財(cái)稅政策、融資約束與創(chuàng)新績(jī)效
——基于科技型中小企業(yè)的實(shí)證研究

陳 立，蔣艷秋

(重慶理工大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院， 重慶 400054)

一、前言

創(chuàng)新是保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的根本動(dòng)力，我國(guó)在“十三五”規(guī)劃綱要中強(qiáng)調(diào)必須把創(chuàng)新擺在國(guó)家發(fā)展全局的核心位置。科技型中小企業(yè)是我國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的主力軍，也是創(chuàng)新的重要主體，其發(fā)展對(duì)推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)、高質(zhì)量發(fā)展具有重要作用。雖然近些年來(lái)我國(guó)科技型中小企業(yè)不斷發(fā)展，但仍面臨諸多問(wèn)題，融資約束便是其發(fā)展過(guò)程中面臨的主要障礙。為此，政府制定并實(shí)施了多種財(cái)稅政策以調(diào)控融資環(huán)境，推動(dòng)科技型中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，如財(cái)政補(bǔ)貼、資本金投入等財(cái)政政策和研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除、稅收減免等稅收優(yōu)惠政策。財(cái)稅政策效果如何？對(duì)緩解科技型中小企業(yè)的融資約束和提升創(chuàng)新績(jī)效是否起到作用？解答以上問(wèn)題有助于優(yōu)化和完善財(cái)稅政策，推動(dòng)科技型中小企業(yè)發(fā)展，從而增強(qiáng)我國(guó)創(chuàng)新能力。

當(dāng)前，學(xué)界圍繞“財(cái)稅政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的作用”展開(kāi)了大量的研究并取得了豐富的成果，但少有學(xué)者研究其中蘊(yùn)含的作用機(jī)理。由此，以創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)為研究對(duì)象，研究財(cái)稅政策、融資約束與創(chuàng)新績(jī)效三者之間的關(guān)系，從融資約束角度實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)稅政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的作用路徑，既可拓展現(xiàn)有研究?jī)?nèi)容，也可為財(cái)稅政策優(yōu)化、科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提升提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

當(dāng)前，我國(guó)出臺(tái)了一系列創(chuàng)新激勵(lì)政策，主要可以分為稅收政策和財(cái)政政策。稅收政策以所得稅為主，增值稅、關(guān)稅等其他稅種為輔，通過(guò)稅率優(yōu)惠、稅收減免、研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除和固定資產(chǎn)加速折舊等方式給予企業(yè)稅收優(yōu)惠待遇；財(cái)政政策則是通過(guò)資本金投入、無(wú)償資助、研發(fā)補(bǔ)貼和貸款貼息等方式為企業(yè)提供創(chuàng)新經(jīng)費(fèi)。

(一)財(cái)稅政策與創(chuàng)新績(jī)效

根據(jù)創(chuàng)新的市場(chǎng)失靈理論，創(chuàng)新活動(dòng)具有正外部性和不確定性?xún)牲c(diǎn)特征，這極大地抑制了企業(yè)創(chuàng)新的積極性，所以需要政府進(jìn)行干預(yù)，以引導(dǎo)和激勵(lì)企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)，財(cái)稅政策是最常用的工具[1]。在稅收政策方面，政府通過(guò)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除、稅率優(yōu)惠和稅收減免等方式降低創(chuàng)新投入成本，這種間接補(bǔ)償?shù)姆绞接兄谔嵘髽I(yè)的創(chuàng)新績(jī)效[2]。在財(cái)政政策方面，政府通過(guò)設(shè)置認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)的方式對(duì)符合條件的項(xiàng)目或企業(yè)直接給予資金補(bǔ)助或資本金投入，這種直接激勵(lì)的方式對(duì)創(chuàng)新績(jī)效有促進(jìn)作用[3]。由此可見(jiàn)，稅收政策與財(cái)政政策都能激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。然而，稅收政策和財(cái)政政策的差異性會(huì)導(dǎo)致其激勵(lì)效果不同，稅收政策通過(guò)“事后補(bǔ)助”的方式對(duì)企業(yè)提供間接補(bǔ)貼，具有良好的普適性和較強(qiáng)的公平性，但其短期激勵(lì)效果不顯著，需要經(jīng)過(guò)較長(zhǎng)時(shí)間才能看到較好的效果[4]；財(cái)政政策通過(guò)“事前支持”的方式快速、直接、精準(zhǔn)地為企業(yè)提供資助。科技型中小企業(yè)大部分處于成長(zhǎng)期，需要獲得更多資金來(lái)發(fā)展，但科技型中小企業(yè)比其他企業(yè)更難獲得外部投資，政府補(bǔ)助比稅收優(yōu)惠更能直接有效地彌補(bǔ)其創(chuàng)新活動(dòng)前期投入的不足[5]。李艷華基于企業(yè)規(guī)模對(duì)不同企業(yè)進(jìn)行比較研究，發(fā)現(xiàn)財(cái)政補(bǔ)貼更能提升中小企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效[6]。基于以上分析，提出如下假設(shè)：

H1：稅收政策和財(cái)政政策均對(duì)科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效具有促進(jìn)作用，且財(cái)政政策比稅收政策的作用大。

(二)財(cái)稅政策與融資約束

科技型中小企業(yè)面臨著嚴(yán)重的融資約束[7]。首先，科技型中小企業(yè)在融資時(shí)受到抵押歧視和規(guī)模歧視?？萍夹椭行∑髽I(yè)具有規(guī)模小、“輕資產(chǎn)”多的特點(diǎn)，而小規(guī)模企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力低，債權(quán)人也傾向于以實(shí)物資產(chǎn)進(jìn)行抵押，因此許多金融機(jī)構(gòu)不愿意提供貸款服務(wù)。其次，信息不對(duì)稱(chēng)加劇了融資約束。一方面，創(chuàng)新活動(dòng)具有正外部性，科技型中小企業(yè)不愿向外界披露與創(chuàng)新活動(dòng)有關(guān)的信息，造成了嚴(yán)重的信息不對(duì)稱(chēng)，降低了金融機(jī)構(gòu)投資的積極性；另一方面，科技型中小企業(yè)內(nèi)“輕資產(chǎn)”偏多，其未來(lái)收益極其不確定，金融機(jī)構(gòu)無(wú)法對(duì)其進(jìn)行可靠的估值，加重了信息不對(duì)稱(chēng)。此時(shí)，政府采用直接資助的財(cái)政政策或間接補(bǔ)償?shù)亩愂照吣軌蛳蛲饨缣峁┢髽I(yè)利好信息，即政府看好該行業(yè)、認(rèn)可該企業(yè)的發(fā)展能力，從而幫助企業(yè)取得外部投資，減輕融資約束壓力[8]。王明海等也認(rèn)為政府干預(yù)有利于增加外部投資，且在創(chuàng)新過(guò)程中存在顯著的信號(hào)傳遞效應(yīng)[9]。由于稅收政策與財(cái)政政策在優(yōu)惠對(duì)象上存在不同，故兩者對(duì)企業(yè)融資約束的影響也存在差異。稅收政策具有普適性，外部投資者通過(guò)稅收政策只能區(qū)分出發(fā)展前景好的行業(yè)，而不能區(qū)分出發(fā)展能力強(qiáng)的企業(yè)；而財(cái)政政策具有針對(duì)性，只有通過(guò)國(guó)家審核的、創(chuàng)新能力強(qiáng)的企業(yè)才能獲得資金支持，外部投資者可以借此來(lái)篩選出發(fā)展?jié)摿^好的企業(yè)，因此財(cái)政政策比稅收政策更有利于幫助外部投資者辨別發(fā)展?jié)摿Ω叩钠髽I(yè)，財(cái)政政策具有更強(qiáng)的信號(hào)傳遞效應(yīng)?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：稅收政策與財(cái)政政策均能緩解企業(yè)融資約束，且財(cái)政政策比稅收政策的緩解效果更強(qiáng)。

(三)融資約束對(duì)財(cái)稅政策影響創(chuàng)新績(jī)效的中介效應(yīng)分析

融資約束的緩解能夠提升企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。創(chuàng)新活動(dòng)需要大量的初始資金用以購(gòu)買(mǎi)先進(jìn)設(shè)備和支付研發(fā)人員工資，所以創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)融資約束極其敏感[10]，而科技型中小企業(yè)易受到信貸歧視，外部融資較為困難，內(nèi)源融資又不足以支撐整個(gè)創(chuàng)新活動(dòng)，導(dǎo)致企業(yè)不得不減少研發(fā)投入，最終抑制創(chuàng)新活動(dòng)和創(chuàng)新績(jī)效[11-12]。Amore發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新決策易受到融資約束的影響，且融資約束的緩解有助于提升企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效[13]。我國(guó)學(xué)者周方召等以科技型中小企業(yè)為樣本，得出了類(lèi)似結(jié)論，即科技型中小企業(yè)獲得的外部融資越多，其創(chuàng)新績(jī)效越高[14]。

在科技型中小企業(yè)融資困難的背景下，政府干預(yù)對(duì)緩解企業(yè)融資約束起到重要作用。首先，政府通過(guò)實(shí)施稅收政策以稅率優(yōu)惠、稅收減免、研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除等方式讓渡一部分稅款給企業(yè)，降低企業(yè)稅負(fù)，減少現(xiàn)金流出，增加企業(yè)內(nèi)源融資；其次，政府通過(guò)實(shí)施財(cái)政政策以無(wú)償資助、貸款貼息、資本金投入等方式直接給予資金，增加現(xiàn)金流入，減輕企業(yè)融資壓力，推動(dòng)創(chuàng)新活動(dòng)發(fā)展；但無(wú)論是降低稅負(fù)還是政府補(bǔ)助，對(duì)開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)所需的資金來(lái)講都是杯水車(chē)薪，財(cái)稅政策的信號(hào)傳遞效應(yīng)才是緩解科技型中小企業(yè)融資約束的關(guān)鍵所在，即財(cái)稅政策有利于促進(jìn)外部融資，緩解融資約束，保障創(chuàng)新活動(dòng)順利實(shí)施，從而提升創(chuàng)新績(jī)效。由此可見(jiàn)，財(cái)稅政策可以通過(guò)增加內(nèi)源融資和外源融資兩條路徑緩解科技型中小企業(yè)融資約束，從而提高企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H3：融資約束在稅收政策、財(cái)政政策與創(chuàng)新績(jī)效之間具有中介效應(yīng)。

綜合以上理論分析，本文基本概念模型如圖1所示。

三、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以2015—2017年創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)為研究樣本。為了保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性及完整性，剔除以下樣本：(1)2015年以后首次發(fā)行上市的科技型中小企業(yè)；(2)2015—2017年利潤(rùn)總額、所得稅費(fèi)用小于 0 的公司；(3)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；(4)ST企業(yè)。經(jīng)篩選最終得到符合條件的科技型中小企業(yè)上市公司有242家。文中采用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù),專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)據(jù)從國(guó)家專(zhuān)利局資料整理得到。

(二)變量選取

1.被解釋變量

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的衡量方法并沒(méi)有統(tǒng)一。目前采用單一指標(biāo)表示創(chuàng)新績(jī)效的文獻(xiàn)最多，如研發(fā)投入、專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)或新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入等[15-17]，也有一些學(xué)者采用構(gòu)建指標(biāo)體系的方式[18]，但由于不同學(xué)者對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的理解不同，構(gòu)建指標(biāo)體系的視角不同，創(chuàng)新績(jī)效的測(cè)度存在較大差異，再加上無(wú)法獲得新產(chǎn)品銷(xiāo)售收入等有關(guān)數(shù)據(jù)，本文用企業(yè)當(dāng)年的專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)并取其對(duì)數(shù)來(lái)衡量創(chuàng)新績(jī)效。

2.解釋變量

(1)稅收政策

本文借鑒付文林和趙永輝[19]的計(jì)算方法，采用稅率差異指標(biāo)作為稅收政策的替代變量。計(jì)算公式為：稅收政策=25%-(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅調(diào)整)÷(利潤(rùn)總額+除壞賬準(zhǔn)備之外的資產(chǎn)減值準(zhǔn)備-投資收益+取得投資收益收到的現(xiàn)金)

(2)財(cái)政政策

現(xiàn)有文獻(xiàn)多采用政府補(bǔ)助作為財(cái)政政策的替代變量，本文借鑒崔也光等[18]的做法，采用企業(yè)當(dāng)年收到的政府補(bǔ)助與期末總資產(chǎn)的比值來(lái)表示財(cái)政政策。

3.中介變量

參考Kaplan和Zingales[20]的計(jì)算方法，本文構(gòu)建KZ指標(biāo)衡量企業(yè)融資約束程度。首先，選取經(jīng)營(yíng)性?xún)衄F(xiàn)金流/上期總資產(chǎn)、現(xiàn)金持有/上期總資產(chǎn)、現(xiàn)金股利/上期總資產(chǎn)、資產(chǎn)負(fù)債率以及Tobin’s Q等5個(gè)指標(biāo)，若各指標(biāo)低于其相應(yīng)中位數(shù)，則取值為 1，否則為 0;然后，對(duì)5個(gè)指標(biāo)進(jìn)行加總，并以加總值作為因變量對(duì)5個(gè)指標(biāo)進(jìn)行邏輯回歸排序；最后以回歸預(yù)測(cè)值作為KZ指數(shù)。KZ指數(shù)越大，則表示該企業(yè)所受到的融資約束越嚴(yán)重。

4.控制變量

不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)對(duì)創(chuàng)新的積極性不同，會(huì)影響財(cái)稅政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用；相比于小規(guī)模企業(yè)，規(guī)模較大的企業(yè)可能擁有更豐富的創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)、更強(qiáng)的創(chuàng)新能力且更容易獲得銀行貸款；凈資產(chǎn)收益率越高，企業(yè)年末凈利潤(rùn)越多，獲利能力越強(qiáng)，有更多的資金用于創(chuàng)新活動(dòng)；企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大，企業(yè)管理層會(huì)傾向于保守投資，而不選擇創(chuàng)新投資；企業(yè)成立時(shí)間越長(zhǎng)，企業(yè)創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)越豐富，創(chuàng)新體系越完善，創(chuàng)新能力越強(qiáng)；高成長(zhǎng)公司往往更有動(dòng)機(jī)來(lái)增加公司的創(chuàng)新力度，其創(chuàng)新意愿更強(qiáng)；股權(quán)集中度會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新，股權(quán)集中使大股東傾向于牟取私人收益，從而規(guī)避高風(fēng)險(xiǎn)、高不確定性的創(chuàng)新投資；高流動(dòng)資產(chǎn)比率的企業(yè)是資金密集型企業(yè)，保障創(chuàng)新活動(dòng)所需現(xiàn)金流。所以，本文選取產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)年齡、成長(zhǎng)能力、股權(quán)集中度和流動(dòng)資產(chǎn)比率作為控制變量，變量定義見(jiàn)表 1。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)假設(shè)，本文設(shè)計(jì)以下模型：

IPi,t=a0+a1GSi,t+a2Taxi,t+a3SOEi,t+a4Sizei,t+a5Agei,t+a6ROEi,t+a7LEVi,t+a8GAi,t+

a9TOP5i,t+a10LTi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

KZi,t=b0+b1GSi,t+b2Taxi,t+b3SOEi,t+b4Sizei,t+b5Agei,t+b6ROEi,t+b7LEVi,t+b8GAi,t+

b9TOP5i,t+b10LTi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

IPi,t=c0+c1GSi,t+c2Taxi,t+c3KZi,t+c4SOEi,t+c5Sizei,t+c6Agei,t+c7ROEi,t+c8LEVi,t+

c9GAi,t+c10TOP5i,t+c11LTi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(3)

模型(1)的自變量為財(cái)政政策、稅收政策，因變量為創(chuàng)新績(jī)效，用于檢驗(yàn)H1；模型(2)的自變量為財(cái)政政策、稅收政策，因變量為融資約束，用于檢驗(yàn)H2；模型(3)的自變量為財(cái)政政策、稅收政策和融資約束，因變量為創(chuàng)新績(jī)效，用于檢驗(yàn)H3。通過(guò)c3檢驗(yàn)融資約束對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的直接效應(yīng)，然后通過(guò)a1、a2，b1、b2與 c1、c2檢驗(yàn)融資約束在稅收政策、財(cái)政政策與創(chuàng)新績(jī)效之間是否具有中介效應(yīng)。

四、實(shí)證研究

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

從表2可以看出，樣本企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效的均值為3.657，標(biāo)準(zhǔn)差為1.418，最大值為9.909，最小值為0，這說(shuō)明不同企業(yè)在創(chuàng)新績(jī)效方面有著較大差異，且總體水平較低；財(cái)政政策的最大值為2.647，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1，稅收政策的最大值為0.25，最小值為-4.519，標(biāo)準(zhǔn)差為0.142，說(shuō)明科技型中小企業(yè)收到的政府補(bǔ)助和享受的稅收優(yōu)惠強(qiáng)度有著比較明顯的差異；融資約束最大值是6.833，最小值是 -10.108，可以看出我國(guó)科技型中小企業(yè)受到的融資約束差別較大，標(biāo)準(zhǔn)差為1.636，進(jìn)一步說(shuō)明了這一問(wèn)題。從控制變量來(lái)看，凈資產(chǎn)收益率最大值為0.85，最小值為-0.015，均值為0.088，標(biāo)準(zhǔn)差為0.063，說(shuō)明我國(guó)科技型中小企業(yè)凈資產(chǎn)收益率差異顯著，且總體的凈資產(chǎn)收益率較低；同理，企業(yè)成長(zhǎng)能力、股權(quán)集中度、流動(dòng)資產(chǎn)比率和企業(yè)年齡差異明顯；企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率一般控制在0.4～0.6，樣本均值為0.391，說(shuō)明科技型中小企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率較低，企業(yè)較少運(yùn)用舉債經(jīng)營(yíng)，外部融資困難；樣本企業(yè)個(gè)體間企業(yè)規(guī)模差異較?。划a(chǎn)權(quán)性質(zhì)的均值為0.299，說(shuō)明科技型中小企業(yè)中大多數(shù)為非國(guó)有企業(yè)，由于信貸所有制偏好緩解了國(guó)有企業(yè)的融資約束[21]，相較之下，非國(guó)有企業(yè)獲取外部融資更困難，這也間接說(shuō)明科技型中小企業(yè)整體融資困難。

由表3可知，財(cái)政政策、稅收政策、融資約束以及創(chuàng)新績(jī)效的 Pearson 相關(guān)系數(shù)基本都在 0.1 左右，處于弱相關(guān)行列，符合線(xiàn)性研究的基本要求。第一，財(cái)政政策(GS)、稅收政策(Tax)與創(chuàng)新績(jī)效(IP)顯著正相關(guān)，表明財(cái)政政策、稅收政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效有重要影響，財(cái)稅激勵(lì)程度越強(qiáng)，企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效越高；第二，融資約束(KZ)與創(chuàng)新績(jī)效(IP)顯著負(fù)相關(guān)，表明企業(yè)受到的融資約束越強(qiáng)，創(chuàng)新績(jī)效越低；第三，融資約束(KZ)與財(cái)政政策(GS)、稅收政策(Tax)顯著負(fù)相關(guān)，表明財(cái)稅激勵(lì)政策能夠緩解企業(yè)受到的融資約束。其他變量間系數(shù)均小于0.5，表明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，并與本文提出的假設(shè)基本一致，初步證明了研究的合理性。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 各變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)

(二)結(jié)果分析

1.直接效應(yīng)分析

模型(1) 的檢驗(yàn)結(jié)果表明財(cái)政政策在1%水平上對(duì)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著的促進(jìn)作用，稅收政策在5%水平上對(duì)創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生顯著的正向影響，財(cái)政政策的回歸系數(shù)a1=1.792,稅收政策的回歸系數(shù)a2=0.370,表明財(cái)政政策對(duì)科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響大于稅收政策，驗(yàn)證了本文的H1。模型(2)中財(cái)政政策的回歸系數(shù)b1=-0.752(p<0.01)，稅收優(yōu)惠的回歸系數(shù)b1=-0.247(p<0.1)，說(shuō)明財(cái)政政策和稅收政策都能夠緩解企業(yè)融資約束，不論是從回歸系數(shù)還是顯著性程度來(lái)看，都表明財(cái)政政策對(duì)科技型中小企業(yè)融資約束的緩解效果比稅收政策強(qiáng)，H2得到檢驗(yàn)。

2.中介效應(yīng)分析

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%水平上顯著；括號(hào)內(nèi)為未加入中介變量的回歸系數(shù)圖2 融資約束的中介效應(yīng)模型

表4中模型(3)回歸結(jié)果顯示，加入融資約束中介變量后，財(cái)政政策與創(chuàng)新績(jī)效仍在1%水平上顯著正相關(guān)，稅收政策與創(chuàng)新績(jī)效在10%水平上顯著正相關(guān)，且融資約束與創(chuàng)新績(jī)效系數(shù)在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，根據(jù)逐步檢驗(yàn)法分析中介效應(yīng)的步驟和要求，表明融資約束在財(cái)政政策、稅收政策和創(chuàng)新績(jī)效之間具有中介效應(yīng)，H3得到驗(yàn)證。同時(shí)，財(cái)政政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響系數(shù)從1.792降為1.677，稅收政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響系數(shù)從0.370降為0.332，表明融資約束在財(cái)政政策、稅收政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效影響中是部分中介效應(yīng)，具體中介效應(yīng)見(jiàn)圖2。

表4 回歸結(jié)果

控制變量部分，企業(yè)規(guī)模變量對(duì)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著影響，相比于小規(guī)模企業(yè)，規(guī)模較大的企業(yè)資本實(shí)力較強(qiáng)，技術(shù)設(shè)備更先進(jìn)，更易獲得外部融資，有利于開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)，促進(jìn)創(chuàng)新績(jī)效。企業(yè)年齡和創(chuàng)新績(jī)效顯著負(fù)相關(guān),這與前文理論分析不一致，可能是因?yàn)殡S著企業(yè)年齡的增長(zhǎng)，創(chuàng)新技術(shù)越來(lái)越落后，創(chuàng)新組織的運(yùn)作越來(lái)越固化，阻礙了企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新知識(shí)的交流與傳播從而導(dǎo)致創(chuàng)新績(jī)效減弱。凈資產(chǎn)收益率對(duì)創(chuàng)新績(jī)效具有顯著正向影響，凈資產(chǎn)收益率越高，企業(yè)的年末凈利潤(rùn)越高，內(nèi)部現(xiàn)金越多，有更多的資金投入到創(chuàng)新活動(dòng)中，有助于提高創(chuàng)新績(jī)效。資產(chǎn)負(fù)債率與創(chuàng)新績(jī)效顯著正相關(guān)，這與前文理論分析不一致，是因?yàn)橐环矫婵萍夹椭行∑髽I(yè)負(fù)債率整體較低，適當(dāng)提高負(fù)債能夠保障創(chuàng)新活動(dòng)資金充足，另一方面財(cái)稅政策釋放出的利好信息，可以使企業(yè)獲得更多貸款投入到創(chuàng)新活動(dòng)中。成長(zhǎng)能力越強(qiáng)的企業(yè)市場(chǎng)拓展能力越強(qiáng)，越會(huì)投入更多資金進(jìn)行研發(fā)，所以成長(zhǎng)能力與創(chuàng)新績(jī)效顯著正相關(guān)。股權(quán)集中度沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但其系數(shù)為正，說(shuō)明股權(quán)適度集中的企業(yè)其創(chuàng)新績(jī)效有可能更高。高流動(dòng)資產(chǎn)占比的企業(yè)是資金密集型企業(yè)，能夠保障創(chuàng)新活動(dòng)所需現(xiàn)金，有利于企業(yè)創(chuàng)新。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性，引入SPSS軟件的 Bootstrap法對(duì)財(cái)稅政策、融資約束與創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，結(jié)果如表5所示。財(cái)政政策、稅收政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的總效應(yīng)分別為1.793、0.372，在加入融資約束變量后，財(cái)政政策、稅收政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的直接效應(yīng)分別為1.677、0.332；融資約束在財(cái)政政策與創(chuàng)新績(jī)效之間的中介效應(yīng)為0.116，占總效應(yīng)的6.45%；融資約束在稅收政策與創(chuàng)新績(jī)效之間的中介效應(yīng)為 0.04，占總效應(yīng)的10.83%，且總效應(yīng)、直接效應(yīng)和中介效應(yīng)的Bootstrap95%置信區(qū)間的上、下限均大于0，說(shuō)明這3種效應(yīng)均是顯著的。該檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步支持了本文研究結(jié)論的正確性，由此可以認(rèn)為原模型是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)論與展望

本文以創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)為研究對(duì)象，實(shí)證檢驗(yàn)了財(cái)稅政策、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效三者之間的關(guān)系，從融資約束角度深入剖析了財(cái)政政策、稅收政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的內(nèi)在影響機(jī)理，得到的主要研究結(jié)論為：① 財(cái)稅政策對(duì)科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效具有促進(jìn)作用，且財(cái)政政策比稅收政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響大；② 財(cái)稅政策能夠緩解科技型中小企業(yè)融資約束，且財(cái)政政策比稅收政策緩解效果更明顯；③ 采用逐步檢驗(yàn)法分析融資約束的中介效應(yīng)，結(jié)果表明融資約束在財(cái)政政策、稅收政策與創(chuàng)新績(jī)效之間均具有部分中介效應(yīng)，即財(cái)稅政策通過(guò)緩解融資約束來(lái)提升企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效；④ 采用Bootstrap法對(duì)融資約束的中介效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果與逐步檢驗(yàn)法一致，且發(fā)現(xiàn)融資約束在財(cái)政政策、稅收政策對(duì)創(chuàng)新績(jī)效影響中相對(duì)效應(yīng)值分別為6.45%、10.83%。

根據(jù)研究結(jié)論，為提升科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效提出以下建議：第一，政府應(yīng)該加大財(cái)稅政策激勵(lì)力度。比如制定更為靈活的財(cái)政補(bǔ)貼政策，降低創(chuàng)新水平高、發(fā)展?jié)摿Υ蟮捻?xiàng)目或企業(yè)的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)；擴(kuò)大稅收優(yōu)惠政策受益范圍，讓更多科技型中小企業(yè)享受到切實(shí)優(yōu)惠；繼續(xù)提高研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除比例和降低符合條件的科技型中小企業(yè)的所得稅稅率等。第二，金融資源具有一般資源的共性[22]，政府應(yīng)該幫助科技型中小企業(yè)完善融資市場(chǎng)，建立與其相匹配的融資擔(dān)保機(jī)制，并監(jiān)督企業(yè)對(duì)資金的使用，促進(jìn)科技型中小企業(yè)與外部投資者合作。第三，政府應(yīng)該制定以財(cái)政政策為主、稅收政策為輔的創(chuàng)新激勵(lì)政策，充分發(fā)揮財(cái)稅政策對(duì)科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的推動(dòng)作用。第四，科技型中小企業(yè)應(yīng)充分利用財(cái)稅政策的信號(hào)效應(yīng)。企業(yè)應(yīng)及時(shí)地將財(cái)政激勵(lì)政策、稅收優(yōu)惠政策等利好信息傳達(dá)給外部投資者，有助于緩解信息不對(duì)稱(chēng)，從而促進(jìn)融資，保證創(chuàng)新活動(dòng)順利開(kāi)展。第五，科技型中小企業(yè)應(yīng)重視資金管理，組織管理團(tuán)隊(duì)，制定資金戰(zhàn)略規(guī)劃，提高資金使用效率，充裕的資金是企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵。

本文尚存在一定的局限性。首先，僅用企業(yè)當(dāng)年專(zhuān)利申請(qǐng)數(shù)這一單一指標(biāo)用來(lái)衡量創(chuàng)新績(jī)效，無(wú)法綜合反映企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效。其次，本文選取的研究對(duì)象為創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)，如果能將未上市的科技型中小企業(yè)納入研究樣本，研究結(jié)論將更加可靠。