(fèi)政策，以期減輕企業(yè)負(fù)擔(dān)，激發(fā)市場(chǎng)活力，助力經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。截至2019年6月，針對(duì)創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新主要環(huán)節(jié)和關(guān)鍵領(lǐng)域陸續(xù)推出89項(xiàng)稅收優(yōu)惠政策措施，覆蓋企業(yè)從初創(chuàng)到發(fā)展的整個(gè)生命周期。減稅降費(fèi)政策的實(shí)施增強(qiáng)了企業(yè)家創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的信心，給企業(yè)創(chuàng)造了良好的營(yíng)商環(huán)境，降低了企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本，給企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)帶來(lái)了積極的影響。

政府稅收政策與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系受到國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。國(guó)外文獻(xiàn)主要通過(guò)微觀實(shí)證探討政府稅收優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。許多文獻(xiàn)認(rèn)為稅收優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)有促進(jìn)作用。Bloom et al.(2002)使用9個(gè)OECD國(guó)家1979—1997年的數(shù)據(jù)研究政府財(cái)政政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投資的影響，結(jié)果表明，企業(yè)稅收研發(fā)成本每下降10%，短期研發(fā)投資增加1%，長(zhǎng)期研發(fā)投資增加10%。Koga(2003)以1989—1998年904家日本制造業(yè)企業(yè)為例研究稅收優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投資的影響，結(jié)果表明，稅收優(yōu)惠政策能夠促進(jìn)企業(yè)R&D投資，且這種激勵(lì)效果與企業(yè)的規(guī)模呈正比。Czarnitzki et al.(2012)運(yùn)用非參數(shù)匹配法分析研發(fā)稅收抵免對(duì)加拿大制造企業(yè)創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明，稅收抵免可以增加額外的創(chuàng)新產(chǎn)出。Crespi et al.(2016)利用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)研究稅收優(yōu)惠政策對(duì)阿根廷企業(yè)創(chuàng)新投資的作用，結(jié)果表明，政府稅收激勵(lì)政策能夠增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新能力，但其效果隨財(cái)政補(bǔ)貼創(chuàng)新活動(dòng)類型和企業(yè)規(guī)模而異。Ravselj et al.(2018)通過(guò)對(duì)1372家企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)私人研發(fā)支出以及政府研發(fā)稅收激勵(lì)對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新和可持續(xù)增長(zhǎng)具有積極影響。但也有一些文獻(xiàn)認(rèn)為政府人為干預(yù)經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，影響企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。Guan et al.(2015)運(yùn)用微觀數(shù)據(jù)探討了我國(guó)20世紀(jì)90年代經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型初期政府財(cái)政激勵(lì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明，財(cái)政直接補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠政策會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響。Singh et al.(2015)通過(guò)研究美國(guó)醫(yī)改消費(fèi)稅和醫(yī)療器械行業(yè)的關(guān)系，從而進(jìn)一步探討政府稅收政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的影響，發(fā)現(xiàn)政府稅收政策的變動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)影響不大。國(guó)外針對(duì)政府稅收優(yōu)惠政策與企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)之間關(guān)系的研究并未達(dá)成一致結(jié)論，并且相關(guān)研究多側(cè)重于創(chuàng)新投入，對(duì)創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率的研究相對(duì)較少。

國(guó)內(nèi)相關(guān)研究也大都集中于微觀實(shí)證，較少?gòu)暮暧^動(dòng)態(tài)層面探討政府減稅政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響。部分文獻(xiàn)從微觀實(shí)證視角研究政府R&D稅收優(yōu)惠政策對(duì)創(chuàng)新效率的影響。申廣軍等(2016)利用2009年增值稅改革的政策沖擊考察增值稅稅率變化對(duì)企業(yè)的影響，研究發(fā)現(xiàn)，減稅不僅可以提升短期總需求，還可以改善長(zhǎng)期供給效率。張璇等(2019)將“營(yíng)改增”試點(diǎn)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)考察“營(yíng)改增”政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響及其機(jī)制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“營(yíng)改增”的實(shí)施顯著降低了企業(yè)平均稅負(fù)，促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新。欒強(qiáng)等(2018)運(yùn)用雙重差分法對(duì)“營(yíng)改增”的減稅效應(yīng)及其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)效果進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，“營(yíng)改增”在短期內(nèi)減稅效果較小,長(zhǎng)期則表現(xiàn)出顯著的減稅效果，而小微企業(yè)受稅收政策沖擊的影響更大。李彥龍(2018)研究了稅收優(yōu)惠政策與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，結(jié)果表明，稅收優(yōu)惠政策與研發(fā)效率顯著正相關(guān)，但不同地區(qū)間的研發(fā)效率收斂性差異較大。

部分文獻(xiàn)使用宏觀結(jié)構(gòu)化模型探討了減稅政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。田志偉等(2014)使用可計(jì)算一般均衡模型(CGE模型)研究了“營(yíng)改增”擴(kuò)圍的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，結(jié)果表明，“營(yíng)改增”擴(kuò)圍對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響只有水平效應(yīng)，沒(méi)有增長(zhǎng)效應(yīng)。張同斌等(2012)運(yùn)用CGE模型考察了財(cái)政激勵(lì)政策和稅收優(yōu)惠政策對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，結(jié)果顯示，稅收優(yōu)惠政策能夠促進(jìn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出增長(zhǎng)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。李雪松等(2020)通過(guò)構(gòu)建CGE模型分析不同情境下降低增值稅稅率的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，結(jié)果表明，降低增值稅稅率能夠降低企業(yè)成本，提高產(chǎn)出，優(yōu)化資源配置。

總之，從已有文獻(xiàn)來(lái)看，國(guó)內(nèi)有關(guān)減稅政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率影響的相關(guān)研究十分有限，既未達(dá)成一致結(jié)論，也未從動(dòng)態(tài)關(guān)系角度討論稅負(fù)水平與企業(yè)創(chuàng)新效率之間的聯(lián)系。本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在運(yùn)用PVAR方法分析稅負(fù)與企業(yè)創(chuàng)新效率的動(dòng)態(tài)關(guān)系，從宏觀動(dòng)態(tài)視角為相關(guān)政策問(wèn)題與爭(zhēng)議提供研究基礎(chǔ)。

二、理論分析

創(chuàng)新投入與創(chuàng)新效率是兩個(gè)不同的概念，簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)，創(chuàng)新效率衡量的是邊際創(chuàng)新投入的產(chǎn)出。稅收負(fù)擔(dān)會(huì)直接影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本，從而影響企業(yè)可用于創(chuàng)新投入的資金，稅收負(fù)擔(dān)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響卻存在更為復(fù)雜的機(jī)制。企業(yè)的實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)對(duì)創(chuàng)新效率的影響存在許多不同的潛在渠道，下面將分別從微觀個(gè)體角度、產(chǎn)業(yè)層面以及宏觀層面展開(kāi)論述。

從微觀個(gè)體角度來(lái)講，在企業(yè)研發(fā)投入水平較低的時(shí)候，減稅可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的增加。當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新投入不足的時(shí)候，企業(yè)的創(chuàng)新效率會(huì)受到制約，而當(dāng)創(chuàng)新投入增加的時(shí)候，創(chuàng)新效率會(huì)隨之提高。也就是說(shuō)，在創(chuàng)新投入強(qiáng)度達(dá)到一定程度之前，創(chuàng)新投入的邊際產(chǎn)出會(huì)隨創(chuàng)新投入的增加而增加，也即創(chuàng)新投入的規(guī)模報(bào)酬是遞增的。減稅可以直接影響企業(yè)創(chuàng)新投入水平，從而影響創(chuàng)新效率。這一機(jī)制可以稱之為“個(gè)體投入渠道”。這一渠道的理論基礎(chǔ)正是Romer(1986)開(kāi)創(chuàng)內(nèi)生增長(zhǎng)理論時(shí)所提出的知識(shí)投入具有規(guī)模報(bào)酬遞增特性。

從產(chǎn)業(yè)層面來(lái)看，降低企業(yè)稅負(fù)水平，有助于增強(qiáng)企業(yè)活力，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)不同企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)，從而提高企業(yè)管理水平和創(chuàng)新效率。產(chǎn)業(yè)內(nèi)部企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)是產(chǎn)業(yè)發(fā)展與進(jìn)步的重要?jiǎng)恿?。從這個(gè)角度來(lái)看，減稅可以激發(fā)良好的產(chǎn)業(yè)內(nèi)部競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，為創(chuàng)新提供充足動(dòng)力。這一機(jī)制可以稱之為“產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)渠道”(范子英 等，2017)。王德文等(2005)、沈坤榮等(2009)、王靖宇等(2019)等的實(shí)證研究結(jié)果均表明企業(yè)間的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)R&D效率有正面促進(jìn)作用。

從宏觀層面來(lái)看，良好寬松的稅負(fù)環(huán)境，有利于創(chuàng)造良好的社會(huì)創(chuàng)新環(huán)境，從而促進(jìn)創(chuàng)新。周雪蓉等(2015)采用2008—2012年我國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)面板數(shù)據(jù)，分析了區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的影響。結(jié)果表明，良好的區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境能夠提升高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，但地區(qū)差異明顯。張媛媛等(2009)、傅曉霞等(2012)、倫曉波等(2016)的實(shí)證研究結(jié)果同樣表明良好的創(chuàng)新環(huán)境對(duì)于創(chuàng)新有積極促進(jìn)作用。不同區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率會(huì)受到很多難以量化的社會(huì)因素的影響，諸如員工的幸福感和企業(yè)知名度等因素。良好寬松的營(yíng)商環(huán)境有利于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，提升企業(yè)創(chuàng)新效率。這些社會(huì)性的因素會(huì)受到稅負(fù)水平的影響。這一機(jī)制可以稱之為“正向外部性渠道”。

減稅對(duì)創(chuàng)新效率的影響，除了存在以上正向的渠道以外，也有可能存在負(fù)向的渠道。政府的稅收收入有一部分將會(huì)用于企業(yè)的科研補(bǔ)貼。因此，減稅可能會(huì)在一定程度上削弱政府對(duì)企業(yè)的科研補(bǔ)貼，從而對(duì)創(chuàng)新效率產(chǎn)生不利的影響。同時(shí)，政府稅收收入的減少，也使得政府能夠有效提供的公共服務(wù)減少了。政府良好的公共服務(wù)水平在一定程度上也可以提升企業(yè)創(chuàng)新效率。因此，減稅也有可能會(huì)削弱政府提供良好創(chuàng)新環(huán)境的能力，從而阻礙企業(yè)創(chuàng)新效率提升(楊燦明，2017)。邵傳林等(2015)、童錦治等(2018)、成瓊文等(2019)等則從政府財(cái)政補(bǔ)貼角度討論了政府對(duì)企業(yè)創(chuàng)新可能產(chǎn)生的影響。這一機(jī)制可以稱之為“政府支持渠道”。

綜上，減稅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響存在正向與負(fù)向的不同的渠道，這些渠道會(huì)對(duì)不同區(qū)域的企業(yè)創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響。

三、計(jì)量模型設(shè)定、變量與數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)計(jì)量模型設(shè)定

本文使用面板向量自回歸模型(PVAR模型)進(jìn)行實(shí)證分析，系統(tǒng)全面地探討稅負(fù)水平與區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。PVAR模型作為應(yīng)用最為廣泛的宏觀計(jì)量模型之一，相比微觀計(jì)量模型，其優(yōu)勢(shì)在于將模型系統(tǒng)內(nèi)部的每一個(gè)變量均當(dāng)作內(nèi)生變量，考慮變量之間的雙向動(dòng)態(tài)影響。PVAR模型估計(jì)的關(guān)鍵在于設(shè)定合理的識(shí)別約束。本文使用最常用的喬列斯基分解(Cholesky Decomposition)來(lái)對(duì)PVAR模型進(jìn)行識(shí)別。PVAR模型可以寫(xiě)成下述形式：

Yit=Φ0+Φ(L)Yit-1+αi+εit

(1)

其中，Yit表示的是模型所有內(nèi)生變量構(gòu)成的向量，Φ0代表的是常量向量，Φ(L)是滯后算子向量，αi是個(gè)體固定效應(yīng)，εit是誤差項(xiàng)，i是橫截個(gè)體數(shù)(i=1，2，…，N)，t表示觀測(cè)時(shí)期(t=1，2，…，T)。上述PVAR模型使用固定效應(yīng)或OLS回歸得到的估計(jì)量是有偏的。盡管隨著t的增加，估計(jì)量的偏誤問(wèn)題會(huì)得到緩解，但是考慮到本文樣本時(shí)期較短，估計(jì)量的偏誤問(wèn)題可能較為嚴(yán)重。對(duì)于PVAR模型可能帶來(lái)的截面異質(zhì)性問(wèn)題，本文運(yùn)用Love et al.(2006)提出的Helmert法對(duì)變量進(jìn)行前向均值差分，以消除模型中的個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)期效應(yīng)。同時(shí)，參照Love et al.(2006)，采用廣義矩估計(jì)方法(GMM)對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行有效估計(jì)，更好地控制個(gè)體效應(yīng)和解決變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題。

為了討論稅收負(fù)擔(dān)與創(chuàng)新效率之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文設(shè)定的基準(zhǔn)PVAR模型為稅收負(fù)擔(dān)—?jiǎng)?chuàng)新效率—產(chǎn)出增長(zhǎng)。在這里引入三個(gè)內(nèi)生變量，即稅收負(fù)擔(dān)、創(chuàng)新效率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率。上述PVAR模型的變量順序意味著假定稅收負(fù)擔(dān)和創(chuàng)新效率不會(huì)對(duì)當(dāng)期的產(chǎn)出增長(zhǎng)沖擊做出反應(yīng)，這樣設(shè)定的合理性在于稅收負(fù)擔(dān)及創(chuàng)新效率對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)的反應(yīng)具有一定的滯后性。本文設(shè)定的PVAR模型的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義是，稅收負(fù)擔(dān)會(huì)影響創(chuàng)新效率進(jìn)而影響產(chǎn)出增長(zhǎng)，而產(chǎn)出增長(zhǎng)反過(guò)來(lái)又會(huì)影響稅收負(fù)擔(dān)及創(chuàng)新效率。

除了基本模型之外，本文還將分析擴(kuò)展模型。在擴(kuò)展模型中，將增加兩個(gè)內(nèi)生變量，構(gòu)成五個(gè)內(nèi)生變量的PVAR模型。增加的兩個(gè)內(nèi)生變量分別是區(qū)域企業(yè)研發(fā)投入和區(qū)域企業(yè)盈利水平。五個(gè)內(nèi)生變量構(gòu)成的PVAR模型為稅收負(fù)擔(dān)—研發(fā)投入—?jiǎng)?chuàng)新效率—盈利水平—產(chǎn)出增長(zhǎng)。在這樣一個(gè)擴(kuò)展的PVAR模型中，本文考慮了稅收負(fù)擔(dān)與創(chuàng)新效率之間的連接變量即研發(fā)投入，以及創(chuàng)新效率與產(chǎn)出增長(zhǎng)之間的連接變量即企業(yè)盈利水平。

(二)區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率的測(cè)算及分析

1.區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率測(cè)算

本文運(yùn)用超效率DEA模型對(duì)我國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率進(jìn)行測(cè)算。傳統(tǒng)DEA模型無(wú)法對(duì)完全有效決策單元進(jìn)一步排序，而超效率DEA模型可以對(duì)所有決策單元進(jìn)行比較和排序。假定每個(gè)決策單元有K個(gè)投入單元和M個(gè)產(chǎn)出單元，向量Xj和Yj表示第j個(gè)決策單元，引入投入松弛變量s-和產(chǎn)出松弛變量s+，對(duì)決策單元λj(j=1,2,…,n)進(jìn)行評(píng)價(jià)，其超效率DEA模型為：

(2)

(3)

θ為決策單元λj的效率值，若θ≥1，且s+和s-等于0，則該決策單元為DEA有效單元；若θ≥1，s+或s-等于0，則稱該決策單元為DEA弱有效單元；若θ<1,s+或s-都不等于0，則稱該決策單元為無(wú)效單元。超效率DEA模型與傳統(tǒng)DEA模型對(duì)于非有效決策單元的效率評(píng)價(jià)結(jié)果是相同的，但對(duì)有效決策單元的評(píng)價(jià)有所區(qū)別，傳統(tǒng)DEA模型下所有有效決策單元的效率值θ=1，超效率DEA模型在評(píng)價(jià)有效決策單元時(shí)其效率值θ可以大于1，且θ值越高說(shuō)明決策單元越有效。

2.評(píng)價(jià)指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

DEA模型對(duì)投入產(chǎn)出效率的測(cè)度關(guān)鍵在于決策單元指標(biāo)的選取。在企業(yè)創(chuàng)新效率測(cè)量過(guò)程中，投入指標(biāo)主要選取各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D從業(yè)人員、各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出和各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D項(xiàng)目個(gè)數(shù)。產(chǎn)出指標(biāo)主要選取各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)專利件數(shù)、新產(chǎn)品開(kāi)發(fā)數(shù)目和新產(chǎn)品銷售收入。具體指標(biāo)選取如表1所示。

表1 規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率指標(biāo)體系

3. 測(cè)算結(jié)果分析

考慮到西藏自治區(qū)某些年份數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，故本文使用我國(guó)大陸地區(qū)其余30個(gè)省、市、自治區(qū)2009—2017年的面板數(shù)據(jù)測(cè)算規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)出效率，所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。將2009—2017年各投入產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)代入DEA-Solver 5.0軟件，選用規(guī)模報(bào)酬不變的超效率模型對(duì)30個(gè)省、市、自治區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新效率進(jìn)行測(cè)算，結(jié)果如表2所示。

總體來(lái)看，2009—2017年我國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的R&D投入產(chǎn)出效率值偏低且地區(qū)差異明顯；規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的R&D投入產(chǎn)出效率均值為0.78，未達(dá)到DEA完全有效。進(jìn)一步分析來(lái)看，不同地區(qū)企業(yè)的R&D投入產(chǎn)出效率值差異較大，東部地區(qū)效率值最高，均值為0.85；其次是中部地區(qū)，效率均值為0.78；效率值最低的是西部地區(qū)，均值僅為0.70，與其它地區(qū)相比還有一定差距。從各地區(qū)內(nèi)部來(lái)看，東部地區(qū)中，北京、上海、廣東和浙江經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，相關(guān)科學(xué)技術(shù)配套設(shè)備完善，因此這些省、市的企業(yè)科技投入產(chǎn)出效率水平較高，河北和福建兩省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平一般，企業(yè)科技投入產(chǎn)出效率處于中等水平。中部地區(qū)和西部地區(qū)中，除了吉林、重慶、安徽和湖南等省、市外，其它省份效率值都不高。這與余泳澤等(2013)、李婧等(2014)的研究結(jié)論相似。

表2 2009—2017年各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新效率

(三)面板數(shù)據(jù)模型其它變量定義與測(cè)度

除企業(yè)創(chuàng)新效率外，本文介紹PVAR模型中使用的其它變量數(shù)據(jù)。宏觀稅負(fù)水平用省級(jí)地方政府總稅收占各地GDP的比重來(lái)衡量，稅收收入為各省份稅收總量，產(chǎn)出增長(zhǎng)用各省份GDP的年增長(zhǎng)率表示。擴(kuò)展模型中涉及的變量，研發(fā)投入用各省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出來(lái)表示；企業(yè)的盈利水平用資產(chǎn)收益率來(lái)表示，即企業(yè)的利潤(rùn)總額除以總資產(chǎn)。各省份GDP以及企業(yè)利潤(rùn)總額等數(shù)據(jù)均來(lái)源于CEIC中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和《中國(guó)稅務(wù)統(tǒng)計(jì)年鑒》。表3總結(jié)了模型使用變量的定義及其計(jì)算說(shuō)明。

表4為模型變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)。本文使用到的數(shù)據(jù)度量全部是增長(zhǎng)率或者比率，報(bào)告的單位是百分比。由表4可知，稅收負(fù)擔(dān)平均值為18.40%，最小值為8.33%，最大值達(dá)到了55.68%，表明稅收負(fù)擔(dān)存在巨大差異。GDP增長(zhǎng)率均值為11.58%，從最小值和最大值來(lái)看也有著巨大的差異。區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率增長(zhǎng)率均值為2.83%，最小值為-61.25%，最大值為113.49%，表明區(qū)域創(chuàng)新效率增長(zhǎng)也存在較大波動(dòng)。

表3 變量定義與計(jì)算說(shuō)明

表4 描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一) 模型處理

在對(duì)PVAR模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)分析之前，需要一些前期處理。首先需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，以保證時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。然后選擇PVAR模型的最優(yōu)滯后期數(shù)。接下來(lái)還需要保證估計(jì)的PVAR模型的平穩(wěn)性。

1.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免面板數(shù)據(jù)的“偽回歸”以及估計(jì)量偏誤的問(wèn)題，保證結(jié)果的準(zhǔn)確性，首先需要對(duì)面板數(shù)據(jù)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。趨勢(shì)或者結(jié)構(gòu)變動(dòng)的存在，都有可能使得時(shí)間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出非平穩(wěn)性。本文使用主流的IPS、LLC和Xtfisher三種檢驗(yàn)方法對(duì)模型變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，考察面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，結(jié)果如表5所示。

表5 各序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：*、**和***分別表示該系數(shù)在10%、5%和1%的置信水平通過(guò)檢驗(yàn)；IPS和LLC報(bào)告的是t檢驗(yàn)值，Xtfisher報(bào)告的是卡方檢驗(yàn)值，括號(hào)中報(bào)告的是P值。

上述三種面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法的原假設(shè)均是存在單位根，即數(shù)據(jù)序列非平穩(wěn)。由表5可知，稅收負(fù)擔(dān)以外的其它各變量均通過(guò)了IPS檢驗(yàn)、LLC檢驗(yàn)和Xtfisher檢驗(yàn)，稅收負(fù)擔(dān)通過(guò)了除IPS檢驗(yàn)以外的其它兩種檢驗(yàn)。各變量至少在5%的顯著性水平下通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由此可以認(rèn)為各變量序列是平穩(wěn)的。

2.模型最優(yōu)滯后期的選擇

PVAR模型估計(jì)參數(shù)之前的一個(gè)必要的步驟是選擇最優(yōu)的滯后期數(shù)。本文根據(jù)Andrews et al.(2001)提出的一致矩模型選擇標(biāo)準(zhǔn)(consistent moment and model selection criteria，CMMSC)來(lái)選擇最優(yōu)滯后期數(shù)。CMMSC事實(shí)上就是經(jīng)典的AIC、BIC和HQIC等判斷準(zhǔn)則在廣義矩估計(jì)(GMM)方法下的擴(kuò)展。表6報(bào)告了相應(yīng)的結(jié)果。CMMSC下的AIC、BIC和HQIC準(zhǔn)則均選擇數(shù)值較小的結(jié)果為最優(yōu)。根據(jù)表6的結(jié)果，PVAR(1)模型的MBIC、MQIC數(shù)值最小，PVAR(2)模型MAIC數(shù)值最小。因此綜合衡量確定基準(zhǔn)PVAR模型的最優(yōu)滯后期數(shù)為一階。

表6 最優(yōu)滯后期的選擇

注：#表示根據(jù)AIC、BIC、HQIC準(zhǔn)則選取的滯后期數(shù)。

圖1 PVAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

3.模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)

使用PVAR模型解釋經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)系統(tǒng)需要保證動(dòng)態(tài)系統(tǒng)是穩(wěn)定的，即系統(tǒng)不是發(fā)散的。動(dòng)態(tài)系統(tǒng)不穩(wěn)定即存在發(fā)散的可能，外生沖擊可能會(huì)使得內(nèi)生變量永久發(fā)散。從經(jīng)濟(jì)學(xué)含義的角度來(lái)看，這意味著在外生沖擊下，某些內(nèi)生變量會(huì)一直增加，這樣的動(dòng)態(tài)系統(tǒng)處于非穩(wěn)定狀態(tài)，難以刻畫(huà)符合現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)。圖1顯示了模型系統(tǒng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由于三個(gè)變量系統(tǒng)的特征根均位于單位圓之內(nèi)，這表明三個(gè)變量的PVAR模型系統(tǒng)是穩(wěn)定的。

4.格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)可以用于判斷變量的滯后項(xiàng)對(duì)于其它變量是否有顯著影響，從而說(shuō)明變量之間在時(shí)間上的因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)軌驇椭袛郟VAR模型中內(nèi)生變量之間的關(guān)系。表7報(bào)告了格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果。

表7 格蘭杰因果檢驗(yàn)

注：“Y”表示行變量對(duì)列變量通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)，“N”表示行變量對(duì)列變量未通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)。

如表7所示，格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明稅收負(fù)擔(dān)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著雙向因果關(guān)系，企業(yè)創(chuàng)新效率和稅收負(fù)擔(dān)之間也存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是創(chuàng)新效率的格蘭杰原因，但創(chuàng)新效率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因。上述結(jié)果表明，本文基準(zhǔn)PVAR模型的三個(gè)內(nèi)生變量之間互相存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的因果關(guān)系，三個(gè)內(nèi)生變量之間相互影響。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了本文使用PVAR模型刻畫(huà)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的合理性。

(二)基準(zhǔn)結(jié)果分析

1.面板向量自回歸模型的參數(shù)估計(jì)

為了考察減稅政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的沖擊效應(yīng)，本文從廣義矩估計(jì)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解三個(gè)維度來(lái)進(jìn)行分析。本文采用廣義矩估計(jì)法對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行PVAR模型估計(jì)，結(jié)果如表8所示。

GMM估計(jì)結(jié)果顯示，總稅收負(fù)擔(dān)、企業(yè)創(chuàng)新效率與GDP增長(zhǎng)率三者間存在顯著的動(dòng)態(tài)關(guān)系。當(dāng)稅收負(fù)擔(dān)tax_burden作為被解釋變量時(shí)(表8第2列)，可以發(fā)現(xiàn)滯后一期的稅收負(fù)擔(dān)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率的影響顯著為正，具體來(lái)說(shuō)，稅收負(fù)擔(dān)每年增加1%，次年企業(yè)創(chuàng)新效率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率分別增加0.01%和0.08%。當(dāng)企業(yè)創(chuàng)新效率sdea作為被解釋變量時(shí)(表8第3列)，滯后一期的企業(yè)創(chuàng)新效率對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的影響為正，具體來(lái)說(shuō)，企業(yè)創(chuàng)新效率每年增加1%，次年產(chǎn)出增長(zhǎng)率增加0.64%。這與當(dāng)前我國(guó)實(shí)際情況相符，即企業(yè)創(chuàng)新效率的提升能夠增加產(chǎn)出。企業(yè)創(chuàng)新效率方程中，企業(yè)稅負(fù)變量沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這并不能說(shuō)明企業(yè)創(chuàng)新效率對(duì)企業(yè)稅負(fù)沒(méi)有影響，可能是企業(yè)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)稅負(fù)的影響存在一定時(shí)滯性。在產(chǎn)出增長(zhǎng)率gdp_gr方程中(表8第4列)，滯后一期的總稅收負(fù)擔(dān)系數(shù)為負(fù)，這說(shuō)明隨著稅收負(fù)擔(dān)水平的增加，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降；企業(yè)創(chuàng)新效率沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可能也是因?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響存在著一定的時(shí)滯性。

表8 PVAR參數(shù)估計(jì)

注：L.代表滯后一期；*、**和***分別表示該系數(shù)在10%、5%和1%的置信水平通過(guò)檢驗(yàn)；括號(hào)內(nèi)為GMM估計(jì)系數(shù)的Z檢驗(yàn)值。

2.脈沖響應(yīng)函數(shù)(IRF)分析

本文對(duì)PVAR模型進(jìn)行Monte Carlo 模擬200次得到脈沖響應(yīng)函數(shù)，進(jìn)一步分析經(jīng)濟(jì)下行背景下減稅政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)機(jī)制和路徑。圖2報(bào)告了正向稅收負(fù)擔(dān)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，圖中陰影區(qū)域表示的是95%置信區(qū)間。

從圖2中可以看出：第一，稅收負(fù)擔(dān)對(duì)其自身沖擊影響的反應(yīng)是在最開(kāi)始的一期上升，然后逐漸下降，但長(zhǎng)期響應(yīng)趨向于穩(wěn)態(tài)值，初始的反應(yīng)值為0.80%；第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率對(duì)稅收負(fù)擔(dān)沖擊的反應(yīng)為負(fù)，呈先降后升趨勢(shì)，這說(shuō)明稅收負(fù)擔(dān)的增加對(duì)GDP增長(zhǎng)率產(chǎn)生了負(fù)向影響，并且這一影響將持續(xù)5～8期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率最多下降了2個(gè)百分點(diǎn)；第三，企業(yè)創(chuàng)新效率對(duì)稅收負(fù)擔(dān)沖擊的反應(yīng)在第1期為正，并在接下來(lái)的幾期逐漸下降然后又上升，最終在第6期后逐漸趨向于穩(wěn)態(tài)值。正向的稅收負(fù)擔(dān)沖擊使得區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率在長(zhǎng)達(dá)3～4期的時(shí)間內(nèi)下降接近1個(gè)百分點(diǎn)。

圖2 稅收負(fù)擔(dān)沖擊脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖3報(bào)告了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖?？梢钥吹?，正向的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊使得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在初始時(shí)期上升然后逐漸下降。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的上升使得區(qū)域創(chuàng)新效率先上升后下降。區(qū)域的產(chǎn)出增長(zhǎng)率上升使得稅收負(fù)擔(dān)也上升，這一結(jié)果可能是政府對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境狀況向好的內(nèi)生反應(yīng)。

圖3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊脈沖響應(yīng)函數(shù)

由上述脈沖響應(yīng)圖的分析可知，經(jīng)濟(jì)下行背景下，政府減稅政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極促進(jìn)作用，會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率產(chǎn)生正面影響，短期內(nèi)0.80個(gè)百分點(diǎn)的減稅沖擊就能使得創(chuàng)新效率增長(zhǎng)率持續(xù)3期增加近1個(gè)百分點(diǎn)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提升反過(guò)來(lái)又會(huì)促進(jìn)區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率的增加。

3.方差分解

方差分解是通過(guò)分解不同內(nèi)生變量沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的影響程度，從而考察PVAR模型中擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)內(nèi)生變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)度，以分析不同內(nèi)生變量沖擊的重要性。表9報(bào)告了基準(zhǔn)PVAR模型的方差分解結(jié)果。限于篇幅，本文只報(bào)告了三個(gè)時(shí)期的方差分解結(jié)果，分別是第1期、第5期和第10期。

表9 方差分解結(jié)果

由表9可知，在第1期，稅收負(fù)擔(dān)變量變化完全來(lái)自于本身的沖擊；稅收負(fù)擔(dān)變量沖擊對(duì)創(chuàng)新效率變化的貢獻(xiàn)率幾乎為0，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變化的貢獻(xiàn)率為20%。在長(zhǎng)期，稅收負(fù)擔(dān)沖擊對(duì)其他內(nèi)生變量產(chǎn)生了較大影響：在第10期，稅收負(fù)擔(dān)沖擊解釋了24%的創(chuàng)新效率增長(zhǎng)率變動(dòng)和36%的GDP增長(zhǎng)率變動(dòng)。創(chuàng)新效率沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)也有一定貢獻(xiàn)，在第10期占到了20%。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率沖擊在第10期對(duì)創(chuàng)新效率波動(dòng)的貢獻(xiàn)為10%。方差分解的結(jié)果表明，稅收負(fù)擔(dān)沖擊是區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率波動(dòng)的重要來(lái)源。

(三)擴(kuò)展模型分析

擴(kuò)展模型分析的步驟類似基準(zhǔn)模型。最優(yōu)滯后期數(shù)的選擇分析表明使用滯后1期的PVAR模型是最合理的。模型平穩(wěn)性分析表明，五個(gè)內(nèi)生變量的PVAR模型是穩(wěn)定的，五個(gè)特征根均在單位圓之內(nèi)。

表10報(bào)告了五個(gè)變量的PVAR模型的GMM參數(shù)估計(jì)的結(jié)果。同基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果一樣，滯后1期的稅收負(fù)擔(dān)對(duì)創(chuàng)新效率以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響為負(fù)。擴(kuò)展模型的估計(jì)結(jié)果還說(shuō)明稅收負(fù)擔(dān)對(duì)企業(yè)盈利水平的影響顯著為負(fù)。

表10 擴(kuò)展PVAR模型參數(shù)估計(jì)

注：L.代表滯后一期；*、**和***分別表示該系數(shù)在10%、5%和1%的置信水平通過(guò)檢驗(yàn)；括號(hào)內(nèi)為GMM估計(jì)系數(shù)的Z檢驗(yàn)值。

圖4報(bào)告了稅收負(fù)擔(dān)沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)。在擴(kuò)展模型中，稅負(fù)水平的上升導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率下降，在第2期下降最多，然后逐漸上升恢復(fù)長(zhǎng)期均衡值；區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率在初始時(shí)期略微上升，隨后逐漸下降；企業(yè)盈利水平和研發(fā)投入水平的動(dòng)態(tài)反應(yīng)與創(chuàng)新效率類似。擴(kuò)展模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析再次驗(yàn)證了基準(zhǔn)模型分析中的結(jié)論，即減稅可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。

圖4 擴(kuò)展模型：稅收負(fù)擔(dān)沖擊脈沖響應(yīng)函數(shù)

(四)分區(qū)域分析

本文將樣本中包含的30個(gè)省、市、自治區(qū)分成東部、中部和西部三個(gè)區(qū)域，分別對(duì)每個(gè)區(qū)域進(jìn)行PVAR模型估計(jì)，得到稅收負(fù)擔(dān)沖擊脈沖響應(yīng)函數(shù)，如圖5所示?？梢钥吹?，不同區(qū)域的變量動(dòng)態(tài)反應(yīng)大致類似，但在反應(yīng)的量上有差異。具體來(lái)說(shuō)，稅收負(fù)擔(dān)沖擊給企業(yè)創(chuàng)新效率帶來(lái)的影響對(duì)西部地區(qū)來(lái)說(shuō)最大，東部地區(qū)次之，中部地區(qū)最小。

圖5 分區(qū)域分析：稅收負(fù)擔(dān)沖擊脈沖響應(yīng)函數(shù)

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

PVAR模型的變量順序體現(xiàn)了對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的內(nèi)在假設(shè)，這個(gè)存在一定的爭(zhēng)議性。因此，本文改變?cè)蓟鶞?zhǔn)模型中的設(shè)定，從而改變內(nèi)生變量的順序。圖6報(bào)告了三種不同的變量順序下的PVAR脈沖響應(yīng)函數(shù)。這三種順序分別是稅收負(fù)擔(dān)—產(chǎn)出增長(zhǎng)—?jiǎng)?chuàng)新效率，創(chuàng)新效率—稅收負(fù)擔(dān)—產(chǎn)出增長(zhǎng)，產(chǎn)出增長(zhǎng)—稅收負(fù)擔(dān)—?jiǎng)?chuàng)新效率。從圖6可以看到，變量順序的變化沒(méi)有改變基本的結(jié)果，這表明本文前述分析得到的結(jié)論是穩(wěn)健的。

圖6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(調(diào)整變量順序)

在基準(zhǔn)模型的分析中，稅收負(fù)擔(dān)度量數(shù)據(jù)采用的是省級(jí)政府總稅收。除了企業(yè)稅收以外，省級(jí)政府稅收收入還包括其它種類的稅收。本文選用企業(yè)的主要稅種(營(yíng)業(yè)稅、企業(yè)所得稅和增值稅)來(lái)衡量稅收負(fù)擔(dān)水平。圖7報(bào)告了改變稅收負(fù)擔(dān)度量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果?？梢钥吹剑窘Y(jié)論是穩(wěn)健的，即減稅沖擊可以提升企業(yè)創(chuàng)新效率。

圖7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：改變稅收負(fù)擔(dān)度量

五、結(jié)論與政策建議

創(chuàng)新是應(yīng)對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展挑戰(zhàn)的必經(jīng)之路，而如何提高創(chuàng)新效率又是提升創(chuàng)新能力的關(guān)鍵。本文考察了政府宏觀調(diào)控政策與區(qū)域創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，運(yùn)用PVAR模型將稅收負(fù)擔(dān)水平與企業(yè)創(chuàng)新效率納入一個(gè)統(tǒng)一框架中研究新常態(tài)背景下政府減稅對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，結(jié)果表明：

(1)稅收負(fù)擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新效率之間有著雙向的格蘭杰因果關(guān)系。這說(shuō)明企業(yè)稅負(fù)與企業(yè)創(chuàng)新效率關(guān)系十分密切，企業(yè)稅負(fù)的下降可以降低企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)成本，提高利潤(rùn)水平，擴(kuò)大企業(yè)研發(fā)資金的投入，提高企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新效率。

(2)減稅降費(fèi)措施的實(shí)施對(duì)不同區(qū)域企業(yè)創(chuàng)新效率的沖擊是不同的，且不同地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新效率差異十分明顯。

(3)政府減稅政策能夠降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)成本，提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)。整體來(lái)看，政府的減稅降費(fèi)政策能夠增加總產(chǎn)出，加快區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。

(4)稅收負(fù)擔(dān)的沖擊能夠解釋近1/5的區(qū)域創(chuàng)新效率的波動(dòng)，說(shuō)明稅收政策對(duì)區(qū)域創(chuàng)新效率波動(dòng)有著較大影響。

基于上述研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

(1)要做強(qiáng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)、激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家，應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持減稅降費(fèi)的政策導(dǎo)向，發(fā)揮減稅在調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)、提高企業(yè)創(chuàng)新效率中的重要作用。進(jìn)一步落實(shí)企業(yè)減稅政策，降低宏觀稅負(fù)水平，優(yōu)化企業(yè)營(yíng)商環(huán)境，以有效促進(jìn)區(qū)域創(chuàng)新效率的提升。

(2)考慮到各地區(qū)資源初始稟賦存在差異，企業(yè)減稅不能搞“一刀切”，應(yīng)該因地制宜地實(shí)施減稅降費(fèi)政策，加大對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率偏低地區(qū)扶持力度，以協(xié)調(diào)區(qū)域創(chuàng)新能力發(fā)展，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展。

(3)針對(duì)不同創(chuàng)新潛力的企業(yè)實(shí)行差異化減稅政策，對(duì)創(chuàng)新潛力大、創(chuàng)新帶動(dòng)能力強(qiáng)的重點(diǎn)行業(yè)、重點(diǎn)企業(yè)予以更優(yōu)惠的減稅降費(fèi)政策支持。

(4)完善稅收政策的宏觀調(diào)控作用，優(yōu)化財(cái)稅體系，增強(qiáng)稅收政策的彈性，以更好地對(duì)沖企業(yè)創(chuàng)新效率的波動(dòng)，保證企業(yè)創(chuàng)新效率穩(wěn)步提升。

(5)積極探索新型地方政府激勵(lì)模式，從制度上優(yōu)化地方政府的財(cái)稅績(jī)效管理機(jī)制，將企業(yè)科技投入產(chǎn)出效率和企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)納入財(cái)政稅收管理績(jī)效考核體系內(nèi)，以推動(dòng)經(jīng)濟(jì)從要素驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展。