研發(fā)費用加計扣除政策改革促進了民營企業(yè)創(chuàng)新嗎
——基于2018年政策調(diào)整的實證研究

李 源 王 陽 羅浩泉 陳斐然

一、引言

2018年中國對研發(fā)費用加計扣除政策進行了重大改革，最主要的改革內(nèi)容有兩項：一是提高了加計扣除比例，由原先的50%提高到75%；二是擴大了政策適用范圍，由原先僅適用于科技型中小企業(yè)擴大到所有負(fù)面清單之外的企業(yè)。研發(fā)費用加計扣除政策旨在通過為企業(yè)創(chuàng)新減稅，降低企業(yè)創(chuàng)新成本來激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新積極性。在企業(yè)研發(fā)投入和企業(yè)專利及發(fā)明專利申請中，民營企業(yè)占比均達到90%以上，是研發(fā)費用加計扣除政策的主要受益群體(1)筆者根據(jù)《中國科技統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)計算。。但是，在高加計扣除政策激勵之下，部分民營企業(yè)存在著操縱會計賬目虛高列支研發(fā)費用的可能(楊國超等，2017；萬源星等，2020)。此次改革不僅提高了加計扣除比例，而且進一步增加了政策普惠性，尤其是大量非科技型企業(yè)納入到適用范圍后，為辨別是否會出現(xiàn)大范圍虛列研發(fā)費用的“偽”創(chuàng)新現(xiàn)象，有必要對其政策實施效果進行細致的評估。

目前對中國研發(fā)費用加計扣除政策實施效果的研究文獻主要是基于2016年之前的研發(fā)費用加計扣除政策，該時期政策修訂主要集中在調(diào)整歸集口徑范圍和適用主體范圍，未涉及加計扣除比例的調(diào)整(任海云、宋偉宸，2017；王登禮等，2018；馮澤等，2019；萬源星等，2020；吳秋生、馮藝，2020；劉曄、林陳聃，2021；等)。僅有少量文獻關(guān)注到2018年研發(fā)費用加計扣除政策改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響。石紹賓、李敏(2021)采用標(biāo)準(zhǔn)DID方法研究發(fā)現(xiàn)，2018年的政策強度提升能夠激勵制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新，但研究結(jié)論無法排除2015年研發(fā)費用加計扣除政策變化的影響。楊瑞平等(2021)、吳秋生、李官輝(2022)均以高新技術(shù)企業(yè)為研究對象，采用標(biāo)準(zhǔn)DID方法，研究發(fā)現(xiàn)2018年的政策強度提升顯著降低了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入增長率，但研究結(jié)論難以有效排除高新技術(shù)企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策的影響。總體來看，對于2018年研發(fā)費用加計扣除政策改革對企業(yè)創(chuàng)新影響的研究還不夠豐富、充分和深入。

綜上，本文以民營企業(yè)作為研究對象，選取2016年～2019年A股上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)，采用連續(xù)DID方法，考察2018年研發(fā)費用加計扣除政策改革對民營企業(yè)創(chuàng)新的影響。同時考慮企業(yè)的行業(yè)、規(guī)模、技術(shù)類型、生命周期等異質(zhì)性因素均有可能在不同程度上影響政策實施效果(任海云、宋偉宸，2017；劉詩源等，2020)，實證檢驗研發(fā)費用加計扣除政策改革對民營企業(yè)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在三個方面：一是實證考察2018年的政策改革對民營企業(yè)創(chuàng)新的實際激勵效果是否符合預(yù)期。二是豐富了研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對民營企業(yè)創(chuàng)新影響的研究方法。以2018年研發(fā)費用加計扣除比例調(diào)升為契機，采用連續(xù)DID方法評估政策強度提升對民營企業(yè)創(chuàng)新影響，為后續(xù)研究提供有益探索。三是深入考察2018年政策改革對民營企業(yè)激勵效果的異質(zhì)性，為后續(xù)進行更加精準(zhǔn)的政策改革提供實證支持。

本文其余部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是政策改革背景；第三部分是文獻回顧和研究假設(shè)；第四部分是研究設(shè)計與實證分析；第五部分是穩(wěn)健性檢驗；第六部分是研究結(jié)論與政策啟示。

二、政策改革背景

我國從1996年開始頒布實施研發(fā)費用加計扣除政策，截止到2021年4月，該政策已歷經(jīng)多輪改革(見表1)，而改革表現(xiàn)出了漸進式的特征：

表1 中國研發(fā)費用加計扣除政策沿革

(1)政策逐漸系統(tǒng)化和體系化。2008年，研發(fā)費用加計扣除政策通過《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》及其實施條例被以法律形式予以確認(rèn)。(2)適用主體范圍逐漸擴大。2003年，研發(fā)費用加計扣除政策取消了對企業(yè)所有制的限制；2006年，主體范圍從工業(yè)企業(yè)擴充至財務(wù)核算制度健全、實行查賬征稅的內(nèi)外資企業(yè)、科研機構(gòu)、大專院校等；2015年，首次提出適用主體范圍的負(fù)面清單制。(3)費用扣除口徑逐漸拓寬。2008年首次對研發(fā)費用扣除口徑做出詳細規(guī)定；2013年和2015年扣除口徑逐步放寬，縮小了與高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定研發(fā)費用歸集口徑的差異。(4)扣除比例逐漸提高。2017年科技型中小企業(yè)的扣除比例從50%提升至75%，2018年財政部、稅務(wù)總局、科技部聯(lián)合出臺《關(guān)于提高研究開發(fā)費用稅前加計扣除比例的通知》(財稅〔2018〕99號)，范圍由科技型中小企業(yè)推廣至負(fù)面清單之外的所有企業(yè)，同時扣除比例由50%上調(diào)至75%。2021年國家再次調(diào)整政策，將制造業(yè)扣除比例從75%提升至100%。

近年來，研發(fā)費用加計扣除政策已成為我國激勵企業(yè)科技創(chuàng)新的最為重要的普惠性政策。數(shù)據(jù)顯示，全國享受研發(fā)費用加計扣除政策的企業(yè)數(shù)由2015年的5.3萬戶攀升至2019年的33.9萬戶，年均增長59.0%；減稅額由2015年的726億元增加至2019年的3552億元，年均增長48.7%(2)曾金華,制造業(yè)企業(yè)研發(fā)費用加計扣除比例提至100%——真金白銀激勵企業(yè)加大研發(fā)投入,經(jīng)濟日報, 2021-03-28(04)。。

世界上許多國家都非常重視研發(fā)費用加計扣除政策的制定與實施，并且各國研發(fā)費用加計扣除政策具有對象不同、力度不一和配套其他政策組合實施等特點(Daniel，2021)。例如，英國的研發(fā)費用加計扣除政策主要針對小型企業(yè)，而土耳其的政策對象是科技型公司；印度的扣除比例控制在100%～200%之間，而巴西的扣除比例控制在160%～180%之間；愛爾蘭的研發(fā)費用加計扣除政策通常是與其他政策一起配套實施。與世界其他國家相比，我國研發(fā)費用加計扣除比例尚處于中低水平，因此有必要考察2018年政策實施效果，為后續(xù)政策改革方向提供實證支持和啟示，例如可否將2021年的政策改革舉措擴大到所有負(fù)面清單之外的企業(yè)，可否在此基礎(chǔ)上繼續(xù)提升加計扣除比例等。

三、文獻回顧與研究假設(shè)

(一)研發(fā)費用加計扣除政策與民營企業(yè)創(chuàng)新投入

關(guān)于研發(fā)費用加計扣除政策對民營企業(yè)創(chuàng)新投入影響的研究結(jié)論并不統(tǒng)一。相關(guān)研究結(jié)論可歸納為三種：(1)政策對民營企業(yè)創(chuàng)新投入具有激勵效果。研發(fā)費用加計扣除政策會通過產(chǎn)生“非債務(wù)稅盾”效應(yīng)降低企業(yè)所得稅負(fù)擔(dān)，增強企業(yè)研發(fā)意愿(Kemsley and Nissim，2002；林洲鈺等，2013；任海云、宋偉宸，2017)。研發(fā)費用加計扣除政策還能夠有效緩解民營企業(yè)“融資難”問題(Takalo and Tanayama，2010)。(2)政策對民營企業(yè)創(chuàng)新投入具有抑制作用。部分民營企業(yè)存在研發(fā)活動與其他活動相互交織的現(xiàn)象，使得各項費用難以準(zhǔn)確歸集到相應(yīng)研發(fā)項目中，企業(yè)存在故意增加非研發(fā)費用支出用于“偽裝”研發(fā)費用的可能(萬源星等，2020)。(3)政策對民營企業(yè)創(chuàng)新投入的影響不明顯。如果企業(yè)為了達到滿足研發(fā)費用加計扣除政策條件所付出的成本過高，則可能導(dǎo)致政策的無效率(Guellec and Bruno，2003)。由于政策執(zhí)行存在滯后性和不穩(wěn)定性，導(dǎo)致稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)創(chuàng)新的長期促進作用并不顯著(James et al．，2017)。楊瑞平等(2021)實證發(fā)現(xiàn)2018年研發(fā)費用加計扣除政策強度提升會顯著降低高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入增長率，政策對企業(yè)創(chuàng)新投入的效果在長期可能不那么明顯。我國進入新時代，創(chuàng)新成為驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展的第一動力，民營企業(yè)只有通過創(chuàng)新才能實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，而我國研發(fā)費用加計扣除政策不斷改革，旨在支持企業(yè)不斷創(chuàng)新。根據(jù)以上分析，提出以下假設(shè)：

H1：研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對民營企業(yè)創(chuàng)新投入具有激勵效應(yīng)。

(二)研發(fā)費用加計扣除政策與民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

大多數(shù)文獻結(jié)論支持研發(fā)費用加計扣除政策顯著提升企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量(賀康等，2020；孫自愿等，2020)。政策在一定程度上可以緩解民營企業(yè)創(chuàng)新的融資約束，從而激勵民營企業(yè)開發(fā)新技術(shù)和新產(chǎn)品、引進新工藝等。然而，也有部分研究發(fā)現(xiàn)，由于民營企業(yè)與政府之間存在信息不對稱，可能引發(fā)企業(yè)采取策略性創(chuàng)新、研發(fā)操縱、迎合政策等尋租行為(黎文靖、鄭曼妮，2016；楊國超等，2017)。因此，提升研發(fā)費用加計扣除政策強度對民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量可能同時存在正面和負(fù)面影響。還有部分研究進一步考慮了政策對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的影響。陳強遠等(2020)研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量仍存在正面和負(fù)面雙重影響的可能。一方面，企業(yè)受到政策激勵，可能會將資源投入到前沿創(chuàng)新活動中，從而提高創(chuàng)新質(zhì)量(Takalo and Tanayama，2010；Czarnitzki et al．，2011)。另一方面，由于政府無法具體掌握企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量情況，部分企業(yè)可能存在利用低質(zhì)量創(chuàng)新產(chǎn)出來攫取政策紅利的動機，從而導(dǎo)致整體創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量下降(孫剛等，2016；張杰等，2016)。民營企業(yè)處于相對完全競爭的市場環(huán)境中，其市場競爭力離不開創(chuàng)新能力，更多的“真”創(chuàng)新(包括創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量)意味著更高的市場競爭力，民營企業(yè)進行“真”創(chuàng)新的動機會更加強烈。據(jù)此，分別提出以下假設(shè)：

3.2 甘露醇口服后不被腸道吸收，在腸道內(nèi)形成高滲環(huán)境，阻止腸內(nèi)水分的吸收并使體液中水分向腸腔內(nèi)轉(zhuǎn)移，刺激腸壁傳入神經(jīng)末梢反射性引起腸蠕動，使整段腸腔容積性瀉下，排除腸內(nèi)糞便，從而達到清潔腸道的目的［5］。由于口服導(dǎo)瀉劑，需要大量飲水，以及導(dǎo)瀉藥本身口感、不良反應(yīng)等，容易導(dǎo)致腹脹、腹痛、水電解質(zhì)紊亂、產(chǎn)生爆炸性氣體，嚴(yán)重時患者不能耐受，甚至導(dǎo)致腸出血、腸穿孔［6］。甘露醇可在腸道細菌的作用下產(chǎn)生甲烷等氣體，在行高頻電凝、電切時有易引起氣體爆炸的危險［7］。故不宜應(yīng)用于內(nèi)鏡下電切手術(shù)前腸道準(zhǔn)備。

H2：研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量具有激勵效應(yīng)。

H3：研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量具有激勵效應(yīng)。

(三)研發(fā)費用加計扣除政策效果的異質(zhì)性特征

1.行業(yè)異質(zhì)性影響

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，不同行業(yè)的企業(yè)在應(yīng)對政策改革、市場競爭等環(huán)境變化時所采取的創(chuàng)新策略具有明顯差異(林洲鈺等，2013；任海云、宋偉宸，2017)?？紤]到2021年的研發(fā)費用加計扣除政策改革主要是針對制造業(yè)企業(yè)，為更進一步識別2018年的政策改革對負(fù)面清單之外民營企業(yè)創(chuàng)新的影響，為后續(xù)政策改革提供參考，擬將民營企業(yè)樣本劃分為制造業(yè)和非制造業(yè)進行行業(yè)異質(zhì)性分析。目前享受研發(fā)費用加計扣除政策的企業(yè)不包括租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、住宿和餐飲業(yè)、娛樂業(yè)、煙草制造等行業(yè)，這些行業(yè)大部分屬于低技術(shù)服務(wù)業(yè)，對創(chuàng)新的依賴程度較低，因此能夠享受該政策的大多是以信息服務(wù)等為代表的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，而該類服務(wù)業(yè)研發(fā)投入大、創(chuàng)新意識強(劉詩源等，2020)。此外，我國制造業(yè)，尤其是生物醫(yī)藥、信息通信等高科技產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新績效深受美國對華出口管制的負(fù)面影響(劉薇、張溪，2019)?；诖?，提出假設(shè)H4。

H4：研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對非制造業(yè)民企創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的激勵效果更大。

2.規(guī)模異質(zhì)性影響

不同規(guī)模企業(yè)的創(chuàng)新資源、創(chuàng)新意愿不同，對政策強度提升的敏感程度也不同。大型企業(yè)通常具有更完善的研發(fā)管理流程，能負(fù)擔(dān)巨額研發(fā)費用和承擔(dān)研發(fā)風(fēng)險，而非大型企業(yè)創(chuàng)新資源相對較少，對研發(fā)失敗的風(fēng)險承擔(dān)能力相對較弱(Stock et al．，2002；任海云、宋偉宸，2017)，同時考慮到當(dāng)前國家支持中小企業(yè)向“專精特新”方向發(fā)展，更加強調(diào)中小企業(yè)的創(chuàng)新性，若中小企業(yè)享有優(yōu)惠政策，會更有動力加大創(chuàng)新投入?；诖?，提出假設(shè)H5。

H5：研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對非大型民企創(chuàng)新投入的激勵效果更大。

3.技術(shù)類型異質(zhì)性影響

相對于低技術(shù)企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)擁有更強的創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力(陳遠燕，2016；王春元，2017)，但同時由于主要承擔(dān)著高技術(shù)和新技術(shù)的研發(fā)，具有更高的風(fēng)險性和不確定性，研發(fā)費用加計扣除政策有助于降低企業(yè)創(chuàng)新成本，分擔(dān)創(chuàng)新風(fēng)險，提升政策強度可能更有助于高新技術(shù)企業(yè)加大創(chuàng)新投入力度。此外，2018年前后爆發(fā)中美貿(mào)易摩擦，歐美發(fā)達國家實施關(guān)鍵核心技術(shù)壟斷，我國高新技術(shù)企業(yè)開始將更多的精力放在攻克關(guān)鍵核心技術(shù)上，在增加創(chuàng)新投入的同時，短期內(nèi)創(chuàng)新產(chǎn)出變得更為困難。因此，提升政策強度在短期內(nèi)對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響可能會弱于對非高新技術(shù)企業(yè)的影響?；诖?，提出假設(shè)H6。

H6：研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對高新技術(shù)民企創(chuàng)新投入的激勵效果明顯，但對非高新技術(shù)民企創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵效果更大。

4.生命周期異質(zhì)性影響

處于不同生命周期的企業(yè)具有不同的特征。處于成長期的企業(yè)具有融資約束較緊、資本性支出較多等特點，首要目標(biāo)是在行業(yè)中站穩(wěn)腳跟，將資金用于購置機器設(shè)備、建設(shè)倉庫廠房以實現(xiàn)產(chǎn)能擴大(劉詩源等，2020；楊瑞平等，2021)。而處于成熟期的企業(yè)具有經(jīng)營模式成熟、組織架構(gòu)較為完善、銷售網(wǎng)絡(luò)廣泛、盈利模式穩(wěn)定等特點，同時為避免進入衰退期，也需要通過不斷創(chuàng)新以謀求企業(yè)持續(xù)發(fā)展。因此對成熟期企業(yè)來講，研發(fā)費用加計扣除政策增加了可自由支配的現(xiàn)金流，更容易提高創(chuàng)新投入積極性(任海云、宋偉宸，2017)?；诖耍岢黾僭O(shè)H7。

H7：研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對成熟期民企創(chuàng)新投入的激勵效果更大。

四、研究設(shè)計與實證分析

(一)研究樣本和模型設(shè)定

本文選取2016年～2019年的中國A股上市民營企業(yè)為研究樣本，該時間段排除了2015年研發(fā)費用加計扣除政策改革的影響。2017年科技型中小企業(yè)的扣除比例從50%提升至75%，2018年才開始推廣到負(fù)面清單以外的全部企業(yè)。由于上市公司樣本中總資產(chǎn)最低的公司超過了科技型中小企業(yè)的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)，故上市公司樣本中不含科技型中小企業(yè)，無需考慮2017年試點政策的影響。本文核心解釋變量研發(fā)費用加計扣除額從企業(yè)年報中通過手工獲取，其余數(shù)據(jù)均來源于CSMAR、CNRDS、WIND數(shù)據(jù)庫。參照既有文獻做法，對原始數(shù)據(jù)做如下處理：(1)剔除ST、*ST、PT企業(yè)；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；(3)剔除負(fù)面清單制行業(yè)的企業(yè)。最終得到6173個觀測樣本。

在考察評估研發(fā)費用加計扣除政策的效果時，最普遍的做法是采用標(biāo)準(zhǔn)DID(雙重差分)法，但根據(jù)本研究的目的，難以為實驗組構(gòu)造理想有效的對照組是最大的困難。采用標(biāo)準(zhǔn)DID法的理想情況是2018年前后實驗組的加計扣除比例從50%變化為75%，而對照組的變化應(yīng)是保持50%不變。但由于數(shù)據(jù)受限，本文的研究樣本是2016年～2019年的A股上市民營企業(yè)，2018年及以后的對照組全部變?yōu)閷嶒灲M。為此，本文借鑒Nunn and Qian(2011)的做法，采用連續(xù)DID模型(3)也有文獻稱之為廣義DID、強度DID或“準(zhǔn)”DID。：

RDi,t=α+βlnDei,t*Post+∑γXi,t+μi+ωt+εi,t

(1)

其中，RDi,t代表企業(yè)i第t年的創(chuàng)新水平；lnDei,t代表企業(yè)i第t年所享受的政策強度；Post是政策實施前后虛擬變量，即2018年及以后為1，否則為0；X為一組控制變量；μi和ωt分別表示企業(yè)和時間固定效應(yīng)，分別控制企業(yè)層面上的非時變因素和時間層面上不隨企業(yè)變化的外部因素；εi,t為隨機誤差項。上述模型與標(biāo)準(zhǔn)DID模型的區(qū)別在于，不以虛擬變量來區(qū)分處理組和對照組，而是將企業(yè)所享受的政策強度作為處理強度。

(二)變量選取

變量選取和定義見表2。因變量分別從創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量三方面考察。采用企業(yè)研發(fā)投入強度來衡量創(chuàng)新投入。強度指標(biāo)是相對指標(biāo)，與絕對指標(biāo)相比，可以排除企業(yè)規(guī)模的影響，能更有效地表征企業(yè)研發(fā)投入水平(馮澤等，2019)。分別采用專利申請量和發(fā)明專利申請量來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量。因為相比于專利授權(quán)量，專利申請量更能真實反映企業(yè)創(chuàng)新水平，在一定程度上避免專利授權(quán)過程的時滯性影響(Griliches，1990；Annamaria et al．，2013)。企業(yè)發(fā)明專利申請更能夠體現(xiàn)創(chuàng)新的質(zhì)量，屬于實質(zhì)性創(chuàng)新，而非發(fā)明專利申請可能是企業(yè)為了達到政策支持條件而開展的策略性創(chuàng)新(黎文靖、鄭曼妮，2016)。

表2 變量指標(biāo)一覽表

核心解釋變量是政策強度與政策實施時間的交互項，其中政策強度采用企業(yè)年報中披露的研發(fā)費用加計扣除數(shù)額的對數(shù)衡量(4)中國證監(jiān)會于2014年發(fā)布的《公開發(fā)行證券的公司信息披露編報規(guī)則第15號》文件規(guī)定，上市公司必須對研發(fā)細節(jié)進行公開。此后，中國上市公司對研發(fā)費用加計扣除額等具體信息披露有很大改善。?？刂谱兞縿t選取一系列公司層面的特征變量：(1)企業(yè)規(guī)模，是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素；(2)企業(yè)年齡，表征企業(yè)所積累的經(jīng)驗與資源，會影響企業(yè)創(chuàng)新(劉詩源等，2020)；(3)利潤總額和(4)總資產(chǎn)收益率，衡量企業(yè)盈利能力，是企業(yè)創(chuàng)新的基本保障；(5)總資產(chǎn)負(fù)債率，表征企業(yè)負(fù)債能力；(6)管理層持股比例，在一定門檻條件下會影響企業(yè)創(chuàng)新(陳金勇等，2015)；(7)研發(fā)人員占比，人才是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素(Bronzini and Piselli，2016)。變量的描述性統(tǒng)計見表3。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

(三)實證結(jié)果與分析

表4展示了模型(1)的估計結(jié)果?？梢?，核心解釋變量的系數(shù)均顯著為正，意味著政策強度提升對民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量均有顯著激勵效果，H1、H2和H3得證。

表4 研發(fā)費用加計扣除政策對民營企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

從控制變量的系數(shù)來看：(1)民營企業(yè)規(guī)模對研發(fā)投入強度具有負(fù)向效果，但對創(chuàng)新產(chǎn)出有正向效果。因為規(guī)模較小的民企更具有創(chuàng)新意愿(Stock et al．，2002)，而規(guī)模較大的企業(yè)具有比較完善的研發(fā)體系(George，1996)。(2)民營企業(yè)年齡對創(chuàng)新投入有負(fù)向影響，而對創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量有正向影響，但均不顯著。(3)總利潤對民營企業(yè)的創(chuàng)新均有顯著的正向效果，符合預(yù)期。(4)總資產(chǎn)收益率對創(chuàng)新投入有顯著的負(fù)向影響，對創(chuàng)新產(chǎn)出有正向影響。(5)總資產(chǎn)負(fù)債率對創(chuàng)新投入有顯著的負(fù)向效果，因為高負(fù)債率給企業(yè)帶來較大的資金壓力，導(dǎo)致研發(fā)投入降低(陳遠燕，2016)，但可能會鞭策民企提高研發(fā)資金轉(zhuǎn)化效率，促進創(chuàng)新產(chǎn)出。(6)管理層持股比例對民企創(chuàng)新具有正向效果。因為管理層持股會激勵管理層為了公司的長遠利益與核心競爭力而更加積極地支持創(chuàng)新活動(陳金勇等，2015)。(7)研發(fā)人員占比對民營企業(yè)創(chuàng)新具有顯著正向影響。這與Bronzini and Piselli(2016)的結(jié)論一致。

(四)異質(zhì)性分析

1.區(qū)分行業(yè)特征的回歸結(jié)果

為探索2018年政策強度提升對不同行業(yè)民營企業(yè)創(chuàng)新影響的潛在異質(zhì)性，將樣本劃分為制造業(yè)和非制造業(yè)，估計結(jié)果見表5。可見，無論是制造業(yè)還是非制造業(yè)，政策強度提升對民營企業(yè)創(chuàng)新均具有顯著的正向激勵作用，且行業(yè)間效果差異顯著。具體地，對于制造業(yè)民企，保持其他條件不變，政策強度每提升1%，民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量分別平均增加約0.005%、0.178%和0.150%。同理，對于非制造業(yè)民企，保持其他條件不變，政策強度每提升1%，民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量分別平均增加約0.014%、0.237%和0.244%。從核心解釋變量的系數(shù)和經(jīng)驗P值來看，相對于制造業(yè)民企，2018年的研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對非制造業(yè)民企的創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量的激勵效果更大，H4得證。

2.區(qū)分規(guī)模特征的回歸結(jié)果

按照國家統(tǒng)計局的《統(tǒng)計上大中小微型企業(yè)劃分辦法(2017)》，將樣本分為大型和非大型兩類，估計結(jié)果見表6。結(jié)果顯示，政策強度提升對大型和非大型民營企業(yè)創(chuàng)新均具有顯著的正向激勵作用。具體地，對于大型民企，保持其他條件不變，政策強度每提升1%，民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量分別平均增加約0.006%、0.242%和0.212%。同理，對于非大型民企，保持其他條件不變，政策強度每提升1%，民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量分別平均增加約0.013%、0.211%和0.214%。從核心解釋變量的系數(shù)和經(jīng)驗P值來看，政策強度提升對非大型民企的創(chuàng)新投入激勵效果較大，而對不同規(guī)模民企的創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量的效果差異不明顯，H5得證。

表6 政策強度提升對不同規(guī)模民營企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

3.區(qū)分技術(shù)類型的回歸結(jié)果

以高新技術(shù)企業(yè)資格認(rèn)定與否，將樣本劃分為高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)兩類，分別進行估計，結(jié)果見表7?？梢园l(fā)現(xiàn)，政策強度提升對高新技術(shù)民企和非高新技術(shù)民企創(chuàng)新均具有顯著的正向激勵作用，且組間效果差異明顯。具體地，對于前者，保持其他條件不變，政策強度每提升1%，高新技術(shù)民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量分別平均增加約0.007%、0.173%和0.158%。同理，對于后者，保持其他條件不變，政策強度每提升1%，非高新技術(shù)民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量分別平均增加約0.006%、0.338%和0.267%。從核心解釋變量的系數(shù)和經(jīng)驗P值來看，政策強度提升對高新技術(shù)民企的創(chuàng)新投入激勵效果更大，但對非高新技術(shù)民企創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量的激勵效果更大，H6得證。

表7 政策強度提升對不同技術(shù)類型民營企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

4.區(qū)分生命周期的回歸結(jié)果

在描述性統(tǒng)計中(見表3)，企業(yè)年齡均值和中位數(shù)都在18年左右，因此以18年為分界線，將樣本分為成熟期和成長期兩類，并進行估計，結(jié)果見表8?？梢园l(fā)現(xiàn)，研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對成熟期民企和成長期民企創(chuàng)新同樣具有顯著的正向激勵作用，但組間效果差異部分顯著。具體地，對于成熟期民企，保持其他條件不變，政策強度每提升1%，高新技術(shù)民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量分別平均增加約0.007%、0.2%和0.177%。同理，對于后者，保持其他條件不變，政策強度每提升1%，成長期民企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量分別平均增加約0.006%、0.273%和0.239%。從核心解釋變量的系數(shù)和經(jīng)驗P值來看，政策強度提升對成熟期民企的創(chuàng)新投入激勵效果更大，但組間民企的創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量的差異不明顯，H7得證。

表8 政策強度提升對不同生命周期民營企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

考慮到模型(1)無法排除同時期其他因素引致的可能，本部分先從其他行業(yè)政策變化和國內(nèi)國際宏觀經(jīng)濟環(huán)境變化兩個方面探討，再分別用縮短時間窗口和改變時間點、替換核心解釋變量、Heckman兩步法和標(biāo)準(zhǔn)DID方法進行穩(wěn)健性檢驗。

首先，考慮到可能存在其他行業(yè)政策所帶來的影響，我們搜索了2016年～2019年發(fā)布的促進產(chǎn)業(yè)(行業(yè))發(fā)展的支持性政策，發(fā)現(xiàn)2018年～2019年間的財政政策不多，主要涉及農(nóng)業(yè)企業(yè)，部分關(guān)于新能源行業(yè)企業(yè)的政策主要集中在科研基地建設(shè)方面，比如技術(shù)創(chuàng)新中心建設(shè)、試驗區(qū)建設(shè)等；2016年～2017年間的財政政策較多，也涉及環(huán)保、新能源等行業(yè)，但這些政策在2018年～2019年間仍然有效。因此，我們認(rèn)為其他行業(yè)政策造成影響的可能性不大。

其次，考慮到國內(nèi)國際宏觀經(jīng)濟變化等方面，我們重點考察了中美貿(mào)易摩擦帶來的影響。根據(jù)相關(guān)文獻，我們發(fā)現(xiàn)中美貿(mào)易摩擦影響民營企業(yè)創(chuàng)新的結(jié)論尚存在爭議。一方面，劉薇、張溪(2019)研究發(fā)現(xiàn)美國對華實施的出口管制降低了中國企業(yè)的創(chuàng)新績效，特別是生物技術(shù)、信息通信、電子等高科技產(chǎn)業(yè)。Xie et al.(2019)研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易壁壘顯著降低企業(yè)研發(fā)投入的強度及持續(xù)性，對高科技、單一產(chǎn)品企業(yè)的影響尤為顯著。另一方面，馬天月、丁雪辰(2020)通過案例及統(tǒng)計數(shù)據(jù)，指出我國企業(yè)在面對各類貿(mào)易壁壘的打壓中反而更注重自主研發(fā)。因此，我們認(rèn)為以中美貿(mào)易摩擦為主的國際國內(nèi)宏觀經(jīng)濟形勢變化對我國民營企業(yè)創(chuàng)新的影響存在“正負(fù)相抵”的可能。

(一)縮短時間窗口和改變時間點

誠然，上述討論仍然不足以排除所有潛在因素影響。下面通過縮短時間窗口和改變政策時間點做穩(wěn)健性檢驗。具體地，將研究時間段縮短為2016年～2017年，再將政策實施時間提前到2017年，設(shè)定新的政策實施時間虛擬變量NPost，該變量在2017年取1，在2016年取0。結(jié)果如表9所示，lnDe1*NPost系數(shù)不顯著，意味著政策強度提升對民企創(chuàng)新的效應(yīng)在2018年之前不存在。

表9 縮小時間窗口和改變時間點后的回歸結(jié)果

(二)替換核心解釋變量

除了手工搜集企業(yè)年報中披露的研發(fā)費用加計扣除額數(shù)據(jù)，另外采用虛擬變量DE替換原來的lnDe1，即有享受研發(fā)費用加計扣除政策時，DE取值為1，否則為0。表10結(jié)果表明，新的核心解釋變量符號與前文一致，故結(jié)論依然穩(wěn)健。

表10 替換核心解釋變量后的回歸結(jié)果

(三)Heckman兩步法

考慮到可能存在的自選擇問題，即創(chuàng)新水平較好的企業(yè)更容易享受研發(fā)費用加計扣除政策，導(dǎo)致估計結(jié)果存在偏誤(陳遠燕，2016；陳強遠等，2020)，采用Heckman兩步法處理：第一步，估計出企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除政策的概率，得到IMR(逆米爾斯比例)；第二步，將IMR作為控制變量放入第二階段的回歸方程，以控制研發(fā)費用加計扣除政策選擇偏誤，并控制企業(yè)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。表11結(jié)果顯示，對于民營企業(yè)創(chuàng)新投入，IMR系數(shù)是顯著的，表明存在自選擇問題，因此使用Heckman兩步法是有必要的。對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，IMR系數(shù)不顯著，意味著不存在自選擇問題。核心解釋變量系數(shù)依然顯著為正，故前文結(jié)論依然成立。

表11 Heckman兩步法結(jié)果

(四)采用標(biāo)準(zhǔn)DID方法

考慮到可能存在的雙向因果問題，仍然嘗試采用標(biāo)準(zhǔn)DID方法。參考錢雪松、方勝(2017)的做法，先計算2016年～2017年各個企業(yè)研發(fā)費用加計扣除額的平均值，再將其按從小到大排序并分成三等分，并且把額度最低的小組定為實驗組，中間的或者最高的小組分別定為對照組Treat1和Treat2，并采用控制雙向固定效應(yīng)的DID模型進行估計。估計結(jié)果表12中，Diff系數(shù)主要衡量了2018年研發(fā)費用加計扣除政策強度提升對民企創(chuàng)新效果?？梢?，政策強度提升對民營企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的激勵作用，而對民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵效果基本是正向的。因此，前文結(jié)論依然成立。

表12 標(biāo)準(zhǔn)DID結(jié)果

六、研究結(jié)論與政策啟示

綜上所述，2018年研發(fā)費用加計扣除政策改革對民營企業(yè)的創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量和創(chuàng)新產(chǎn)出質(zhì)量均有顯著的正向激勵效果，并且該結(jié)論在經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗之后依然成立。一方面，民營企業(yè)處于相對完全競爭的市場環(huán)境中，在新發(fā)展階段，民營企業(yè)能否獲得市場競爭力，越來越依賴于創(chuàng)新能力，所以民營企業(yè)特別是民營上市公司更有動力進行“真”創(chuàng)新。另一方面，政策監(jiān)管體系日益完善，資本市場監(jiān)管越來越規(guī)范，也迫使民營上市企業(yè)必須進行“真”創(chuàng)新。

進一步地，政策改革實施效果存在行業(yè)、規(guī)模、技術(shù)類型、生命周期等方面的異質(zhì)性：在創(chuàng)新投入方面，對非大型民營企業(yè)、高新技術(shù)民營企業(yè)、成熟期民營企業(yè)的創(chuàng)新投入激勵效果更大；在創(chuàng)新產(chǎn)出方面，對非高新技術(shù)民營企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出激勵效果更大。而相對于制造業(yè)民營企業(yè)，政策改革對非制造業(yè)民營企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵效果均更大。

本文的研究結(jié)論為研發(fā)費用加計扣除政策的后續(xù)改革提供如下政策啟示：(1)本文研究結(jié)果顯示，政策強度提升對民營企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的激勵效果，并且政策強度提升對非大型民營企業(yè)創(chuàng)新投入激勵效果較大。與世界其他國家相比，我國的扣除比例處于中低水平。在適當(dāng)?shù)臅r機，可繼續(xù)提高扣除比例，尤其是對中小企業(yè)，以促進民營企業(yè)釋放更大的創(chuàng)新動能。(2)本文研究結(jié)果顯示，政策強度提升對非制造業(yè)民營企業(yè)創(chuàng)新的激勵效應(yīng)較大。后續(xù)政策改革可考慮將2021年政策的扣除比例適用范圍擴大到負(fù)面清單之外的全部企業(yè)。(3)本文研究結(jié)果顯示，相比于非高新技術(shù)民營企業(yè)，政策強度提升對高新技術(shù)民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵效應(yīng)較小。后續(xù)政策改革可考慮強化對民營企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新的導(dǎo)向性，針對不同類型研發(fā)項目費用設(shè)置不同扣除比例，規(guī)定企業(yè)在基礎(chǔ)研究項目中可享受的加計扣除比例最高，應(yīng)用研究項目其次，試驗發(fā)展項目最低。

當(dāng)然，僅僅依靠研發(fā)費用加計扣除政策來激勵民營企業(yè)創(chuàng)新是遠遠不夠的，政府仍需要繼續(xù)優(yōu)化營商環(huán)境，進一步緩解民營企業(yè)融資約束，鼓勵人才向民營企業(yè)流動，通過不斷提高創(chuàng)新政策的系統(tǒng)性、協(xié)調(diào)性，使政策對民營企業(yè)創(chuàng)新的激勵效果達到最優(yōu)。