減稅降費與制造業(yè)企業(yè)“脫實向虛”
——基于研發(fā)費用加計扣除政策的準自然實驗

王曉亮 梁丹陽

一 引 言

制造業(yè)是立國之本、強國之基，制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重中之重。在虛擬經(jīng)濟與實體經(jīng)濟非平衡發(fā)展的背景下，大量制造業(yè)企業(yè)脫離生產(chǎn)流通環(huán)節(jié)參與金融投資活動，呈現(xiàn)出“脫實向虛”的趨勢，使得以制造業(yè)為主的實體經(jīng)濟發(fā)展停滯、規(guī)模萎縮，不僅削弱了實體經(jīng)濟供給社會產(chǎn)品的能力，還使得經(jīng)濟系統(tǒng)性風險積聚，加大了爆發(fā)金融危機的風險。十八大以來，習近平總書記反復強調(diào)“實體經(jīng)濟是大國的根基，經(jīng)濟不能脫實向虛”。如何引導企業(yè)資本向?qū)嶓w經(jīng)濟聚集發(fā)力，改變投資拉動的經(jīng)濟增長方式，是當前階段政府工作的重要任務(wù)之一。

為了促進實體經(jīng)濟提質(zhì)增效，解決實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟非平衡發(fā)展的問題，我國政府制定并實施了多項減稅降費政策。其中，研發(fā)費用加計扣除政策規(guī)定企業(yè)進行研發(fā)活動的費用化支出、資本化形成無形資產(chǎn)的攤銷額在據(jù)實扣除的基礎(chǔ)上按一定比例加計扣除，在新一輪的減稅降費和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革中發(fā)揮了重要作用。自研發(fā)費用加計扣除政策實施以來，很多學者對政策實施效果進行了研究，探討研發(fā)費用加計扣除政策對提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率、增加企業(yè)現(xiàn)金流和研發(fā)人員數(shù)量、提高企業(yè)績效等方面的作用(賀康等，2020[1]；Duguet，2012[2]；王璽和劉萌，2020[3])?，F(xiàn)有文獻主要從實體經(jīng)濟的角度評估研發(fā)費用加計扣除政策效果，未從虛擬經(jīng)濟的角度討論研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)金融化的影響。但相比于具有特定用途的政府補助，稅收優(yōu)惠是一種事后補償和期望性收入，有較高的使用自主性(柳光強，2016)[4]，企業(yè)可能利用稅收優(yōu)惠帶來的現(xiàn)金流進行金融資產(chǎn)投資，使得研發(fā)費用加計扣除政策未能較好地起到扭轉(zhuǎn)企業(yè)“脫實向虛”趨勢的作用。研發(fā)費用加計扣除政策是否能夠抑制制造業(yè)企業(yè)金融化趨勢及其引導企業(yè)“脫虛還實”的機制都是值得探討的問題。

本文基于我國研發(fā)費用加計扣除政策頒布實施的背景，以2013—2020年中國滬深兩市制造業(yè)上市公司為樣本，運用雙重差分法分析研發(fā)費用加計扣除政策效果和作用機制，探討在不同所有制、不同地區(qū)和不同生命周期企業(yè)中政策效果的差異，并進一步分析“還實”效果、政策對企業(yè)實體投資和虛擬投資關(guān)系的影響。與現(xiàn)有文獻相比，本文的貢獻主要有：(1)拓展了研發(fā)費用加計扣除政策實施效果的相關(guān)研究，進一步關(guān)注宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)行為之間的關(guān)系。以往對研發(fā)費用加計扣除政策效果的評估主要集中在促進企業(yè)實體投資方面，但企業(yè)獲得的稅收優(yōu)惠在使用上具有較大自主性，可能存在逆向選擇問題，導致企業(yè)將稅收優(yōu)惠投資于金融資產(chǎn)，從而未能發(fā)揮研發(fā)費用加計扣除政策引導企業(yè)“脫虛還實”的作用。本文從研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)金融化影響的角度出發(fā)，為更加全面地評估研發(fā)費用加計扣除政策提供經(jīng)驗數(shù)據(jù)，為進一步完善研發(fā)費用加計扣除政策提供借鑒。(2)以往文獻將減少金融投資作為企業(yè)“脫虛還實”的標準，但金融資產(chǎn)減少并不意味著企業(yè)將金融資產(chǎn)投資轉(zhuǎn)向了實體資產(chǎn)投資，也不能代表實現(xiàn)了企業(yè)投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。本文從研發(fā)費用加計扣除政策抑制企業(yè)金融化的同時是否促進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變、實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展，是否能夠更好地發(fā)揮金融資產(chǎn)反哺實體投資的角度出發(fā)，探討了國家政策對實體經(jīng)濟、虛擬經(jīng)濟的綜合影響，更加完整地對研發(fā)費用加計扣除政策與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系進行研究。本文為進一步理解企業(yè)金融化投資動機，多角度評估研發(fā)費用加計扣除政策效果，優(yōu)化政策設(shè)計以引導經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型、促進經(jīng)濟持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展提供了一定參考。

二 研發(fā)費用加計扣除政策沿革與文獻綜述

(一)研發(fā)費用加計扣除政策沿革

自首次提出研發(fā)費用加計扣除政策以來，財政部、稅務(wù)局對研發(fā)費用加計扣除政策先后進行了多次改革，逐步實現(xiàn)政策系統(tǒng)化和體系化。1996年，為了積極推進經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，提高企業(yè)經(jīng)濟效益，財政部、國家稅務(wù)總局聯(lián)合下發(fā)了《關(guān)于促進企業(yè)技術(shù)進步有關(guān)財務(wù)稅收問題的通知》(財工字〔1996〕41號)，從“國有、集體工業(yè)企業(yè)”開始施行研發(fā)費用加計扣除政策，揭開了研發(fā)費用加計扣除政策的序幕。2003年，享受研發(fā)費用加計扣除的主體從國有、集體工業(yè)企業(yè)擴大到“所有財務(wù)核算制度健全的工業(yè)企業(yè)”。2015年11月發(fā)布的《關(guān)于完善研究開發(fā)費用稅前加計扣除政策的通知》(財稅〔2015〕119號)首次用負面清單的方式對適用研發(fā)費用加計扣除政策的企業(yè)進行了調(diào)整，規(guī)定了不適用研發(fā)費用加計扣除的行業(yè)和企業(yè)活動，進一步擴大可加計扣除研發(fā)費用的范圍。2021年3月1日，在財政部、稅務(wù)總局聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于進一步完善研發(fā)費用稅前加計扣除政策的公告》(2021年第13號)中，將制造業(yè)企業(yè)研發(fā)費用稅前加計扣除比例由75%提升到了100%，進一步顯示了國家鼓勵制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)要素向創(chuàng)新聚集，提升企業(yè)競爭力和產(chǎn)業(yè)整體素質(zhì)的政策導向，對于應對經(jīng)濟下行風險，構(gòu)建新發(fā)展格局，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

(二)文獻綜述

1.研發(fā)費用加計扣除政策對實體經(jīng)濟的影響

現(xiàn)有研究對研發(fā)費用加計扣除政策執(zhí)行效果的探討集中在對實體經(jīng)濟的影響上。有學者認為研發(fā)費用加計扣除政策可以降低企業(yè)研發(fā)成本和研發(fā)風險，糾正研發(fā)創(chuàng)新市場失靈，鼓勵了企業(yè)創(chuàng)新活動。具體而言，研發(fā)費用加計扣除政策會使企業(yè)增加創(chuàng)新投入(劉圻等，2012)[5]和研究人員數(shù)量(Duguet,2012)[2]。還有學者從創(chuàng)新產(chǎn)出的角度出發(fā)，提出研發(fā)費用加計扣除政策間接增加資金供給，從而增加企業(yè)對高風險創(chuàng)新活動的投資意愿和能力，提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率(賀康等，2020)[1]。研發(fā)費用加計扣除政策不僅直接鼓勵企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出，還會對企業(yè)生產(chǎn)效率和總體績效產(chǎn)生影響，能夠通過增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率(任燦燦等，2021)[6]。還有學者提出研發(fā)費用加計扣除能夠通過降低經(jīng)營成本、促進企業(yè)創(chuàng)新，增強企業(yè)內(nèi)源融資能力，提升企業(yè)績效(王璽和劉萌，2020)[3]。以往文獻對研發(fā)費用加計扣除政策的研究主要集中在政策對企業(yè)實體投資和企業(yè)績效的影響，較少考慮政策對企業(yè)金融投資的影響和作用。而在制造業(yè)企業(yè)金融化趨勢越來越嚴重的背景下，稅收優(yōu)惠增加的企業(yè)現(xiàn)金流并沒有規(guī)定的用途，企業(yè)可能會利用稅收紅利進行金融資產(chǎn)投資，從而增加系統(tǒng)性風險集聚的可能。在這種情況下，研發(fā)費用加計扣除政策轉(zhuǎn)變企業(yè)經(jīng)濟增長方式、促進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的目的就未能完全實現(xiàn)。因此，本文從研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)金融投資行為的影響這一視角，分析研發(fā)費用加計扣除政策的實施對制造業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級和高質(zhì)量發(fā)展的影響，全面評估政策效果，為相關(guān)理論和政策的完善提供參考。

2.實體企業(yè)金融化的影響因素

宏觀層面上，金融化指金融部門的影響力、規(guī)模與地位不斷升高的現(xiàn)象(Epstein，2006)[7]。企業(yè)微觀層面上，實體企業(yè)金融化主要指非金融企業(yè)金融投資比例增加，金融投資收益成為企業(yè)利潤的重要來源(Orhangazi，2008)[8]。經(jīng)濟過度金融化不僅使資產(chǎn)在金融部門空轉(zhuǎn)，導致產(chǎn)能閑置和經(jīng)濟增長停滯，還會增加失業(yè)率、增大貧富差距(Epstein，2006)[7]。以金融為核心的增長方式使得制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)過剩和增長動力不足的問題更加激化，企業(yè)為追求金融資產(chǎn)的短期高收益而偏向金融投資，可能對創(chuàng)新等實體投資產(chǎn)生擠出效應(王紅建等，2017[9]；張成思和張步曇，2016[10])，不利于企業(yè)的長期發(fā)展。

為了探索企業(yè)金融化的動機，更好地認識和解決實體企業(yè)金融化問題，大量文獻對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響因素進行了研究。有學者提出經(jīng)營收益率低的企業(yè)會投資更多的金融資產(chǎn)，實體收益率與金融資產(chǎn)收益率的利差導致了企業(yè)金融化(宋軍和陸旸，2015)[11]。還有學者從公司治理角度出發(fā)，提出機構(gòu)投資者持股、國有企業(yè)引入非國有股東、CEO金融背景等會影響企業(yè)的金融化水平(劉偉和曹瑜強，2018[12]；曹豐和谷孝穎，2021[13]；杜勇等，2019[14])。企業(yè)決策不僅受到自身情況的影響，還與宏觀政策緊密相關(guān)。在外部因素方面，部分學者研究了宏觀經(jīng)濟狀況和宏觀政策對企業(yè)金融化的影響，提出在實體投資環(huán)境不佳時，為了獲得高收益，企業(yè)會配置金融資產(chǎn)并形成對實體投資的替代，當宏觀經(jīng)濟較好時企業(yè)則會轉(zhuǎn)而注重實體投資，減少金融資產(chǎn)投資(胡奕明等，2017)[15]。同時，經(jīng)濟政策不確定性上升會加劇金融市場波動，壓縮企業(yè)金融資產(chǎn)套利空間，從而抑制企業(yè)金融化(彭俞超等，2018)[16]。當貨幣政策趨于寬松時, 企業(yè)會顯著提高交易性金融資產(chǎn)的配置水平(楊箏等，2017)[17]。宏觀經(jīng)濟環(huán)境和國家政策作為外部環(huán)境的重要組成部分，會改變企業(yè)不同投資決策的風險收益，是影響企業(yè)投資決策的重要因素?，F(xiàn)有研究雖然從宏觀層面探討了外部環(huán)境對企業(yè)金融化水平的影響，但主要集中在宏觀經(jīng)濟整體環(huán)境方面，并假設(shè)企業(yè)面臨的外部環(huán)境是同質(zhì)的，缺乏對具體宏觀政策對企業(yè)金融化水平影響的探討，更少有文獻討論研發(fā)費用加計扣除稅收政策對企業(yè)金融化的影響。研發(fā)費用加計扣除政策在政策實施前后形成實驗組和對照組，賦予上市公司異質(zhì)的政策環(huán)境，能夠更好地研究國家政策對企業(yè)投資決策的影響，對多元化評價國家政策效果、優(yōu)化國家政策設(shè)計具有重要意義。

三 理論分析與研究假設(shè)

基于企業(yè)持有金融資產(chǎn)的預防性目的和投機性目的，企業(yè)進行金融資產(chǎn)投資的主要動機包括為應對生產(chǎn)經(jīng)營不確定性的“蓄水池”動機和為追求金融資產(chǎn)投資高收益的“投資替代”動機?！靶钏亍崩碚撜J為，金融資產(chǎn)相比于固定資產(chǎn)，有流動性高、易于變現(xiàn)的特點，金融資產(chǎn)可以作為企業(yè)的流動性儲藏。企業(yè)持有金融資產(chǎn)主要是出于預防性目的，即保持資產(chǎn)流動性，預防企業(yè)未來經(jīng)營不確定性可能導致的現(xiàn)金需求。“投資替代”理論認為企業(yè)配備金融資產(chǎn)的原因主要是實體經(jīng)濟投資回報不足而金融資產(chǎn)的投資收益較高(張成思和張步曇，2016)[10]，管理者為了追求企業(yè)短期利潤而進行金融資產(chǎn)投資。即當金融資產(chǎn)收益率較高而實體經(jīng)濟回報不足時，企業(yè)會以金融資產(chǎn)代替實體資產(chǎn)，反之，當企業(yè)實體資產(chǎn)有較好的發(fā)展前景和收益時，企業(yè)則會以實體資產(chǎn)代替金融資產(chǎn)(Demir，2009)[18]?；凇靶钏亍崩碚摵汀巴顿Y替代”理論，國家施行研發(fā)費用加計扣除政策可能會對制造業(yè)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生影響。

研發(fā)費用加計扣除政策可能會通過改善企業(yè)現(xiàn)金流和提升企業(yè)主業(yè)業(yè)績抑制企業(yè)金融化水平。一方面，研發(fā)費用加計扣除政策能夠?qū)χ圃鞓I(yè)企業(yè)的現(xiàn)金流約束產(chǎn)生影響?；谛盘柪碚摚髽I(yè)外部的利益相關(guān)者會依據(jù)從各種渠道獲得的與企業(yè)相關(guān)的信息做出決策(Spence，1973)[19]，研發(fā)費用加計扣除政策能夠向外界傳遞企業(yè)獲得政府認可和政策支持的積極信號，從而使得企業(yè)更易于獲得金融企業(yè)和個體投資者等資金供給方的支持，改善企業(yè)融資環(huán)境，緩解企業(yè)融資約束(Kleer，2010)[20]；且研發(fā)費用加計扣除政策允許企業(yè)研發(fā)活動支出在據(jù)實扣除的基礎(chǔ)上加計扣除，減少企業(yè)應納稅所得額，直接增加了企業(yè)現(xiàn)金流。企業(yè)流動性資金供給的增加會削弱企業(yè)配備金融資產(chǎn)作為流動性儲存的“蓄水池”動機，從而抑制企業(yè)的金融化水平。另一方面，稅收作為企業(yè)凈收益的直接扣減項，較高的稅收負擔不僅進一步壓低了企業(yè)實體投資收益率，還會使企業(yè)營商環(huán)境惡化，資源錯配加劇(孫群力和陳海林，2020)[21]。相關(guān)研究表明，企業(yè)的稅收負擔越重，越缺乏資金進行技術(shù)創(chuàng)新活動和產(chǎn)業(yè)升級，進而降低企業(yè)績效，進一步影響企業(yè)的再融資能力，不利于企業(yè)實現(xiàn)良性循環(huán)(Margaret，2003)[22]。研發(fā)費用加計扣除政策通過降低企業(yè)稅負直接增加了企業(yè)稅后現(xiàn)金流，降低資金使用成本和經(jīng)營成本(王璽和劉萌，2020)[3]，為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、擴大再生產(chǎn)等日常經(jīng)營活動提供內(nèi)源資金，有利于企業(yè)實現(xiàn)良性發(fā)展。“投資替代”理論認為企業(yè)金融投資是實體收益不足且金融資產(chǎn)收益較高導致的，研發(fā)費用加計扣除政策可以通過提高企業(yè)主業(yè)業(yè)績抑制企業(yè)金融化。

然而，研發(fā)費用加計扣除政策也可能提升企業(yè)金融化水平。一方面，宏觀政策變動導致企業(yè)現(xiàn)金流不確定性增加時，管理者會傾向于增加資產(chǎn)的流動性來預防未來資金鏈斷裂對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動帶來的風險。宏觀政策變動沖擊是企業(yè)經(jīng)營不確定性的重要來源之一，有學者運用文本挖掘的方法，通過分析上市公司年報構(gòu)建企業(yè)對政策不確定性感知程度的指標，發(fā)現(xiàn)頻繁出臺經(jīng)濟政策會提高企業(yè)感知到的不確定性水平，進而使得企業(yè)增加更具有流動性的金融資產(chǎn)的儲備以應對這種不確定性(聶輝華等，2020)[23]?；凇靶钏亍崩碚摚鹑谫Y產(chǎn)是企業(yè)的重要流動性儲藏，研發(fā)費用加計扣除政策的實施作為重大的政策變動，可能會增加企業(yè)感知到的外界不確定性水平，從而使企業(yè)增加流動性儲備，即提高金融資產(chǎn)投資水平。另一方面，當前中低收入國家中低端制造業(yè)不斷涌入世界市場，以低價格占據(jù)市場份額，對以低成本作為重要競爭優(yōu)勢的中國制造業(yè)造成巨大沖擊。再加上宏觀經(jīng)濟低迷、產(chǎn)品成本上升和資源趨緊等問題，中國制造業(yè)企業(yè)的實體投資收益率不斷下降。而資金不斷進入股票和房地產(chǎn)交易市場又導致金融資產(chǎn)收益率不斷上升，實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟的較大利差促使企業(yè)追求短期利潤而投資金融資產(chǎn)。研發(fā)費用加計扣除政策作為一種稅式補貼，沒有對企業(yè)使用稅收優(yōu)惠的用途作出規(guī)定，可能存在企業(yè)道德風險和逆向選擇問題。在追求短、平、快利潤的驅(qū)使下，企業(yè)可能會利用研發(fā)費用加計扣除帶來的現(xiàn)金流進行金融資產(chǎn)投資，從而促進企業(yè)金融化。

基于以上分析，本文提出競爭性假設(shè)H1、H2。

H1：隨著研發(fā)費用加計扣除政策的實施，企業(yè)會減少金融資產(chǎn)投資，即企業(yè)金融化趨勢會減弱。

H2：隨著研發(fā)費用加計扣除政策的實施，企業(yè)會增加金融資產(chǎn)投資，即企業(yè)金融化趨勢會增強。

四 研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文以2013—2020年中國滬深兩市A股制造業(yè)上市公司為研究樣本，并對數(shù)據(jù)進行以下處理：(1)剔除ST、*ST、退市、暫停上市的特殊狀態(tài)企業(yè)樣本；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本；(3)剔除金融企業(yè)樣本；(4)在1%水平上對連續(xù)變量進行縮尾處理。制造業(yè)企業(yè)參照《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T4754-2002)中的規(guī)定，企業(yè)是否享受研發(fā)費用加計扣除政策通過翻閱上市公司年報手工收集，其他數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析和處理使用Stata15.0軟件。

(二)變量說明

1.企業(yè)金融化程度

參考已有研究，本文將企業(yè)持有的金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比作為企業(yè)金融化程度的度量指標(陸蓉和蘭袁，2020[24]；宋軍和陸旸，2015[11]；彭俞超和黃志剛，2018[25])，該指標數(shù)值越高說明企業(yè)持有的金融資產(chǎn)數(shù)量越多，企業(yè)金融化程度越高。其中，金融資產(chǎn)包括可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)、金融衍生品、發(fā)放貸款及墊款、投資性房地產(chǎn)和長期股權(quán)投資。從會計準則上看貨幣資金也屬于金融資產(chǎn)，但貨幣資金與企業(yè)日常生產(chǎn)經(jīng)營活動緊密相關(guān)，而對企業(yè)進行投資活動獲取增值收益的作用不太明顯，故本文未將其列入金融資產(chǎn)。另外，根據(jù)會計準則的規(guī)定，投資性房地產(chǎn)不屬于金融資產(chǎn)，但企業(yè)持有投資性房地產(chǎn)主要是為了投機套利而不是進行生產(chǎn)經(jīng)營活動，所以投資性房地產(chǎn)也包含在本文的金融資產(chǎn)中(彭俞超和黃志剛，2018)[25]。

2.研發(fā)費用加計扣除政策

按照雙重差分的原理，本文以政策實施年份虛擬變量與實驗組虛擬變量的乘積表示研發(fā)費用加計扣除政策。研發(fā)費用加計扣除政策前后進行了多次改革，2015年11月發(fā)布的《關(guān)于完善研究開發(fā)費用稅前加計扣除政策的通知》(財稅〔2015〕119號)首次用負面清單的方式對制度進行了體系化調(diào)整，放寬了研發(fā)費用加計扣除適用的企業(yè)范圍，是研發(fā)費用加計扣除政策改革中最為典型和重要的調(diào)整，故本文著重研究這一次政策效果。該政策頒布時間雖然為2015年11月，但實際執(zhí)行年份為2016年，因此，將2016年作為政策實施年份。企業(yè)在本年是否進行了研發(fā)費用加計扣除需要在企業(yè)財務(wù)報表附注中披露，本文通過翻閱企業(yè)財務(wù)報表附注收集企業(yè)是否享受研發(fā)費用加計扣除政策的數(shù)據(jù)。

3.控制變量

企業(yè)財務(wù)狀況和治理結(jié)構(gòu)都可能會對企業(yè)金融資產(chǎn)投資產(chǎn)生影響。參考已有研究，本文控制了可能影響企業(yè)金融化程度的變量(曹豐和谷孝穎，2021[13]；王紅建等，2016[26])，包括企業(yè)財務(wù)層面的變量：企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Leverage)、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turnover)、凈資產(chǎn)收益率(ROA)、固定資產(chǎn)占比(Tangi)、企業(yè)現(xiàn)金流(CFO)、托賓Q值(TobinQ)；企業(yè)治理層面的變量：高管持股比例(Hold)、是否兩職合一(DUL)。

(三)模型設(shè)定

雙重差分法的基本思想是將公共政策視為一個自然實驗，為了評估出一項政策實施所帶來的凈影響，將全部樣本數(shù)據(jù)分為兩組：一組受到政策影響，即實驗組；另一組沒有受到同一政策影響，即對照組。根據(jù)同一個體政策實施前后(時間)進行第一次差分，消除個體不隨時間變化的異質(zhì)性；再對實驗組和對照組進行第二次差分，以消除隨時間變化的增量，最終得到政策實施的凈效應。雙重差分模型被廣泛應用于公共政策效果評估中，通過兩次差分可以很大程度上解決模型的內(nèi)生性問題。由于政策相對于微觀經(jīng)濟主體而言一般是外生的，還可以有效避免逆向因果問題。

研發(fā)費用加計扣除政策施行后存在享受政策的企業(yè)和未享受政策的企業(yè)，形成準自然實驗，參考已有研究，本文運用雙重差分模型進行研究(吳秋生和王婉婷，2020[27]；李新等，2019[28])，并將享受政策的企業(yè)作為實驗組，未享受政策的企業(yè)作為對照組。固定效應模型通過固定企業(yè)個體效應可以捕捉不隨時間改變的個體異質(zhì)性，通過固定時間效應考慮了時間異質(zhì)性，可以進一步降低模型遺漏解釋變量的可能。因此，本文構(gòu)建固定效應模型如下：

Finit=α+βTreatit×Periodit+γControlit+μi+μt+εit

(1)

模型(1)中被解釋變量Finit為i企業(yè)第t期的金融化水平，數(shù)值越大表明企業(yè)持有的金融資產(chǎn)越多，即金融化水平越高。Treatit×Periodit為政策交乘項，其中Treatit表示企業(yè)是否享受研發(fā)費用加計扣除政策，享受為1，未享受為0；Periodit為政策實施時間虛擬變量，若時間為2016年及以后為1，否則為0?；貧w結(jié)果中，若政策交乘項的系數(shù)β為正則表明研發(fā)費用加計扣除政策促進企業(yè)金融化，為負則表明抑制企業(yè)金融化。本文還考慮企業(yè)個體固定效應μi，度量企業(yè)不隨時間變化的特征，以及年份固定效應μt，度量不隨企業(yè)變化的時間特征。具體變量定義和計算方式如表1所示。

表1 變量定義及計算方式

五 研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)金融化的影響

(一)主要變量描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計，可以看到：Fin的均值為0.047，即企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占比均值為4.7%，最小值為0，最大值為40.3%，標準差為0.065，表明企業(yè)持有金融資產(chǎn)的比例差距較大，企業(yè)金融化程度存在較大的差異。Treat均值為0.382，表明在樣本中有38.2%的企業(yè)享受了研發(fā)費用加計扣除政策。其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與已有研究基本一致，不再贅述。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)金融化的影響

本文運用雙重差分法進行政策效應評估，并采用OLS和固定個體、年份的雙重固定效應模型進行估計，能夠較好地避免內(nèi)生性和遺漏變量問題。為了詳細檢驗研發(fā)費用加計扣除政策對制造業(yè)企業(yè)金融化影響的穩(wěn)健性，本文采用逐步回歸方法，結(jié)果如表3所示。列(1)為不加入控制變量的基本OLS回歸結(jié)果，政策交乘項Treat×Period系數(shù)為-0.044，且在1%水平下顯著，與未受到影響的企業(yè)相比，受研發(fā)費用加計扣除政策影響的企業(yè)持有的金融資產(chǎn)少4.4%，研發(fā)費用加計扣除政策能夠顯著抑制制造業(yè)企業(yè)的金融化水平?？紤]到企業(yè)自身特征會影響企業(yè)金融化水平，為了防止遺漏變量，列(2)加入企業(yè)財務(wù)層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.038，且在1%水平下顯著。列(3)進一步加入企業(yè)治理層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.038，且在1%水平下顯著，說明研發(fā)費用加計扣除政策的實施顯著降低了制造業(yè)企業(yè)的金融資產(chǎn)持有量。列(4)Treat×Period系數(shù)為-0.008，且在1%水平下顯著，受研發(fā)費用加計扣除政策影響的企業(yè)比未受到影響的企業(yè)持有的金融資產(chǎn)少0.8%，研發(fā)費用加計扣除政策的實施對制造業(yè)企業(yè)金融化水平有顯著抑制效應，驗證了假設(shè)H1。

表3 研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)金融化的影響

(續(xù)上表)

六 穩(wěn)健性檢驗

(一)平行趨勢檢驗

雙重差分模型假設(shè)實驗組和對照組滿足平行趨勢假定，即政策實施前實驗組和對照組在金融化程度上具有相同的變化趨勢。為了檢驗樣本的平行趨勢，本文設(shè)定3個年份虛擬變量Year2013、Year2014、Year2015，分別代表研發(fā)費用加計扣除政策實施前的三年。再將實驗組虛擬變量與年份虛擬變量的乘積納入模型，交乘項系數(shù)表示該年實驗組與對照組的金融化差異，若3項乘積的系數(shù)均不顯著，則表明實驗組和對照組企業(yè)在政策實施前不存在明顯差異，即具有平行趨勢?；貧w結(jié)果如表4所示，Treat×Year2013系數(shù)為-0.003，Treat×Year2014系數(shù)為0.002，Treat×Year2015系數(shù)為0.007，且都不顯著，表明實驗組和對照組企業(yè)在政策實施前的金融化水平?jīng)]有顯著差異，滿足平行趨勢假定。

表4 穩(wěn)健性檢驗：平行趨勢檢驗

(二)安慰劑檢驗

由于實驗組和對照組企業(yè)的情況并不完全相同，企業(yè)金融化程度不同還可能是實驗組和對照組企業(yè)自身特征和其他不可觀測因素導致的，而不是政策實施所致。為了排除這種可能性對研究結(jié)果的影響，本文構(gòu)建反事實組，將研發(fā)費用加計扣除政策的實施年份分別提前1年、2年，將2015年和2014年分別作為“虛擬政策實施年”，設(shè)定Treat×Period為實驗組與虛擬政策實施年份的乘積進行回歸。如果交乘項不顯著，則表明“虛擬政策實施”對企業(yè)金融化沒有起到抑制作用，企業(yè)金融化水平的不同不是由于實驗組與對照組企業(yè)個體間存在差異，而是在2016年實施研發(fā)費用加計扣除政策導致的?；貧w結(jié)果如表5所示，列(1)是以2015年為“虛擬政策實施年”進行回歸的結(jié)果，Treat×Period系數(shù)為0.004，且不顯著；列(2)是以2014年作為“虛擬政策實施年”進行回歸的結(jié)果，Treat×Period系數(shù)為0.002，且不顯著。虛擬政策實施對制造業(yè)企業(yè)金融化水平的影響均不顯著，表明企業(yè)減少金融資產(chǎn)投資是國家在2016年度執(zhí)行研發(fā)費用加計扣除政策導致的，而不是由于實驗組與對照組之間的固有差異或其他因素。

表5 穩(wěn)健性檢驗：安慰劑檢驗

(續(xù)上表)

(三)傾向得分匹配法

雙重差分法要求實驗組和對照組具有共同趨勢，即企業(yè)之間除是否接受處理外，在其他特征上沒有明顯差異。傾向得分匹配法通過將對照組個體按照協(xié)變量表現(xiàn)出的個體特性與實驗組進行匹配，使得匹配后的實驗組和對照組個體除是否接受政策處理外，在其他方面沒有較大的差異，在一定程度上可以解決自選擇所產(chǎn)生的偏誤問題。借鑒已有研究，本文以企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、是否為國有企業(yè)(SOE)、盈利能力(ROA)、高管持股比(Hold)、托賓Q值(TobinQ)、資產(chǎn)負債率(Leverage)、企業(yè)現(xiàn)金流(CFO)、創(chuàng)新投入與總資產(chǎn)比值(R&D)作為協(xié)變量與Treat進行Logistic回歸(吳秋生和王婉婷，2020[27]；王藝凱等，2019[29])，并采用最近鄰匹配法進行一對一匹配。匹配后的結(jié)果如表6所示，各變量的標準化偏差均小于10%，且t檢驗統(tǒng)計量均不顯著，認為匹配效果較好。對匹配后的樣本進行雙重差分，結(jié)果如表7所示，列(1)不加入控制變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.036，且在1%水平下顯著。列(2)加入企業(yè)財務(wù)層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.034，且在1%水平下顯著。列(3)加入企業(yè)財務(wù)和治理層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.034，且在1%水平下顯著。列(4)為加入企業(yè)財務(wù)和治理層面控制變量并控制企業(yè)個體和年份的固定效應模型，Treat×Period系數(shù)為-0.012，且在1%水平下顯著，享受研發(fā)費用加計扣除政策的企業(yè)比未享受的企業(yè)持有的金融資產(chǎn)少1.2%，在進行傾向得分匹配后仍發(fā)現(xiàn)研發(fā)費用加計扣除政策的實施對企業(yè)金融化水平有顯著抑制效應，表明本文研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表6 匹配后的平衡趨勢檢驗

表7 穩(wěn)健性檢驗：PSM-DID回歸結(jié)果

(四)改變因變量的衡量方式

現(xiàn)有文獻對企業(yè)金融化的衡量方式尚未形成統(tǒng)一標準，學者對企業(yè)持有的金融資產(chǎn)所包含的項目的看法也有所不同，杜勇和鄧旭(2020)[30]將企業(yè)持有的金融資產(chǎn)定義為可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資、交易性金融資產(chǎn)、金融衍生品、發(fā)放貸款即墊款、投資性房地產(chǎn)，即不包括買入返售資產(chǎn)和長期股權(quán)投資，并用企業(yè)持有的金融資產(chǎn)總額除以企業(yè)總資產(chǎn)作為企業(yè)金融化的衡量標準。本文以杜勇和鄧旭(2020)[30]對企業(yè)金融化的定義衡量企業(yè)金融化水平并進行回歸，結(jié)果如表8所示。列(1)不加入控制變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.023，且在1%水平下顯著。列(2)加入企業(yè)財務(wù)層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.021，且在1%水平下顯著。列(3)加入企業(yè)財務(wù)和治理層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.021，且在1%水平下顯著。列(4)為加入企業(yè)財務(wù)和治理層面控制變量并控制企業(yè)個體和年份的固定效應模型，Treat×Period系數(shù)為-0.005，且在5%水平下顯著，享受研發(fā)費用加計扣除政策的企業(yè)持有的金融資產(chǎn)比未受到政策影響的企業(yè)少0.5%，研發(fā)費用加計扣除政策的實施對企業(yè)金融化水平有顯著抑制效應。改變因變量的衡量方式后，研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)金融化仍有顯著抑制作用，這說明本文研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

表8 穩(wěn)健性檢驗：改變因變量衡量方式

七 進一步討論

(一)作用機制檢驗

1.“蓄水池”動機

“蓄水池”理論認為企業(yè)持有金融資產(chǎn)的目的是維持資金流動性，研發(fā)費用加計扣除政策可以通過增加企業(yè)現(xiàn)金流，緩解企業(yè)持有金融資產(chǎn)的“蓄水池”動機，從而使企業(yè)減少金融資產(chǎn)投資。為了探討這一機制，本文采用表示內(nèi)部現(xiàn)金流充裕度的指標ICA(李連燕和張東廷，2017)[31]作為中介變量進行研究。ICA以經(jīng)營性現(xiàn)金流與流動負債之比衡量，數(shù)值越大表明企業(yè)的現(xiàn)金流約束越小。結(jié)果如表9列(1)、 列(2)所示，列(1)為企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充裕度對政策交乘項進行回歸，政策交乘項系數(shù)為0.187，且在1%水平下顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策增加了企業(yè)現(xiàn)金流。列(2)以企業(yè)金融化水平作為因變量，對政策交乘項和企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充裕度進行回歸，政策交乘項系數(shù)為-0.007，且在5%水平下顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策能夠顯著抑制制造業(yè)企業(yè)金融化水平；ICA系數(shù)為-0.012，且在1%水平下顯著，表明企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充裕度的提升會使企業(yè)減少金融資產(chǎn)投資，內(nèi)部現(xiàn)金流充裕度具有部分中介效應。研發(fā)費用加計扣除政策通過增加企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流充裕度，緩解了企業(yè)將金融資產(chǎn)作為流動性儲藏的“蓄水池”動機，從而抑制企業(yè)金融化水平。

2.“投資替代”動機

基于投資替代理論，在實體投資收益不足的背景下，企業(yè)為了獲得短期利潤、追求金融資產(chǎn)的高收益，會增加金融資產(chǎn)投資，表現(xiàn)為企業(yè)“脫實向虛”。研發(fā)費用加計扣除政策可能通過提升企業(yè)主業(yè)業(yè)績減少實體投資收益和金融投資收益的差距，從而弱化企業(yè)的投資替代動機。為了探討研發(fā)費用加計扣除政策抑制企業(yè)金融化的作用機制，本文將企業(yè)主業(yè)業(yè)績作為中介變量進行檢驗。參考已有研究衡量主業(yè)業(yè)績的方法(張成思和張步昊，2016)[10]，本文主業(yè)業(yè)績度量如下：

(2)

回歸結(jié)果如表9列(3)、 列(4)所示，列(3)為企業(yè)主業(yè)業(yè)績對政策交乘項進行回歸，政策交乘項系數(shù)為0.069，且在5%水平下顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)主業(yè)業(yè)績有顯著的提升作用。列(4)為企業(yè)金融化水平對政策交乘項和主業(yè)業(yè)績進行回歸，政策交乘項系數(shù)為-0.009，且在5%水平下顯著，主業(yè)業(yè)績系數(shù)為-0.003，且在10%水平下顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策和主業(yè)業(yè)績提升對企業(yè)金融化有顯著抑制作用，主業(yè)業(yè)績具有部分中介作用。研發(fā)費用加計扣除政策通過提升主業(yè)業(yè)績抑制企業(yè)的投資替代動機，從而抑制企業(yè)金融化。

表9 中介效應檢驗

(續(xù)上表)

(二)異質(zhì)性分析

1.研發(fā)費用加計扣除、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)金融化

國有企業(yè)和非國有企業(yè)在經(jīng)營目標和資源稟賦等方面存在差異，研發(fā)費用加計扣除政策在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中的實施效果可能不同。本文將研究樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行分組固定效應回歸，結(jié)果如表10所示，列(1)、 列(2)為研發(fā)費用加計扣除政策對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)金融化水平的影響。在國有企業(yè)中，Treat×Period系數(shù)為-0.002，但并不顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策對國有企業(yè)金融化水平的抑制效應并不顯著。在非國有企業(yè)中，Treat×Period系數(shù)為-0.015，且在1%水平下顯著，即非國有企業(yè)中，享受研發(fā)費用加計扣除政策的企業(yè)持有的金融資產(chǎn)比未享受政策的企業(yè)少1.5%，表明研發(fā)費用加計扣除政策對非國有企業(yè)金融化水平具有顯著抑制效應。

首先，國有企業(yè)與非國有企業(yè)經(jīng)營目標有所不同。國有企業(yè)在關(guān)乎國民經(jīng)濟命脈的關(guān)鍵領(lǐng)域發(fā)揮重要作用，很多重大經(jīng)營決策都要服從國家經(jīng)濟發(fā)展和宏觀調(diào)控的要求，與民營企業(yè)相比往往承擔更多的社會責任，而不以追求利潤為主要目標，導致國有企業(yè)以金融資產(chǎn)代替實體投資的投資替代動機較弱。其次，國有企業(yè)有國家財政的保障和支持，獲得的稅收、補貼等政策優(yōu)惠更多。在國有企業(yè)面臨虧損時，政府會給予額外資金支持；國有企業(yè)具有良好的信譽與形象，更容易獲得銀行貸款等資金支持，導致預算軟約束問題。企業(yè)充足的現(xiàn)金流和財政保障使國有企業(yè)對研發(fā)費用加計扣除政策帶來的稅收優(yōu)惠的敏感度不高。

2.研發(fā)費用加計扣除、企業(yè)地理區(qū)位與企業(yè)金融化

我國不同地區(qū)的資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展狀況不同，投資環(huán)境存在差異，研發(fā)費用加計扣除政策對不同地區(qū)企業(yè)的效果可能不同。為了探討研發(fā)費用加計扣除政策對不同地區(qū)企業(yè)金融化的影響是否存在差異，本文將樣本分為東部地區(qū)和非東部地區(qū)企業(yè)進行回歸，結(jié)果如表10列(3)、 列(4)所示。列(3)為研發(fā)費用加計扣除政策對東部地區(qū)企業(yè)金融化的影響，Treat×Period系數(shù)為-0.007，且在5%水平下顯著，即東部地區(qū)企業(yè)中，享受研發(fā)費用加計扣除政策的企業(yè)比未享受政策的企業(yè)持有的金融資產(chǎn)少0.7%，研發(fā)費用加計扣除政策對東部地區(qū)企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有顯著的抑制作用。列(4)為研發(fā)費用加計扣除政策對非東部地區(qū)企業(yè)金融化的影響，Treat×Period系數(shù)為-0.002，但并不顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策對非東部地區(qū)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的抑制效果不顯著。中國地區(qū)發(fā)展嚴重失衡，東部和中西部地區(qū)企業(yè)在技術(shù)型人才數(shù)量、制度環(huán)境和資源稟賦等方面存在較大差異，東部地區(qū)有更加完善的要素市場，資源配置效率更高，為要素轉(zhuǎn)換和融合、實現(xiàn)技術(shù)迅速進步提供了有利條件。研發(fā)費用加計扣除政策在東部地區(qū)的實施能夠與東部地區(qū)人才、技術(shù)等要素稟賦相結(jié)合，轉(zhuǎn)化為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和生產(chǎn)效率的提升，從而更好地促進企業(yè)主業(yè)發(fā)展，抑制企業(yè)金融化。

表10 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和企業(yè)地理區(qū)位異質(zhì)性

3.研發(fā)費用加計扣除、企業(yè)生命周期與企業(yè)金融化

根據(jù)企業(yè)生命周期理論，處于不同生命周期階段的企業(yè)在產(chǎn)品市場、客戶偏好、同行業(yè)競爭者狀況等方面各有特點，研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)金融化的影響可能存在差異。參考以往的研究，本文將企業(yè)所處生命周期階段劃分為成長期、成熟期和衰退期。已有文獻中劃分企業(yè)生命周期的方式主要包括三種：綜合指標法(Anthony和Rames，1992)[32]、單變量法(如選取組織結(jié)構(gòu)、企業(yè)年齡、盈利指標等某個指標作為衡量企業(yè)生命周期的標準)和現(xiàn)金流量模式法。由于企業(yè)在不同生命周期階段的現(xiàn)金流量模式不同，現(xiàn)金流量模式法利用企業(yè)在經(jīng)營活動、投資活動、籌資活動中不同現(xiàn)金流量凈額的正負組合區(qū)分企業(yè)所處生命周期階段，這種劃分方法可以有效避免主觀選取指標帶來的偏誤，可操作性和客觀性較強，本文采用企業(yè)現(xiàn)金流模式法區(qū)分企業(yè)所處生命周期階段，具體劃分方法見表11，基于此劃分方式得到處于成長期、成熟期、衰退期的企業(yè)樣本并進行分組固定效應回歸，結(jié)果見表12。列(1)為對處于成長期的企業(yè)進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.008，且在5%水平下顯著，即成長期企業(yè)中，享受研發(fā)費用加計扣除政策的企業(yè)比未享受政策的企業(yè)持有的金融資產(chǎn)少0.8%。列(2)為對處于成熟期的企業(yè)進行回歸，Treat×Period系數(shù)為-0.009，但并不顯著。列(3)為對處于衰退期的企業(yè)進行回歸，Treat×Period系數(shù)為0.018，但不顯著。綜合表明，研發(fā)費用加計扣除政策對成長期企業(yè)金融化有顯著抑制作用，對成熟期和衰退期企業(yè)的效果不顯著。

成長期企業(yè)前期資金積累較少，規(guī)模較小，且難以獲得銀行等金融機構(gòu)的支持，導致企業(yè)內(nèi)外資金來源相對不足(黃宏斌等，2016)[33]，現(xiàn)金流較為有限，而該階段的企業(yè)需要大量研發(fā)投入以獲得市場認可和提升市場地位，企業(yè)對研發(fā)費用加計扣除政策紅利較為敏感；成熟期企業(yè)擁有較為穩(wěn)定的盈利能力，積累了較多的利潤，且更容易獲得銀行貸款、政府補貼及其他政策優(yōu)惠，企業(yè)融資約束較小，采用金融資產(chǎn)作為流動性儲藏和投資替代的動機較弱，研發(fā)費用加計扣除政策通過改善企業(yè)現(xiàn)金流和提升企業(yè)業(yè)績抑制金融資產(chǎn)投資的效應并不顯著；企業(yè)進入衰退期后，經(jīng)營業(yè)績下降，面臨財務(wù)狀況惡化、經(jīng)營風險加大、產(chǎn)品銷路不佳等問題，顧客對產(chǎn)品的需求減少，產(chǎn)品瀕臨淘汰，此時管理者傾向于多元化配置資產(chǎn)，并通過增加金融資產(chǎn)投資獲取高額收益，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的逐利動機更加明顯，進行研發(fā)創(chuàng)新的熱情不高，對研發(fā)費用加計扣除政策的敏感性也不高。

表11 企業(yè)生命周期識別方式

表12 企業(yè)生命周期異質(zhì)性

(三)研發(fā)費用加計扣除政策與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變

如果研發(fā)費用加計扣除政策只是減少了制造業(yè)企業(yè)金融資產(chǎn)投資而未激勵企業(yè)增加在生產(chǎn)領(lǐng)域的投資，那么并不能實現(xiàn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變，為制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展所作的貢獻就較為有限。本文在驗證研發(fā)費用加計扣除政策抑制企業(yè)金融投資的基礎(chǔ)上，進一步探討該政策對于引導企業(yè)從投資驅(qū)動轉(zhuǎn)變?yōu)閯?chuàng)新驅(qū)動，并發(fā)揮金融資產(chǎn)反哺實體投資方面的作用。

研發(fā)費用加計扣除政策規(guī)定企業(yè)費用化的研發(fā)支出和資本化形成無形資產(chǎn)的攤銷在據(jù)實扣除的基礎(chǔ)上加計扣除，鼓勵企業(yè)在生產(chǎn)領(lǐng)域進行投資。本文從企業(yè)創(chuàng)新投入和固定資產(chǎn)投資兩方面探討該政策對企業(yè)實體投資的影響，以企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新支出與總資產(chǎn)之比衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平，以“(固定資產(chǎn)+在建工程+工程物資)/總資產(chǎn)”衡量固定資產(chǎn)投資強度。借鑒已有研究，本文以企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Leverage)、企業(yè)現(xiàn)金流(CFO)、營業(yè)利潤增長率(Growth)、是否為國有企業(yè)(SOE)、高管持股比(Hold)和是否兩職合一(DUL)作為控制變量進行回歸(李新等，2019)[28]。

表13 研發(fā)費用加計扣除與企業(yè)創(chuàng)新投入、固定資產(chǎn)投資

(續(xù)上表)

回歸結(jié)果如表13所示，列(1)、 列(2)為以企業(yè)創(chuàng)新投入為因變量的回歸結(jié)果。列(1)以研發(fā)費用加計扣除政策為自變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為0.002，且在1%水平下顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策促進了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入。列(2)加入企業(yè)金融化水平和金融化水平與政策交乘項的乘積進行回歸，F(xiàn)in系數(shù)為-0.007，且在5%水平下顯著，表明企業(yè)持有金融資產(chǎn)會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應，F(xiàn)in×Treat×Period系數(shù)為0.034，且在5%水平下顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策緩解了這種“擠出效應”，使企業(yè)金融投資更好地發(fā)揮反哺企業(yè)創(chuàng)新的作用。

列(3)、 列(4)為以固定資產(chǎn)投資為因變量的回歸結(jié)果。列(3)以研發(fā)費用加計扣除政策交乘項作為自變量進行回歸，Treat×Period系數(shù)為0.007，但不顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)固定資產(chǎn)投資的促進作用并不顯著。列(4)加入企業(yè)金融化水平和金融化水平與政策交乘項的乘積進行回歸，F(xiàn)in系數(shù)為-0.243，且在1%水平下顯著，表明企業(yè)金融資產(chǎn)投資對企業(yè)固定資產(chǎn)投資也存在擠出效應，但Fin×Treat×Period系數(shù)并不顯著，表明研發(fā)費用加計扣除政策不能緩解金融資產(chǎn)投資對企業(yè)固定資產(chǎn)投資的擠出效應。研發(fā)創(chuàng)新活動和固定資產(chǎn)投資都需要企業(yè)大量的資金投入并承擔較大的風險，研發(fā)費用加計扣除政策通過允許企業(yè)研發(fā)投資資本化和費用化支出加計扣除，減小了企業(yè)進行創(chuàng)新活動的納稅基礎(chǔ)，直接降低了企業(yè)的研發(fā)成本，相當于由國家承擔了企業(yè)進行研發(fā)活動的風險，從而激勵企業(yè)進行創(chuàng)新投資。但該政策對企業(yè)固定資產(chǎn)投資成本和風險方面的作用較小，對企業(yè)進行固定資產(chǎn)投資的激勵作用并不顯著。

八 結(jié)論與啟示

近年來，制造業(yè)創(chuàng)新動力不足、產(chǎn)能過剩和金融行業(yè)過熱并存，制造業(yè)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資呈連年增長趨勢，由此帶來資金空轉(zhuǎn)、金融系統(tǒng)性風險增加、擠占企業(yè)資源等問題，不利于中國經(jīng)濟的健康發(fā)展。本文基于我國研發(fā)費用加計扣除政策頒布實施的政策背景，以2013—2020年中國滬深兩市制造業(yè)上市公司為樣本，運用雙重差分法對研發(fā)費用加計扣除政策的實施效果進行研究。結(jié)果顯示：(1)研發(fā)費用加計扣除政策抑制了制造業(yè)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資行為，且這種抑制效應在非國有企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)和成長期企業(yè)中更加顯著。(2)研發(fā)費用加計扣除政策一方面通過增加企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流，緩解企業(yè)將金融資產(chǎn)作為流動性儲藏的“蓄水池”動機，抑制了企業(yè)金融化；另一方面，通過提升企業(yè)主業(yè)業(yè)績，緩解企業(yè)追逐金融資產(chǎn)高收益的“投資替代”動機，降低了企業(yè)金融化水平。(3)企業(yè)持有金融資產(chǎn)會擠出企業(yè)實體投資，研發(fā)費用加計扣除政策能夠促進企業(yè)創(chuàng)新投入并緩解金融資產(chǎn)投資對企業(yè)創(chuàng)新投入的擠出效應，但對企業(yè)固定資產(chǎn)投資的影響不顯著。本文為進一步理解企業(yè)金融化投資動機，多角度評估研發(fā)費用加計扣除政策效果，完善國家政策體系、促進制造業(yè)轉(zhuǎn)型和高質(zhì)量發(fā)展提供了一定參考。

根據(jù)上述研究結(jié)論得到的政策啟示為：首先，研發(fā)費用加計扣除政策對促進制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入、抑制企業(yè)“脫實向虛”方面有積極的影響，有利于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式、實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的新發(fā)展理念、促進制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。要堅持并擴大研發(fā)費用加計扣除適用范圍，鼓勵實體經(jīng)濟發(fā)展，加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，推動發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。其次，研發(fā)費用加計扣除政策在不同類型企業(yè)中的實施效果不同，應因地制宜、因企施策，避免政策“一刀切”，實現(xiàn)“一行一政策”“一企一政策”的精細化稅收政策；深化國有企業(yè)改革，激發(fā)國有企業(yè)創(chuàng)新動力，發(fā)揮國有企業(yè)資源優(yōu)勢和模范帶頭作用；改善西部地區(qū)營商環(huán)境、創(chuàng)新環(huán)境，為中西部地區(qū)發(fā)展動力變革和轉(zhuǎn)型發(fā)展提供支持。最后，由于企業(yè)“脫實向虛”進行金融資產(chǎn)投資以投資替代為動機，施行減稅降費政策促進實體經(jīng)濟發(fā)展的同時也應關(guān)注金融體制改革，提升金融監(jiān)管有效性，強化風險防范機制和風險警示制度，防范系統(tǒng)性金融風險。