研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除、融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度：基于中國(guó)新能源行業(yè)的研究

彭華濤，吳 瑤

(1.武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院；2.武漢理工大學(xué) 創(chuàng)業(yè)學(xué)院，湖北 武漢 430070)

0 引言

創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)營(yíng)收增長(zhǎng)和核心競(jìng)爭(zhēng)力獲取具有至關(guān)重要的作用[1]。同時(shí)，創(chuàng)新活動(dòng)具有高風(fēng)險(xiǎn)性、負(fù)外部性、溢出性等諸多不確定性特征，使得創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入存在持續(xù)投入力度不足、配置效率不高、資金結(jié)構(gòu)不合理等問(wèn)題[2,3]。從創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)過(guò)程視角來(lái)看，其資金決策特別是融資決策在技術(shù)開發(fā)、市場(chǎng)化和市場(chǎng)滲透等階段尤為重要[4]。而融資市場(chǎng)的信息不對(duì)稱、制度不完善、工具不匹配造成創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資障礙，嚴(yán)重影響企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的開展[5]。

在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”背景下，中國(guó)政府為緩解融資約束困境，采取了有效的市場(chǎng)干預(yù)手段，即多元科技政策，通過(guò)營(yíng)造良好的政策環(huán)境鼓勵(lì)企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)[6,7]，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新成果溢出效應(yīng)共享[7]。其中，作為重要組成部分的研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策，對(duì)研發(fā)活動(dòng)、優(yōu)惠主體等適用范圍以及核算管理等進(jìn)行了調(diào)整。2013-2015年，在政策試點(diǎn)后將扣除范圍逐步擴(kuò)大到全國(guó)，并降低了企業(yè)享受稅收優(yōu)惠政策的門檻。為保證稅收優(yōu)惠政策的貫徹實(shí)施，政府于2017年將科技型中小企業(yè)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除比例由50%調(diào)整至75%，并在此基礎(chǔ)上于2018年進(jìn)一步放寬受惠范圍至所有企業(yè)。

從研發(fā)投資視角出發(fā)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛討論科技政策的需求空間釋放，以及研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策作為稅收優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)研發(fā)刺激的有效性[8]。以Kao[9]和Alvarez-Ayuso[10]為代表的學(xué)者從稅收優(yōu)惠政策實(shí)施目標(biāo)和效果匹配度出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)旨在鼓勵(lì)企業(yè)研發(fā)的研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策有效發(fā)揮了積極的刺激作用?；谘邪l(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的刺激效應(yīng)，學(xué)者們進(jìn)一步研究了稅收優(yōu)惠政策激勵(lì)作用全路徑。馮澤[11]等以中國(guó)上市企業(yè)為樣本，從創(chuàng)新鏈產(chǎn)出端開展研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策雖然顯著增加企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度，但在研發(fā)產(chǎn)出強(qiáng)度方面沒(méi)有表現(xiàn)出顯著促進(jìn)作用；袁業(yè)虎等[12]將現(xiàn)金流敏感性等融資決策影響因素納入研究框架，發(fā)現(xiàn)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策通過(guò)降杠桿影響融資決策，同時(shí)促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入增長(zhǎng)。與上述研究結(jié)論有所差異的是，潘孝珍(2019)以管理層持股、股權(quán)集中度等股權(quán)結(jié)構(gòu)門檻變量為突破口，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策處于不同股權(quán)門檻區(qū)域時(shí)，其研發(fā)投入激勵(lì)效應(yīng)呈現(xiàn)較大差異。由此可見(jiàn)，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)同研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的激勵(lì)效應(yīng)，且現(xiàn)有研究主要分析優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的單向作用路徑[13-14]。雖然少數(shù)研究者提及融資和股權(quán)等影響因素，但研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的刺激作用路徑全過(guò)程，以及融資約束、股權(quán)過(guò)度集中問(wèn)題未得到充分探討，仍有待進(jìn)一步研究。

綜合考慮現(xiàn)有研究成果和不足，本文利用2014-2019年新能源行業(yè)數(shù)據(jù)，試圖從行業(yè)視角找到創(chuàng)業(yè)企業(yè)在研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策刺激下作出的研發(fā)投入強(qiáng)度反應(yīng)。此外，本文從融資角度作進(jìn)一步分析，重點(diǎn)考察融資約束條件下研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的促進(jìn)作用是否仍有效，并分析在此促進(jìn)作用中股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，以彌補(bǔ)該領(lǐng)域的研究不足。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度

研發(fā)活動(dòng)是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、企業(yè)快速成長(zhǎng)的動(dòng)力[15]。對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)而言，增加研發(fā)投入是提升核心競(jìng)爭(zhēng)力并穩(wěn)抓市場(chǎng)機(jī)遇的核心環(huán)節(jié)[16]，但是，研發(fā)投資強(qiáng)度受到融資結(jié)構(gòu)和資金支配的制約?；趦?yōu)序融資理論[17]，由于研發(fā)活動(dòng)具有風(fēng)險(xiǎn)大、回報(bào)不確定、周期長(zhǎng)等特點(diǎn)，創(chuàng)業(yè)企業(yè)偏好采用內(nèi)源融資等風(fēng)險(xiǎn)性較低的融資方式，企業(yè)融資結(jié)構(gòu)因而受到限制。同時(shí)，由于市場(chǎng)失靈、信息不對(duì)稱和委托代理等不確定性因素，使得創(chuàng)業(yè)企業(yè)謹(jǐn)慎考慮研發(fā)投入與產(chǎn)出，導(dǎo)致研發(fā)投資行為低效能[7]。

考慮融資偏好異質(zhì)性，學(xué)者們從內(nèi)外源融資視角探究不同融資方式對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響。從內(nèi)源融資約束視角來(lái)看，現(xiàn)金持有量往往作為內(nèi)源融資約束程度的替代變量，內(nèi)部現(xiàn)金持有量缺乏對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的限制性作用更強(qiáng)[18]。從外源融資約束視角來(lái)看，以銀行為主的金融機(jī)構(gòu)與企業(yè)之間的主體關(guān)系構(gòu)成了外部融資約束鏈條[19]，對(duì)于高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)投入行為而言，外源融資使得資金來(lái)源更廣泛并有利于持續(xù)加大研發(fā)投入強(qiáng)度，而融資約束帶來(lái)的研發(fā)投入強(qiáng)度不足可能導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)企業(yè)成長(zhǎng)增速放緩，從而對(duì)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)品創(chuàng)新以及核心競(jìng)爭(zhēng)力提升產(chǎn)生滯緩影響[20]。Zhang等[21]認(rèn)為這種負(fù)面影響在能源行業(yè)更明顯，對(duì)于資金、知識(shí)和技術(shù)密集的能源型創(chuàng)業(yè)企業(yè)而言，融資約束帶來(lái)的創(chuàng)新投資障礙加劇了創(chuàng)業(yè)過(guò)程中融資與研發(fā)的緊張關(guān)系?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

H1：融資約束對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度有負(fù)向影響。

1.2 研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的調(diào)節(jié)效應(yīng)

作為具有針對(duì)性的投入驅(qū)動(dòng)型政策[13]，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策為企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度提供了良好的創(chuàng)新環(huán)境，以鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)并增加創(chuàng)新投入[15]。在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)相關(guān)支持政策的引導(dǎo)下，技術(shù)密集型創(chuàng)業(yè)企業(yè)面臨的外部市場(chǎng)和融資環(huán)境逐漸轉(zhuǎn)好?；谛盘?hào)傳遞理論[22]，創(chuàng)業(yè)企業(yè)對(duì)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的積極反應(yīng)向外部融資者釋放有利的創(chuàng)新導(dǎo)向信號(hào)，實(shí)現(xiàn)對(duì)外部資源獲取和技術(shù)開發(fā)的高附加效應(yīng)。具體而言，享受研發(fā)優(yōu)惠政策的創(chuàng)業(yè)企業(yè)向外部市場(chǎng)釋放企業(yè)技術(shù)研發(fā)、產(chǎn)品升級(jí)等方面的有利信號(hào)，緩解外部投資者對(duì)研發(fā)項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期估算，吸引多渠道研發(fā)投資。但是，從長(zhǎng)期效應(yīng)視角來(lái)看，研發(fā)稅收抵免額度的增加并不能確?？傃邪l(fā)投資額相應(yīng)增加，反而作為補(bǔ)充措施引導(dǎo)企業(yè)投資更高質(zhì)量研發(fā)項(xiàng)目[10]。

金融資源有效獲取對(duì)研發(fā)投資決策具有重要作用，而創(chuàng)業(yè)企業(yè)缺乏研發(fā)活動(dòng)資助資金，表現(xiàn)出較低的研發(fā)意向和創(chuàng)新熱情，阻礙其創(chuàng)新發(fā)展[7]。內(nèi)部融資資源有限性、外部融資獲取難度和資金不恰當(dāng)支配，導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)企業(yè)在風(fēng)險(xiǎn)壓力下選擇保守的研發(fā)計(jì)劃。因此，如何降低融資約束對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的消極影響成為迫切需要解決的問(wèn)題[5]。Zhang等[23]認(rèn)為，明確的、積極的政策信息可以通過(guò)降低企業(yè)研發(fā)投資信息不對(duì)稱，減少融資對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的阻礙。而政府出臺(tái)的研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策傳遞出積極信號(hào)，降低投資者對(duì)研發(fā)投資邊際收益的消極預(yù)期，進(jìn)而在一定程度上削弱財(cái)務(wù)約束的影響，推動(dòng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)積極開展研發(fā)活動(dòng)以實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新目標(biāo)[24]?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除削弱融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的消極關(guān)系。

1.3 研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度

研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除實(shí)際上是政府對(duì)企業(yè)研發(fā)行為和創(chuàng)新成果的事后獎(jiǎng)勵(lì)[25]。研發(fā)投入在一定程度上影響企業(yè)抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力，政府通過(guò)研發(fā)層面財(cái)政補(bǔ)貼或稅收優(yōu)惠政策為其承擔(dān)一定的研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)。考慮新技術(shù)成果溢出效應(yīng)和稅收優(yōu)惠政策對(duì)研發(fā)的引致效應(yīng)，政府有效采取稅收抵免[26]。對(duì)符合加計(jì)扣除條件的企業(yè)及其研發(fā)費(fèi)用支出項(xiàng)目提供稅收抵免，能夠有效矯正企業(yè)研發(fā)外部性，實(shí)現(xiàn)對(duì)其研發(fā)投入強(qiáng)度的激勵(lì)。

關(guān)于研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的干預(yù)效率，學(xué)者們做了大量研究。Crespi等[27]從企業(yè)創(chuàng)新投資成本視角研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)稅收優(yōu)惠政策吸引有應(yīng)稅利潤(rùn)基礎(chǔ)的企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度，部分彌補(bǔ)了整體研發(fā)投入資金缺口；Fernández-Sastre等[28]從需求和供給視角研究創(chuàng)新支持政策有效性，發(fā)現(xiàn)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除類創(chuàng)新政策的積極作用在創(chuàng)業(yè)企業(yè)擁有一定技術(shù)能力且與市場(chǎng)之間進(jìn)行知識(shí)交流時(shí)得以體現(xiàn)。由于研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除所表現(xiàn)的積極作用，許多研究著眼于創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)過(guò)程：一是突破研發(fā)調(diào)整成本的制約，增強(qiáng)決策制定者對(duì)于研發(fā)活動(dòng)利益獲得的看好心理，從而追加研發(fā)投資[27]；二是優(yōu)化資源要素配置，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策促使企業(yè)對(duì)生產(chǎn)要素和研發(fā)要素進(jìn)行優(yōu)化組合，反過(guò)來(lái)推動(dòng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)沿著產(chǎn)品創(chuàng)新路徑展開技術(shù)創(chuàng)新，在研發(fā)投入上更加開放[2]。研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的高附加值效應(yīng)在研發(fā)導(dǎo)向的技術(shù)密集型企業(yè)更加顯著，且對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)提出了更高的研發(fā)要求[6]?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

H3：研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度具有促進(jìn)作用。

1.4 股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

基于委托代理理論，“經(jīng)營(yíng)權(quán)與控制權(quán)相分離”[29]以及管理內(nèi)外部“信息不對(duì)稱”[7]等代理問(wèn)題普遍存在于企業(yè)發(fā)展中，而股權(quán)結(jié)構(gòu)是實(shí)現(xiàn)管理激勵(lì)、經(jīng)理層監(jiān)督和代理成本控制的重要制度安排。股東之間的利益目標(biāo)、風(fēng)險(xiǎn)偏好、創(chuàng)新意愿存在差異，股權(quán)集中度高低往往影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的制定，其中包括研發(fā)投入強(qiáng)度選擇。關(guān)于股權(quán)集中度，學(xué)者們主要從代替性指標(biāo)綜合分析、其與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系、股權(quán)制衡對(duì)企業(yè)決策的影響等方面展開研究[30]。其中，股權(quán)集中度廣泛使用第一大股東持股比例作為表征指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度[31]。Martins等[32]研究不同股權(quán)集中度對(duì)研發(fā)決策的影響，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度作為反映大股東對(duì)企業(yè)控制程度的指標(biāo)，其水平高低決定大股東對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)行為決策的權(quán)衡和監(jiān)管，尤其對(duì)研發(fā)行為產(chǎn)生一定影響。

在同等研發(fā)稅收優(yōu)惠條件下，創(chuàng)業(yè)企業(yè)股權(quán)集中度差異導(dǎo)致研發(fā)政策激勵(lì)效應(yīng)不盡相同。Ting等[33]研究認(rèn)為股權(quán)集中度沒(méi)有對(duì)科技政策響應(yīng)起到積極作用，反而弱化研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的刺激作用。即創(chuàng)業(yè)企業(yè)受到研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策的刺激效應(yīng)，傾向于加大研發(fā)投入強(qiáng)度以加快創(chuàng)新進(jìn)度，但是，企業(yè)大股東所有權(quán)的高度集中使其受利益驅(qū)動(dòng)而不愿加大企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。從大股東與小股東之間的第二類代理問(wèn)題來(lái)看，股權(quán)集中度提升易導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)企業(yè)利用資金占用等方式弱化研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除對(duì)研發(fā)活動(dòng)的支持和刺激作用，增加管理者對(duì)研發(fā)活動(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)預(yù)期，從而影響研發(fā)資金投入強(qiáng)度[34]?；谏鲜龇治?，提出如下假設(shè)：

H4：股權(quán)集中度負(fù)向調(diào)節(jié)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與研發(fā)投入強(qiáng)度之間的關(guān)系。

根據(jù)以上理論分析和假設(shè)，本文構(gòu)建研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

本文采用行業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以我國(guó)新能源行業(yè)上市公司為研究對(duì)象，選取2014-2019年相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行實(shí)證研究。本文選擇新能源上市企業(yè)作為研究樣本，主要原因在于：新能源企業(yè)創(chuàng)新需求和研發(fā)能力較強(qiáng)，由于對(duì)技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)品升級(jí)的高要求，需要持續(xù)加大研發(fā)資金和人才投入強(qiáng)度，在不斷的創(chuàng)新活動(dòng)中表現(xiàn)出二次創(chuàng)業(yè)或習(xí)慣性創(chuàng)業(yè)行為[35]；新能源企業(yè)由于研發(fā)項(xiàng)目資本密集、投資回收期長(zhǎng)、規(guī)模大等特性而受到較強(qiáng)的融資約束影響[21]，往往需要利用相關(guān)財(cái)政政策支持，削弱融資約束的不利影響；資質(zhì)認(rèn)定結(jié)果顯示，所選取的新能源行業(yè)上市公司屬于高新技術(shù)企業(yè)，在2014-2019年研究時(shí)間范圍內(nèi)享受研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠政策，在政策導(dǎo)向下研發(fā)行為意愿愈發(fā)強(qiáng)烈。

本研究樣本數(shù)據(jù)來(lái)源主要為國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)，其中，部分企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度等缺失數(shù)據(jù)通過(guò)在巨潮資訊網(wǎng)獲取的年報(bào)中手動(dòng)查找獲得。根據(jù)研究目的，在新能源行業(yè)涉及的太陽(yáng)能、風(fēng)能、光伏等領(lǐng)域收集上市公司信息，初步得到247個(gè)新能源企業(yè)樣本，并據(jù)此樣本收集所需數(shù)據(jù)。基于樣本有效性考慮，本研究對(duì)于初步獲取的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選，主要包括：為保證樣本數(shù)據(jù)可靠性，剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)有異常以及有退市風(fēng)險(xiǎn)的ST和ST*企業(yè)；剔除2014-2019年研究數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的企業(yè)；對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行1%上下水平的縮尾(Winsorize)處理，以消除樣本極端值的不利影響。經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)篩選，本研究最終獲得有效樣本企業(yè)164家，共計(jì)8 220個(gè)有效觀測(cè)值。對(duì)最終樣本數(shù)據(jù)使用Excel進(jìn)行預(yù)處理，整理形成符合分析軟件要求的面板數(shù)據(jù)格式，并結(jié)合stata16進(jìn)行實(shí)證分析。

2.2 變量定義及測(cè)度

參考Wu[16]和Bai[35]在變量定義方面的思路，本研究從因變量、自變量、調(diào)節(jié)變量以及控制變量4個(gè)層面進(jìn)行測(cè)度。

2.2.1 因變量

研發(fā)政策支持效果、融資狀況，都會(huì)一定程度上體現(xiàn)在對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響上，因此，本文以研發(fā)投入強(qiáng)度作為因變量。關(guān)于研發(fā)投入強(qiáng)度，學(xué)者們通常認(rèn)可基于收入、資產(chǎn)以及人員的研發(fā)密度計(jì)量方式[36]。參考Zhu[37]衡量企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的指標(biāo)選取做法，采用研發(fā)支出/資產(chǎn)總額的值反映創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。

2.2.2 自變量

(1)融資約束。關(guān)于企業(yè)融資約束的變量測(cè)度，已有研究主要采用單指標(biāo)或多指標(biāo)進(jìn)行衡量。單指標(biāo)的運(yùn)用主要包括股利支付率、凈資產(chǎn)負(fù)債率、利息保障倍數(shù)等影響企業(yè)融資的單個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)，但考慮到單個(gè)指標(biāo)對(duì)企業(yè)整體融資狀況描述的制約，國(guó)內(nèi)外學(xué)者構(gòu)造并發(fā)展其替代性指標(biāo)即SA指數(shù)、KZ指數(shù)以及WW指數(shù)等[38]，并廣泛用于融資約束與金融發(fā)展情況描述。本文為避免企業(yè)流動(dòng)資金、財(cái)務(wù)杠桿等金融指標(biāo)的內(nèi)生性影響，參考 Zhang[23]和鞠曉生[39]的融資約束衡量方法，使用受到廣泛認(rèn)可的SA指數(shù)描述企業(yè)融資約束程度。計(jì)算公式如下：

SA=0.043×size2-0.737×size-0.04×age

其中，size為以百萬(wàn)元為單位計(jì)數(shù)的企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)值，age為企業(yè)注冊(cè)至當(dāng)期的年限。劉莉亞等[40]研究發(fā)現(xiàn)，SA指數(shù)均為負(fù)數(shù)，且SA取值越大表明企業(yè)受到的融資約束程度越高。

(2)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除。針對(duì)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除，學(xué)者主要采用絕對(duì)數(shù)或相對(duì)數(shù)進(jìn)行測(cè)量?？紤]絕對(duì)數(shù)指標(biāo)即研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除金額受到企業(yè)規(guī)模和行業(yè)異質(zhì)性影響，本研究參考Bai等[35]的做法，從激勵(lì)效應(yīng)強(qiáng)度視角對(duì)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除進(jìn)行量化，即采用研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度作為核心變量研究其對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的直接與間接作用。為在一定程度上避免內(nèi)生性問(wèn)題，以滯后一期數(shù)據(jù)作為當(dāng)年研究變量，即以上年研發(fā)支出為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，與上年所享受加計(jì)扣除稅率以及企業(yè)所得稅率的乘積作為當(dāng)期研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的絕對(duì)值，而研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度(Ded)記為研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除絕對(duì)值與資產(chǎn)總額的比值。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

由于決策制定過(guò)程受到多因素影響，本研究參考Majid[31]和Zhang[7]對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)的變量測(cè)度方法，將股權(quán)集中度作為調(diào)節(jié)變量，并選用第一大股東持股比例作為股權(quán)集中度的替代性指標(biāo)。這一指標(biāo)越大，表明企業(yè)所有權(quán)越集中。

2.2.4 控制變量

基于數(shù)據(jù)可獲得性和可靠性考慮，本文選取以下可能影響研發(fā)投入強(qiáng)度的指標(biāo)作為控制變量[16,41]：①托賓Q值(TQ)。托賓Q值衡量企業(yè)成長(zhǎng)績(jī)效和生產(chǎn)擴(kuò)張能力，將其加入模型主要是基于創(chuàng)業(yè)企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值和成長(zhǎng)績(jī)效對(duì)創(chuàng)新決策的影響；②營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)。營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率一定程度體現(xiàn)企業(yè)成長(zhǎng)性，而創(chuàng)業(yè)企業(yè)為了實(shí)現(xiàn)可持續(xù)性成長(zhǎng)，往往進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)，因而控制營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響；③資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)。資產(chǎn)負(fù)債率綜合反映企業(yè)負(fù)債水平，在以往研究中常常將資產(chǎn)負(fù)債率作為衡量融資水平的關(guān)鍵指標(biāo)，因而使用資產(chǎn)負(fù)債率作為控制變量；④凈資產(chǎn)收益率(ROE)。凈資產(chǎn)收益率越高，說(shuō)明企業(yè)投資收益越大，進(jìn)而為決策者提供了研發(fā)投資利好信號(hào)，使其對(duì)研發(fā)投入持樂(lè)觀態(tài)度，因而在控制變量中加入凈資產(chǎn)收益率?；貧w模型具體變量劃分以及定義說(shuō)明如表1所示。

表1 變量說(shuō)明

2.3 模型構(gòu)建

為研究融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的關(guān)系，即驗(yàn)證假設(shè)H1，構(gòu)建如下回歸模型：

RDIi,t=α0+α1*SAi,t+α2*Controlsi,t+εi,t

(1)

其中，controls表示控制變量集合，包括托賓Q值(TQ)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)和凈資產(chǎn)收益率(ROE)，以控制其它因素對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響；i表示給定行業(yè)的企業(yè)；t表示時(shí)間點(diǎn)；εi,t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為研究研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度是否存在直接激勵(lì)作用，在融資約束與研發(fā)投入強(qiáng)度之間是否存在調(diào)節(jié)作用，即驗(yàn)證假設(shè)H2、H3，構(gòu)建模型(2)和(3)：

RDIi,t=β0+β1*Dedi,t+β2*Controlsi,t+εi,t

(2)

RDIi,t=γ0+γ1*SAi,t+γ2*Dedi,t+γ3*SAi,t*Dedi,t+γ4*Controlsi,t+εi,t

(3)

其中，SAi,t*Dedi,t為融資約束SA指數(shù)和研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度中心化后的交互項(xiàng)，驗(yàn)證研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否顯著。

為驗(yàn)證股權(quán)集中度在研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的調(diào)節(jié)作用，即驗(yàn)證假設(shè)H4，構(gòu)建模型如下：

RDIi,t=δ0+δ1*Dedi,t+δ2*ECi,t+δ3*Dedi,t*ECi.t+δ4*Controlsi,t+εi,t

(4)

其中，Dedi,t*ECi.t表示自變量研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除強(qiáng)度與調(diào)節(jié)變量股權(quán)集中度中心化處理后的交互項(xiàng)。

3 檢驗(yàn)結(jié)果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

樣本數(shù)據(jù)中主要變量描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表2所示，測(cè)度樣本企業(yè)融資約束程度的SA指數(shù)平均值為-3.794 4，最小值為-4.534 7，最大值為-2.960 3。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，新能源上市企業(yè)面臨嚴(yán)重的融資約束且其約束程度存在較大差異。研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度(Ded)統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，其平均值為0.157 4，最小值為0.000 5，最大值為0.690 6，說(shuō)明新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除程度存在較大差異。從研發(fā)投入指標(biāo)來(lái)看，研發(fā)投入強(qiáng)度(RDI)平均值為1.647 7，最小值為0.005 5，最大值為5.011 8，縱向數(shù)據(jù)表明，同一行業(yè)不同領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度表現(xiàn)出明顯差異。調(diào)節(jié)變量股權(quán)集中度(EC)平均值為33.094 7，最小值與最大值差異幅度較大，分別為8.448 0和71.240 0，這與企業(yè)異質(zhì)性特征有密切關(guān)系。觀察托賓Q、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率等控制變量描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，新能源創(chuàng)業(yè)企業(yè)的成長(zhǎng)能力、舉債經(jīng)營(yíng)能力以及資本收益能力差異較大。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.2 Pearson相關(guān)性分析

為初步判斷變量之間是否存在多重共線性，首先進(jìn)行Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)，得出各變量間相關(guān)系數(shù)如表3所示。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：融資約束替代性指標(biāo)SA指數(shù)與研發(fā)投入強(qiáng)度之間為負(fù)相關(guān)關(guān)系，而研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度與研發(fā)投入強(qiáng)度相關(guān)系數(shù)為0.777，表現(xiàn)出顯著正相關(guān)性，這一結(jié)果初步驗(yàn)證了研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除、融資約束與研發(fā)投入強(qiáng)度之間的關(guān)系。股權(quán)集中度與研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除、研發(fā)投入強(qiáng)度均存在較為顯著的負(fù)相關(guān)性，其中，與研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除相關(guān)系數(shù)為-0.120，與研發(fā)投入強(qiáng)度相關(guān)系數(shù)為-0.097。研發(fā)投入強(qiáng)度與托賓Q值具有顯著正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.108，而與資產(chǎn)負(fù)債率等表現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為-0.113。由表3可知，主要變量(除因變量外)之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.4。同時(shí),為確保研究數(shù)據(jù)及結(jié)果有效性，對(duì)變量進(jìn)行方差膨脹因子VIF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示其VIF值均小于10，說(shuō)明變量之間不存在嚴(yán)重多重共線性問(wèn)題。因此，可以進(jìn)行相關(guān)模型回歸分析。

表3 Pearson相關(guān)性分析結(jié)果

3.3 回歸結(jié)果分析

為驗(yàn)證融資約束、研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與研發(fā)投入強(qiáng)度之間的關(guān)系，對(duì)新能源行業(yè)上市創(chuàng)業(yè)企業(yè)2014-2019年面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析。首先對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，得出P值低于0.05，表明該數(shù)據(jù)更適合采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析。為了避免調(diào)節(jié)效應(yīng)多重共線性問(wèn)題，對(duì)調(diào)節(jié)變量和自變量進(jìn)行中心化處理，并生成對(duì)應(yīng)的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸分析。

(1)融資約束對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響及研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的調(diào)節(jié)效應(yīng)。以融資約束為自變量，研發(fā)投入強(qiáng)度為因變量，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度為調(diào)節(jié)變量，逐步回歸分析結(jié)果如表4所示，融資約束與研發(fā)投入強(qiáng)度的主效應(yīng)以及研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除在兩者關(guān)系之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)都在1%水平上顯著。從單個(gè)模型進(jìn)行分析，將自變量、調(diào)節(jié)變量以及自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)逐步加入模型進(jìn)行回歸，其系數(shù)結(jié)果呈現(xiàn)差異性。

表4 融資約束與研發(fā)投入的主效應(yīng)及調(diào)節(jié)效應(yīng)

模型(1)-模型(4)報(bào)告了融資約束對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響以及研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除在兩者關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。模型(1)中融資約束的回歸系數(shù)為-2.770 9，在1%水平上顯著為負(fù)。融資約束SA指數(shù)取值越大表明融資約束程度越高，其回歸結(jié)果說(shuō)明融資約束對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度有顯著負(fù)向影響，即融資約束程度越高，企業(yè)對(duì)研發(fā)活動(dòng)投入強(qiáng)度越小，這與假設(shè)H1一致。在模型(2)中加入研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度變量，模型(3)在此基礎(chǔ)上加入融資約束與研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度的交互項(xiàng)(SA*Ded)，旨在分析研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除能否調(diào)節(jié)融資約束對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的制約作用。模型(2)中SA指數(shù)回歸系數(shù)為-2.038 9，與模型(1)相比系數(shù)變化值大于0，表明研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除強(qiáng)度直接作用于融資約束與研發(fā)投入強(qiáng)度之間的關(guān)系，且效果顯著。模型(3)調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果顯示，SA和Ded的系數(shù)均在1%水平上顯著，分別為-2.038 0和1.172 2，但SA*Ded系數(shù)不顯著，為-1.088 3，表明滯后一期的研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除強(qiáng)度正向調(diào)節(jié)作用不顯著。考慮稅收優(yōu)惠政策激勵(lì)效應(yīng)的時(shí)滯性特質(zhì)，將調(diào)節(jié)變量再滯后一期形成Ded_lag，中心化后與自變量SA指標(biāo)組成交互項(xiàng)SA*Ded_lag進(jìn)行回歸分析。結(jié)果顯示，交互項(xiàng)回歸系數(shù)為-1.526 6，在10%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明滯后兩期的研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度的間接作用顯著，在融資約束和研發(fā)投入強(qiáng)度中具有正向調(diào)節(jié)作用，能有效削弱融資約束對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的負(fù)向影響，驗(yàn)證了假設(shè)H2。這一結(jié)果可能是由于研發(fā)稅收優(yōu)惠政策的刺激作用存在滯后性，當(dāng)年研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)融資約束的反應(yīng)因?yàn)槭艿角皟赡暄邪l(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除強(qiáng)度的影響而更加強(qiáng)烈。

(2)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響及股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度為解釋變量，以股權(quán)集中度為調(diào)節(jié)變量，驗(yàn)證研發(fā)稅收優(yōu)惠政策對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的積極影響以及股權(quán)集中度在兩者關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，實(shí)證分析結(jié)果如表5所示。

表5 研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與研發(fā)投入的主效應(yīng)及調(diào)節(jié)效應(yīng)

研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與研發(fā)投入強(qiáng)度關(guān)系模型驗(yàn)證結(jié)果系數(shù)均在1%水平上顯著為正，初步驗(yàn)證了研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的顯著關(guān)系，與已有研究結(jié)論基本保持一致。

從單個(gè)模型回歸系數(shù)來(lái)看，以研發(fā)投入強(qiáng)度為被解釋變量的模型(5)-(7)回歸結(jié)果與假設(shè)基本一致。模型(5)中，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度Ded的回歸系數(shù)為1.553 7，在1%水平上顯著為正，這與假設(shè)H3一致，表明研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除推動(dòng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)加大研發(fā)資金投入強(qiáng)度的作用顯著。模型(6)和模型(7)分別在研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與研發(fā)投入強(qiáng)度主效應(yīng)模型上，加入調(diào)節(jié)變量股權(quán)集中度及其與研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的交互項(xiàng)，股權(quán)集中度的系數(shù)均為負(fù)，但沒(méi)有表現(xiàn)出顯著性，表明股權(quán)集中度在研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除條件下對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的直接抵消作用不顯著。進(jìn)一步比較分析發(fā)現(xiàn)，在模型(7)中，研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與股權(quán)集中度的交互項(xiàng)(Ded*EC)回歸系數(shù)為-0.032 4，且在5%水平上顯著，驗(yàn)證假設(shè)H4。該結(jié)果說(shuō)明股權(quán)集中度負(fù)向調(diào)節(jié)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的促進(jìn)作用，即股權(quán)越集中，創(chuàng)業(yè)企業(yè)利用研發(fā)稅收優(yōu)惠政策利好信號(hào)加大研發(fā)投入強(qiáng)度的效用越弱。

綜合分析控制變量在各模型中的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)托賓Q值(TQ)能夠顯著促進(jìn)創(chuàng)業(yè)企業(yè)增加研發(fā)投入強(qiáng)度；凈資產(chǎn)收益率(ROE)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)在研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除影響下對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度均表現(xiàn)出顯著正向作用。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮研發(fā)“投入-產(chǎn)出”反應(yīng)滯后，將研發(fā)投入強(qiáng)度N+1期作為因變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果顯示主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)變量回歸系數(shù)的正負(fù)與顯著性沒(méi)有明顯變化，因此，上述結(jié)論成立。由于篇幅限制，本文只報(bào)告調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果，如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論與討論

4.1 理論貢獻(xiàn)與實(shí)踐啟示

本文分別以融資約束和研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除為解釋變量，探討融資約束、研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的關(guān)系，依據(jù)其主效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果，揭示創(chuàng)業(yè)企業(yè)如何在融資約束下利用研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠政策進(jìn)行研發(fā)投入強(qiáng)度選擇。利用新能源行業(yè)上市企業(yè)2014-2019年相關(guān)數(shù)據(jù)，控制托賓Q值、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、資產(chǎn)負(fù)債率以及凈資產(chǎn)負(fù)債率等因素的影響進(jìn)行回歸分析，得出以下結(jié)論與啟示：

(1)融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，即融資約束在一定程度上降低企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。基于優(yōu)序融資理論，內(nèi)源融資單一資金來(lái)源難以滿足創(chuàng)業(yè)企業(yè)尤其是研發(fā)導(dǎo)向的創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資需求，外源融資渠道開發(fā)對(duì)研發(fā)水平提升亦尤為重要。但由于市場(chǎng)信息不對(duì)稱以及交易成本過(guò)高等問(wèn)題，企業(yè)投融資往往低于最優(yōu)水平，而企業(yè)內(nèi)部研發(fā)決策過(guò)分依賴資金來(lái)源和分配使用，在研發(fā)投入強(qiáng)度決策上選擇“量入而出”。以新能源行業(yè)為代表的資本密集型和技術(shù)密集型創(chuàng)業(yè)企業(yè)，通常開發(fā)大型研發(fā)項(xiàng)目且投資回收期長(zhǎng)，高管對(duì)創(chuàng)新行為趨于保守，會(huì)減少研發(fā)投資。本文從融資約束視角出發(fā)，深度探究?jī)?nèi)外部融資約束條件下創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度變化，從研發(fā)投入來(lái)源看，融資約束對(duì)其研發(fā)投入強(qiáng)度的制約作用主要?dú)w因于研發(fā)項(xiàng)目資金需求大，導(dǎo)致外源融資成本顯著高于內(nèi)源融資成本，創(chuàng)業(yè)企業(yè)權(quán)衡利益與成本后選擇保守型研發(fā)投入強(qiáng)度。

新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，由于所面臨融資約束和資金獲取困境，其研發(fā)投入強(qiáng)度受到嚴(yán)重制約，研發(fā)成果轉(zhuǎn)化亦面臨較大阻礙。因而，新能源領(lǐng)域的創(chuàng)業(yè)企業(yè)在開展創(chuàng)新活動(dòng)時(shí)，應(yīng)充分考慮金融市場(chǎng)和企業(yè)自身能力限制，從多渠道獲取資金支持?？紤]到綠色研發(fā)績(jī)效對(duì)新能源創(chuàng)業(yè)企業(yè)獲取行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的重要作用，應(yīng)健全并完善基于新能源行業(yè)特性發(fā)展起來(lái)的多元化融資渠道和金融環(huán)境監(jiān)管制度，有效解決研發(fā)活動(dòng)中的財(cái)務(wù)約束，降低創(chuàng)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投資中面臨的信息不對(duì)稱，推動(dòng)新能源行業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)。

(2)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除不僅直接刺激創(chuàng)業(yè)企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度，而且通過(guò)間接削弱融資約束的限制作用推動(dòng)研發(fā)活動(dòng)。本文以研發(fā)投入強(qiáng)度為被解釋變量，從多視角驗(yàn)證了研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響。其直接促進(jìn)作用主要表現(xiàn)在彌補(bǔ)研發(fā)資金短缺[35]、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避[42]、創(chuàng)新意愿培養(yǎng)[43]等方面，對(duì)于自由化的新能源市場(chǎng)，競(jìng)爭(zhēng)迫使創(chuàng)業(yè)企業(yè)利用研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策加大研發(fā)投入強(qiáng)度。融資約束視角下創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度相關(guān)研究主要從政治聯(lián)系、高管持股、政府補(bǔ)貼等方面展開[7]，本研究以支持性政策導(dǎo)向?yàn)橐暯?，引入研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠強(qiáng)度，強(qiáng)調(diào)創(chuàng)業(yè)企業(yè)通過(guò)享受研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除一定程度上抵消融資約束對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的消極影響。這一調(diào)節(jié)效應(yīng)實(shí)現(xiàn)路徑與Hao[5]的研究相一致，其作用路徑具體表現(xiàn)為創(chuàng)業(yè)企業(yè)在滿足研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策條件下，一定程度上彌補(bǔ)技術(shù)研發(fā)資金缺口，還向外部投資者傳遞出企業(yè)發(fā)展利好信號(hào)，吸引外源融資改善企業(yè)融資結(jié)構(gòu)、擺脫融資困境，進(jìn)而降低外源融資成本，增強(qiáng)創(chuàng)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新意愿，提升研發(fā)投入強(qiáng)度。

基于研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的直接促進(jìn)作用，考慮稅收優(yōu)惠政策導(dǎo)向?qū)θ谫Y約束的弱化效果，政府應(yīng)進(jìn)一步規(guī)范和完善研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除等研發(fā)驅(qū)動(dòng)型政策，營(yíng)造良好的研發(fā)環(huán)境和融資環(huán)境，支持創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)。新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)和創(chuàng)新處于探索階段，當(dāng)前稅收優(yōu)惠政策還無(wú)法為新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)提供更具競(jìng)爭(zhēng)力和保障性的創(chuàng)新環(huán)境，本研究為新能源行業(yè)研發(fā)稅制改革提供了有益參考。同時(shí)，創(chuàng)業(yè)企業(yè)需要完善內(nèi)部研發(fā)資金分配機(jī)制，避免研發(fā)投入強(qiáng)度增加導(dǎo)致?lián)頂D現(xiàn)象出現(xiàn)。

(3)股權(quán)集中度作為調(diào)節(jié)變量，負(fù)向調(diào)節(jié)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的關(guān)系。以第一大股東持股比例測(cè)度股權(quán)集中度，反映創(chuàng)業(yè)企業(yè)股權(quán)分布狀態(tài)和股權(quán)制衡情況[7]。股權(quán)集中程度越高的企業(yè)在面臨研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策時(shí)，往往比股權(quán)集中度低的企業(yè)表現(xiàn)出低研發(fā)投入意愿，這一結(jié)論與Martins[32]等的觀點(diǎn)一致。從決策信息不對(duì)稱性來(lái)看，第一大股東和小股東分別關(guān)注自身利益相關(guān)信息，在企業(yè)復(fù)雜的決策網(wǎng)里，重要研發(fā)信息容易被趨利主義的股東隱藏，導(dǎo)致研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除政策刺激效應(yīng)缺乏。從成果產(chǎn)出不確定性來(lái)看，研發(fā)活動(dòng)具有可持續(xù)性和風(fēng)險(xiǎn)性，決策者需要在成本與收益之間進(jìn)行權(quán)衡，股權(quán)集中度高的企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度時(shí)容易受到大股東個(gè)人傾向的影響。從風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避可能性來(lái)看，研發(fā)活動(dòng)具有高成本、高風(fēng)險(xiǎn)特征，隨著企業(yè)股權(quán)相對(duì)集中，大股東考慮企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展和自身利益，減少研發(fā)投資，進(jìn)而削弱研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除優(yōu)惠政策對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度的平滑作用。

過(guò)高的股權(quán)集中度容易導(dǎo)致創(chuàng)業(yè)企業(yè)內(nèi)部權(quán)力制衡失效，大股東基于趨利原則傾向于保守的研發(fā)決策。近年來(lái)，中國(guó)政府已經(jīng)為新能源行業(yè)可持續(xù)發(fā)展制定了大量支持性政策，鼓勵(lì)綠色創(chuàng)新。但在自由化和競(jìng)爭(zhēng)性的市場(chǎng)上，政策導(dǎo)向下新能源領(lǐng)域創(chuàng)業(yè)企業(yè)預(yù)期創(chuàng)新績(jī)效的實(shí)現(xiàn)效果并不顯著。因此，為實(shí)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)企業(yè)尤其是新能源行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)長(zhǎng)期可持續(xù)性發(fā)展，應(yīng)優(yōu)化調(diào)整股權(quán)結(jié)構(gòu)，使得高層管理者合理考慮研發(fā)活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)性和收益性權(quán)衡，在研發(fā)鼓勵(lì)政策引導(dǎo)下選擇最恰當(dāng)?shù)难邪l(fā)決策。

4.2 研究局限與展望

本文研究結(jié)論為創(chuàng)業(yè)企業(yè)應(yīng)對(duì)融資約束及時(shí)調(diào)整融資渠道和方式，以及政府部門進(jìn)一步完善研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除等相關(guān)政策提供了數(shù)據(jù)支撐和決策參考。但是，本研究仍然存在一定局限性，首先，主要聚焦于研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除對(duì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)增加研發(fā)投入強(qiáng)度的直接影響，及其在削弱融資約束對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度產(chǎn)生消極效應(yīng)過(guò)程中的間接影響。但是，這種影響路徑可能受到許多其它因素的影響，例如產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、創(chuàng)業(yè)階段等公司基礎(chǔ)特征以及創(chuàng)業(yè)所面臨的整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境因素。其次，在對(duì)研究樣本進(jìn)行選擇時(shí)，僅涉及新能源行業(yè)上市企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，未與其它行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)進(jìn)行橫向?qū)Ρ龋狈π袠I(yè)差異性研究，所得結(jié)論是否適用于其它行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)仍需相關(guān)數(shù)據(jù)支持。因此，未來(lái)研究可以進(jìn)一步從多視角探索內(nèi)外部因素對(duì)不同行業(yè)創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的影響機(jī)制，使該領(lǐng)域研究更加完整。