“一帶一路”建設(shè)中財稅政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

王飛黨，韓金紅

1.國家開發(fā)銀行喀什分行，新疆 喀什 844000；2.新疆財經(jīng)大學，新疆 烏魯木齊 830012

一、引言

自2013年“一帶一路”倡議提出以來，黨中央對我國與“一帶一路”建設(shè)密切相關(guān)的18個省、市、自治區(qū)的發(fā)展定位和對外合作布局進行了重新規(guī)劃，這無疑給這些地區(qū)帶來了新的發(fā)展機遇與挑戰(zhàn)。2015年10月，黨的十八屆五中全會提出“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五大發(fā)展理念，將創(chuàng)新擺在國家發(fā)展全局的核心位置，說明創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力。因此，要促進這些地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，必須激發(fā)當?shù)氐膭?chuàng)新活力，尤其是當?shù)仄髽I(yè)的創(chuàng)新活力。

創(chuàng)新具有投入資金多、耗時費力等特點，導致企業(yè)進行創(chuàng)新投入的動力不足（Holmstrom and Bengt，1989；成力為、戴小勇，2012；孫伍琴、王培，2013），而政府出臺的財稅政策能夠減小企業(yè)在創(chuàng)新投資方面的壓力 （Branstetter and Sakakibara，2002），以期達到政府促進企業(yè)創(chuàng)新的目的。然而在現(xiàn)有的文獻中，關(guān)于財政激勵政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響并沒有一致的結(jié)論，如陸國慶等（2014）認為政府研發(fā)補貼與企業(yè)創(chuàng)新的績效正相關(guān)，而且創(chuàng)新補貼的外溢效應非常顯著；而吳一平、李魯（2017）則認為開發(fā)區(qū)的優(yōu)惠政策抑制了企業(yè)的創(chuàng)新能力，而且財政激勵政策并沒有對企業(yè)產(chǎn)生顯著的創(chuàng)新溢出效應。本文以2008-2017年我國18個省、市、自治區(qū)參與“一帶一路”建設(shè)的A股上市公司為研究樣本，探討在“一帶一路”建設(shè)背景下財稅政策的實施對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，檢驗政府財稅激勵政策在倡議提出前后的實施效果，以期豐富前人的研究成果，對前人的研究結(jié)論進行驗證和補充，并為今后政府制定差異化政策提供有益借鑒。

二、文獻綜述

國內(nèi)外學者對企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究主要集中在金融發(fā)展、機構(gòu)投資、管理層激勵、政府政策等方面。Hall and Lerner（2010）認為金融市場能夠有效分配稀缺資源、評估創(chuàng)新項目以及監(jiān)督經(jīng)理人，幫助企業(yè)規(guī)避道德風險和逆向選擇等風險，能夠有效降低企業(yè)的外部融資成本，起到促進企業(yè)創(chuàng)新的效果。Aghion et al.（2013）指出機構(gòu)投資者在資本市場上不僅是成熟的投資者，還是積極的監(jiān)管者，可以緩解管理者的離職擔憂，從而提高企業(yè)管理者的創(chuàng)新積極性。Shen and Zhang（2012）研究發(fā)現(xiàn)提高CEO薪酬股票波動敏感度能夠促進企業(yè)創(chuàng)新投入的增加。Holemans and Sleuwaegen（1986）對比利時的企業(yè)進行研究，發(fā)現(xiàn)政府補貼會吸引更多的私人投資，即財政補貼與企業(yè)研發(fā)存在互補效應。Wallsten（2000）對美國數(shù)據(jù)研究的結(jié)論卻恰恰相反，顯示政府補貼在一定程度上會對私人投資產(chǎn)生排擠，即政府補貼與企業(yè)研發(fā)存在替代效應。同時，我國的學者研究時也存在結(jié)論不一的情況。例如，陸國慶等（2014）認為政府研發(fā)補貼與創(chuàng)新補貼能夠有效促進企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。然而，吳一平、李魯（2017）卻認為開發(fā)區(qū)的優(yōu)惠政策抑制了企業(yè)創(chuàng)新，而且財政激勵政策并沒有對企業(yè)產(chǎn)生顯著的創(chuàng)新溢出效應。鐘騰、汪昌云（2017）通過實證研究，發(fā)現(xiàn)股票市場相比于銀行業(yè)更有利于促進企業(yè)進行專利創(chuàng)新，特別是對創(chuàng)新含量較高的發(fā)明專利影響更為顯著，股票市場通過緩解外部融資約束來增加高科技企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。姜軍等（2017）通過實證研究，指出外源融資需求程度與企業(yè)創(chuàng)新水平顯著正相關(guān)，并且當企業(yè)創(chuàng)新需求較高、公司治理水平較差時，上述關(guān)系更為顯著。尹美群、盛磊等（2018）強調(diào)高管激勵機制中薪酬激勵對企業(yè)創(chuàng)新投入和公司績效的關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)效應，尤其是技術(shù)密集型行業(yè)更為明顯。

縱觀國內(nèi)外研究，學者們從不同角度對企業(yè)創(chuàng)新影響因素進行了研究且研究成果較為豐富，然而從政府政策角度去探析對企業(yè)創(chuàng)新的影響結(jié)論不一，并且鮮有學者將“一帶一路”建設(shè)前后的財稅激勵政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響作用進行對比。因此，本文以“一帶一路”倡議背景下的財稅激勵政策為切入點，探討“一帶一路”建設(shè)前后的財稅激勵政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，以期檢驗政府財稅激勵政策的實施效果，為政府制定合理的激勵政策促進企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)提供依據(jù)。

三、理論分析與研究假設(shè)

政府干預理論 （Joseph Stiglitz，1986）認為，市場對資源進行優(yōu)化配置的作用并不是絕對的，當出現(xiàn)壟斷、外部性、不完全信息等問題時，市場發(fā)揮調(diào)控資源配置的作用就會減弱，甚至消失，“市場失靈”也由此產(chǎn)生，此時政府就會通過宏觀調(diào)控來保障市場有效運行。而對企業(yè)尤為重要的創(chuàng)新活動，在市場資源配置上存在著嚴重的市場失靈現(xiàn)象（Arrow，1962），具體表現(xiàn)在創(chuàng)新作為準公共品，其行為外部性的存在而產(chǎn)生的影響不利于創(chuàng)新活動的開展，會進一步減少企業(yè)競爭優(yōu)勢，不利于區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展，甚至減緩國家社會經(jīng)濟發(fā)展（Arrow，1962）。在此背景下，政府有必要制定相關(guān)政策（如財政補貼、稅收優(yōu)惠等）以彌補企業(yè)創(chuàng)新行為的正外部性，激勵企業(yè)的創(chuàng)新行為。

財政補貼主要是以政府直接支付現(xiàn)金的方式增加市場主體的補貼收入，使企業(yè)能夠直接獲取現(xiàn)金以彌補企業(yè)進行創(chuàng)新可能產(chǎn)生的資源損失，進而降低企業(yè)的創(chuàng)新成本，減少企業(yè)創(chuàng)新投入的不確定性和風險（Hussinger，2008），最終達到激勵企業(yè)創(chuàng)新的目的（Carboni，2011）。同樣，企業(yè)獲得政府財政補貼意味著其創(chuàng)新行為得到了政府的支持，有助于吸引相關(guān)創(chuàng)新活動所需的資源，便于企業(yè)開展創(chuàng)新投資（Kleer，2010）?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1。

H1：“一帶一路”建設(shè)中，政府實施的財政補貼有利于促進企業(yè)創(chuàng)新投入

稅收優(yōu)惠政策是政府為減輕企業(yè)的納稅負擔而給予企業(yè)支持的優(yōu)惠政策，其特點在于靈活性強，既能充分利用市場機制，又能激發(fā)創(chuàng)新主體的能動性 （崔也光等，2017）。一方面，稅收優(yōu)惠是針對特定行業(yè)實行的，政府所給予的稅收優(yōu)惠可以引導和促進多種經(jīng)濟資源流向那些進行創(chuàng)新活動的企業(yè)，從而促進企業(yè)創(chuàng)新投入的提升，有利于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的開展（Kleer，2010）。另一方面，企業(yè)是否愿意開展創(chuàng)新研發(fā)取決于其收益的多少，企業(yè)進行創(chuàng)新活動所獲得的投資收益率通常低于社會的平均創(chuàng)新投資收益（陳遠燕、高子達，2016），而且創(chuàng)新自身具有高風險、高轉(zhuǎn)換成本的特征（李匯東等，2013），因此，將導致企業(yè)實施創(chuàng)新活動的動力不足。而政府的稅收優(yōu)惠政策有助于企業(yè)提升創(chuàng)新投資的回報率 （張凱等，2017）。同時稅收優(yōu)惠的實施范圍更加廣泛、信息更加透明，從而能夠激發(fā)創(chuàng)新主體的能動性，促使其積極參與到創(chuàng)新活動中，不斷增加企業(yè)創(chuàng)新投入?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)2。

H2：“一帶一路”建設(shè)中，政府實施的稅收優(yōu)惠有利于促進企業(yè)創(chuàng)新投入

雖然財政補貼和稅收優(yōu)惠共同作為我國財政激勵企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的重要手段，但二者在激勵范圍、企業(yè)自主性、市場配置程度、反應速度、執(zhí)行成本等方面存在差異。

相對于稅收優(yōu)惠，財政補貼的優(yōu)勢主要表現(xiàn)在：第一，財政補貼的領(lǐng)域和項目經(jīng)過了政府的嚴格篩選，很好地規(guī)避了企業(yè)對創(chuàng)新項目的盲目選擇。第二，相對于稅收優(yōu)惠，財政補貼的反應速度更為迅速直接，能夠快速解決企業(yè)的資金困難。第三，財政補貼由政府直接撥款，中間審核程序較少，執(zhí)行成本相對較低，而稅收優(yōu)惠政策的實施需要多級審核，企業(yè)發(fā)生真實業(yè)務活動后才能按照一定的標準申請優(yōu)惠。

相對于財政補貼，稅收優(yōu)惠的優(yōu)勢主要包括：第一，稅收優(yōu)惠是一種事后激勵，而財政補貼表現(xiàn)為事前激勵，所以相比財政補貼，稅收優(yōu)惠方式產(chǎn)生的資源配置扭曲程度較低（K?hler et al.，2012）。第二，稅收優(yōu)惠政策能夠激勵所有滿足優(yōu)惠條件的企業(yè)活動，具有普遍、公平、非歧視等特點，而財政補貼往往事先確定補貼的項目和標準，具有較強的針對性。第三，企業(yè)在進行創(chuàng)新活動時，創(chuàng)新項目決定了能否獲得稅收優(yōu)惠以及優(yōu)惠比例，這有利于提高企業(yè)創(chuàng)新的自主性，而財政補貼提前規(guī)定了補貼資金的投資領(lǐng)域，進而削弱了企業(yè)的創(chuàng)新自主性。第四，由于稅收優(yōu)惠主要通過市場配置政府資源，并且信息公開和透明程度較高，更容易被市場監(jiān)督。而財政補貼政策的監(jiān)管方是政府，這不利于市場對企業(yè)的監(jiān)督?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)3。

H3：“一帶一路”建設(shè)中，政府實施的財政補貼與稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用有顯著差異

四、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008-2017年 “一帶一路”建設(shè)中我國18個重點省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為樣本，并且剔除了金融類公司、ST類公司及財務數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到5039個研究數(shù)據(jù)。

上市公司的財務數(shù)據(jù)、研發(fā)投資比例以及所屬行業(yè)信息等均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并利用Stata 16.0進行數(shù)據(jù)處理和實證檢驗。此外，為了緩解異常值對回歸結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量均進行了1%的縮尾（Winsorize）處理。

（二）變量定義及模型設(shè)計

1.變量定義

（1）被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新投入（RD），本文借鑒李翠芝、林洲鈺（2013）的研究方法，用研發(fā)開發(fā)費用/銷售額來衡量創(chuàng)新投入。

（2）解釋變量：財政補貼（Sub）、稅收優(yōu)惠（Tax）。對于財政補貼，借鑒柳光強（2016）的文獻，采用企業(yè)年報中每年收到的政府補助并扣除所有的稅收優(yōu)惠后得到的實際補助/總資產(chǎn)來衡量；對于稅收優(yōu)惠，借鑒于海珊、楊芷晴（2016）的衡量方法，用企業(yè)收到的稅費返還/（收到的稅費返還+支付的各項稅費）來計算。

（3）控制變量：由于影響企業(yè)創(chuàng)新投入的因素較多，本文選擇那些被學者們廣泛認同和使用的影響因素作為控制變量。參考李常青等（2018）、王姝勛等（2018）、楊道廣等（2017）、趙晶等（2016）的研究成果，選取上市公司的企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、營運效率、現(xiàn)金流量、資產(chǎn)收益率、上市時間、有形資產(chǎn)比例、成長性、股權(quán)制衡度、產(chǎn)品市場競爭、市場化程度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、兩職合一等控制變量對模型進行擬合。各變量定義及衡量方法如表1所示。

2.模型設(shè)計

為驗證財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，本文構(gòu)建了模型1：

若財政補貼Sub的系數(shù)β1顯著為正，則表明財政補貼提高了企業(yè)創(chuàng)新投入，假設(shè)1通過檢驗。

為驗證稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，本文構(gòu)建了模型2：

若稅收優(yōu)惠Tax的系數(shù)β1顯著為正，則表明稅收優(yōu)惠提高了企業(yè)創(chuàng)新投入，假設(shè)2通過檢驗。

為驗證財政補貼與稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響是否有顯著差異，本文在模型1與模型2的基礎(chǔ)上，將樣本按照“一帶一路”建設(shè)的時點進行劃分，以檢驗假設(shè)3。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

本文的描述性統(tǒng)計如表2所示。

由表2可知，創(chuàng)新投入RD的均值為0.0438，最大值為 0.256，最小值為 0.0003，說明本文所選取的樣本企業(yè)的創(chuàng)新投入存在較大差異；財政補貼Sub的最大值為0.0406，最小值為2.40e-05，說明獲得財政補貼的企業(yè)較少且補貼額度存在較大差異；稅收優(yōu)惠Tax的均值為0.171，中位數(shù)是0.0807，這表明少數(shù)企業(yè)能獲得較多的稅收優(yōu)惠。

表1 研究變量定義及衡量方法

從控制變量的描述性統(tǒng)計可以看出，企業(yè)規(guī)模Size的最小值、最大值、標準差分別為 20.72、25.33、0.931，說明樣本企業(yè)的規(guī)?？傮w離散程度大。資產(chǎn)負債率Lev的均值、標準差、中位數(shù)分別為 0.392、0.197和0.383，表明樣本企業(yè)有息負債率相對穩(wěn)定。營運效率Laz的均值、標準差、最大值分別是 1.257、0.847、5.134，表明樣本企業(yè)運用資產(chǎn)的有效程度存在較大差異?，F(xiàn)金流Cf的平均值和中位數(shù)分別為0.161、0.135，最大值和最小值分別是0.599、-0.0202，這表明我國上市公司的自由現(xiàn)金流量充裕度差異較大。成長性Growth的均值為0.184，最大值為2.174，標準差為0.365，說明樣本企業(yè)的成長性差距較大，低成長性的企業(yè)具有較大的提升空間。有形資產(chǎn)比例Ppe的均值為0.955，標準差為0.0390，說明各樣本企業(yè)持有的有形資產(chǎn)比例相差不大。市場化程度Ip的均值為0.898，超過市場經(jīng)濟臨界水平的60%，表明隨著市場經(jīng)濟體制的不斷完善，各樣本企業(yè)發(fā)展良好。

（二）相關(guān)性分析

本文對主要變量進行了Pearson相關(guān)性分析?？傮w上看來，各變量間相關(guān)系數(shù)均小于0.5，表明均不存在嚴重的多重共線性，具體如表3所示。

由表3可知，財政補貼（Sub）與企業(yè)創(chuàng)新投入（RD）的相關(guān)性系數(shù)為 0.250，且在1%的水平下顯著；稅收優(yōu)惠（Tax）與企業(yè)創(chuàng)新投入（RD）的相關(guān)性系數(shù)為 0.094，且在1%的水平下顯著。這說明財政補貼與稅收優(yōu)惠均與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)，即政府實施的財稅激勵政策促進了企業(yè)創(chuàng)新投入，初步驗證了假設(shè)1與假設(shè)2。由于各變量之間的相關(guān)性系數(shù)均小于0.5，則說明本文回歸模型變量之間的多重共線性問題并不嚴重，各變量的選取較為合理。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3 相關(guān)性分析

（三）回歸分析

1.財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的檢驗

為了更好地檢驗財政補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，本文對全樣本、建設(shè)后的樣本、建設(shè)前的樣本依次進行回歸，具體回歸結(jié)果如表4所示。

由表4可以看出，首先，在2008-2017年的全樣本回歸中，財政補貼Sub與企業(yè)創(chuàng)新投入RD在1%水平上顯著正相關(guān)，表明政府實施的財政補貼政策促進了企業(yè)的創(chuàng)新投入。其次，本文對“一帶一路”建設(shè)前后財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響進行對比，發(fā)現(xiàn)建設(shè)后的財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新能力的回歸系數(shù)1.312大于建設(shè)前財政補貼的回歸系數(shù)0.921，而且通過Chow檢驗（Chow檢驗的檢測值為3.6，且在10%水平上顯著），說明“一帶一路”建設(shè)后比建設(shè)前的財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響更加顯著，因此，假設(shè)1得到檢驗。

從主要控制變量看，企業(yè)的規(guī)模越大市場化程度、營運效率及股權(quán)制衡度越高，創(chuàng)新投入就越多；企業(yè)的資產(chǎn)負債率越高，進行創(chuàng)新的投入就越少，這與本文預期一致；企業(yè)的現(xiàn)金流越多創(chuàng)新投入就越少，這是因為現(xiàn)金流充裕的企業(yè)多是成熟型企業(yè)，通常市場占有率和邊際利潤率較高、成長率較低，從而創(chuàng)新動力較弱（鐘騰、汪昌云，2017）；企業(yè)的上市年限越長創(chuàng)新投入越多，這是因為企業(yè)上市時間越長，其與有關(guān)各方建立的聯(lián)系就越多，持有的資源也越多，承擔創(chuàng)新的抗風險能力就越強，越有動力進行創(chuàng)新，這與李常青等（2018）的研究一致；企業(yè)的成長性越高創(chuàng)新投入越少，這可能是因為成長性越高的企業(yè)為了擴展市場份額所投入的資金就越多，陷入資金鏈斷裂困境的可能性就越大，從而進行創(chuàng)新的動力減弱、創(chuàng)新投入減少。

2.稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的檢驗

為了檢驗稅收優(yōu)惠與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，本文首先對樣本進行回歸，并在回歸之前對樣本進行1%的縮尾處理，具體回歸結(jié)果如表5所示。

表4 “一帶一路”建設(shè)前后財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

由表5可以看出，首先，在2008-2017年的全樣本回歸中，稅收優(yōu)惠Tax與企業(yè)創(chuàng)新投入RD在1%水平上顯著正相關(guān)，表明稅收優(yōu)惠促進了企業(yè)的創(chuàng)新投入。其次，本文對“一帶一路”建設(shè)前后稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響進行對比，發(fā)現(xiàn)建設(shè)后稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)0.024大于建設(shè)前稅收優(yōu)惠的回歸系數(shù)0.015，而且通過Chow檢驗 （Chow檢驗的檢測值為4.11，且在5%水平上顯著），說明“一帶一路”建設(shè)后較建設(shè)前的稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響更大，因此，假設(shè)2得到檢驗。

表5 “一帶一路”建設(shè)前后稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

3.財政補貼、稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的差異性檢驗

在保持控制變量不變的情況下，本文所做的財政補貼、稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的差異性檢驗均是在表4和表5的基礎(chǔ)上進行的，為避免重復，因此不再羅列相關(guān)檢驗結(jié)果。

就全樣本而言，財政補貼、稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入均具有顯著的促進作用。但是財政補貼的回歸系數(shù)是1.190，遠遠大于稅收優(yōu)惠的回歸系數(shù)0.0214。表明財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用比稅收優(yōu)惠發(fā)揮的作用要大。

就建設(shè)后的樣本而言，財政補貼、稅收優(yōu)惠與企業(yè)創(chuàng)新投入均在1%水平下顯著正相關(guān)，表明財政補貼與稅收優(yōu)惠在促進企業(yè)創(chuàng)新投入方面均產(chǎn)生了積極的影響。然而，財政補貼的回歸系數(shù)是1.312，遠遠大于稅收優(yōu)惠的回歸系數(shù)0.024，表明財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用比稅收優(yōu)惠發(fā)揮的作用要大。即在“一帶一路”建設(shè)后，財政補貼與稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響有顯著差異，從而假設(shè)3得到驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為使研究結(jié)論更加可靠，通過更換創(chuàng)新投入的衡量方式進行穩(wěn)健性檢驗。本文借鑒婁祝坤、郭萌迪（2019）的研究，對創(chuàng)新投入采用研發(fā)支出總額與企業(yè)滯后一期總資產(chǎn)的比值進行衡量。在變更創(chuàng)新投入的衡量方式后，財稅激勵政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果如表6所示。

就財政補貼而言，首先，在2008-2017年的全樣本回歸當中，財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響在1%水平上顯著正相關(guān)，表明政府實施的財政補貼發(fā)揮了激勵企業(yè)創(chuàng)新的作用，從而促進了企業(yè)投入。其次，本文對“一帶一路”建設(shè)前后財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響進行對比，發(fā)現(xiàn)無論是建設(shè)前還是建設(shè)后，財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響均顯著，但是建設(shè)后的財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響較建設(shè)前更大，假設(shè)1再次得到驗證。

就稅收優(yōu)惠而言，首先，在全樣本檢驗中，稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響在1%水平上顯著正相關(guān)，這說明稅收優(yōu)惠確實發(fā)揮了促進企業(yè)創(chuàng)新投入提升的作用。其次，本文檢驗了“一帶一路”建設(shè)前后稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，可以看出建設(shè)前與建設(shè)后的稅收優(yōu)惠均與企業(yè)創(chuàng)新投入影響顯著，且建設(shè)后的稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用更大，假設(shè)2再次得到驗證。

由表6的回歸結(jié)果可以看出，首先，在全樣本中，財政補貼與稅收優(yōu)惠均對企業(yè)的創(chuàng)新投入產(chǎn)生了促進作用，但基于財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)0.637遠大于稅收優(yōu)惠的回歸系數(shù)0.015，表明在全樣本中，財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用較稅收優(yōu)惠發(fā)揮的作用要大。其次，就建設(shè)后的樣本而言，雖然財政補貼與稅收優(yōu)惠對企業(yè)的創(chuàng)新投入的影響均為顯著正相關(guān)，但是財政補貼的回歸系數(shù)0.702遠遠大于稅收優(yōu)惠的回歸系數(shù)0.017，表明在“一帶一路”建設(shè)后，財政補貼與稅收優(yōu)惠對企業(yè)的創(chuàng)新投入的影響存在顯著差異，假設(shè)3再次得到驗證。

六、結(jié)論及建議

綜上結(jié)果表明，“一帶一路”建設(shè)中所實行的財稅政策對創(chuàng)新投入發(fā)揮了顯著的激勵作用，與建設(shè)前相比，建設(shè)后的財政補貼與稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用更顯著，且兩種不同政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用存在顯著差異。

表6 “一帶一路”建設(shè)中財稅激勵政策對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，持續(xù)完善財稅激勵政策體系，加大財政補貼力度，構(gòu)建推進創(chuàng)新投入、穩(wěn)定持續(xù)提升的財稅政策機制，引導和促進資源流向那些積極開展創(chuàng)新研發(fā)的企業(yè)，降低企業(yè)創(chuàng)新的成本和創(chuàng)新行為的不確定性，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新熱情。

第二，不斷完善優(yōu)化稅收優(yōu)惠政策，充分發(fā)揮稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用，切實保障企業(yè)創(chuàng)新投資后能公平地獲得稅收優(yōu)惠，將稅收政策與其他激勵政策結(jié)合起來，發(fā)揮最大的激勵功效，以更好地促進企業(yè)創(chuàng)新的積極性。