財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)
——來自A省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的證據(jù)

左宗姣

(銅陵學(xué)院 財(cái)稅與公共管理學(xué)院,安徽 銅陵 244061)

自改革開放以來,黨和政府多次強(qiáng)調(diào)科技創(chuàng)新的戰(zhàn)略意義。黨的二十大報(bào)告再次重申科技創(chuàng)新是引領(lǐng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一動(dòng)力?？萍紕?chuàng)新是推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)的必然要求,關(guān)乎我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展由有形要素驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)。企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)社會(huì)中最活躍的主體,也是科技創(chuàng)新的主體,激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新是我國(guó)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略的核心因素。2021年3月,十三屆全國(guó)人大四次會(huì)議表決通過的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》明確指出,要強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新主體地位并促進(jìn)各類創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚。

然而,創(chuàng)新具有公共產(chǎn)品屬性、正外部性、不確定性以及信息不對(duì)稱性,僅靠市場(chǎng)難以有效激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新,需要政府制定政策給予支持和鼓勵(lì)。財(cái)稅政策在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新過程中發(fā)揮著無可替代的作用,其政策工具主要是財(cái)政科技支出、稅收減免和政府采購(gòu)。其中,財(cái)政科技支出的實(shí)際操作性最強(qiáng)最直接,在運(yùn)作上較其他方式更為高效[1],可直接資助和參與企業(yè)的科技創(chuàng)新。因此,研究財(cái)政科技支出究竟能否有效激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新,評(píng)估財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng),具有現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)外關(guān)于財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響作用的研究可追溯至20世紀(jì)60年代。在凱恩斯經(jīng)濟(jì)理論和熊彼特技術(shù)創(chuàng)新理論的基礎(chǔ)上,Arrow主張?zhí)岣邔?duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的資助來激勵(lì)創(chuàng)新[2]。Capron研究認(rèn)為,政府對(duì)計(jì)算機(jī)、通信技術(shù)等領(lǐng)域的資助使相關(guān)企業(yè)的研發(fā)被顯著刺激[3]。后續(xù)研究中,Branstetter、Sanyal、Kang分別通過對(duì)日本資助的大樣本財(cái)團(tuán)、美國(guó)1976—1988年四大主要行業(yè)、韓國(guó)生物技術(shù)行業(yè)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究,發(fā)現(xiàn)政府財(cái)政科技支出能有效促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[4-6]。與之截然相反的是,Blank通過1500多家企業(yè)的橫截面數(shù)據(jù),實(shí)證分析得出政府的財(cái)政補(bǔ)貼及資助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新存在擠出效應(yīng)甚至負(fù)面影響[7]。Coolsbee以及David認(rèn)為,政府科技支出刺激了研究者工資水平等要素的需求和價(jià)格,提高了企業(yè)研發(fā)成本,進(jìn)而降低了企業(yè)研發(fā)支出[8-9]。Guellec認(rèn)為政府資助對(duì)企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)可能會(huì)產(chǎn)生雙重效應(yīng),不同的資助率會(huì)產(chǎn)生不同的影響效應(yīng)[10]。

國(guó)內(nèi)的相關(guān)研究始于20世紀(jì)90年代。隨著國(guó)家實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略以及一系列促進(jìn)創(chuàng)新的財(cái)稅政策的出臺(tái),相關(guān)研究呈現(xiàn)井噴式增長(zhǎng),但研究結(jié)論并不一致。持肯定態(tài)度的觀點(diǎn),認(rèn)為財(cái)政科技支出可降低企業(yè)研發(fā)成本,彌補(bǔ)市場(chǎng)失靈,對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生良好的驅(qū)動(dòng)效應(yīng)。劉偉等利用2000—2012年省級(jí)大中型工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)政府公共科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有積極影響[11]。鄒甘娜等認(rèn)為我國(guó)現(xiàn)行財(cái)政支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新存在正向激勵(lì)效應(yīng),但財(cái)政科技支出存在規(guī)模低和結(jié)構(gòu)不合理問題[12]。車德欣等利用2007—2017年我國(guó)上市企業(yè)數(shù)據(jù)集,構(gòu)建實(shí)證模型研究,得出財(cái)政科技支出是驅(qū)動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新的重要因素[13]。另一種觀點(diǎn)則秉持相反意見。陳星認(rèn)為政府對(duì)企業(yè)的研發(fā)資助會(huì)產(chǎn)生資源扭曲配置的負(fù)面效果[14]。劉子谞等認(rèn)為財(cái)政科技支出極易誘發(fā)企業(yè)道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇[15]。而胡曦、蔣舒陽研究發(fā)現(xiàn),不同財(cái)稅支持政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響存在差異,財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響存在不確定性[16-17]。

可見,現(xiàn)有文獻(xiàn)形成了“促進(jìn)論”“抑制論”和“不確定性”三種不同觀點(diǎn),對(duì)于財(cái)政科技支出能否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新尚有爭(zhēng)論,這在一定程度上影響了社會(huì)各界對(duì)于財(cái)政科技支出效力的判斷。事實(shí)上,財(cái)政科技支出會(huì)受到地方政府激勵(lì)和約束機(jī)制的影響,各地對(duì)財(cái)稅科技政策的執(zhí)行力差異也會(huì)導(dǎo)致對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)存在差異性。產(chǎn)生上述不同結(jié)果的原因可能在于研究對(duì)象、數(shù)據(jù)、數(shù)據(jù)處理以及估計(jì)方法不同。當(dāng)前研究多是基于全國(guó)進(jìn)行分析,鑒于此,本文在國(guó)內(nèi)外相關(guān)研究基礎(chǔ)上,選擇A省作為主要研究對(duì)象,實(shí)證檢驗(yàn)財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。A省依托長(zhǎng)三角科技創(chuàng)新共同體,深入實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略,全面推進(jìn)創(chuàng)新性省份建設(shè),以其作為研究對(duì)象,具有一定的代表性意義。

二、A省財(cái)政科技支出及企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)指標(biāo)分析

2005—2020年期間A省地方財(cái)政科技支出在絕對(duì)規(guī)模上呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)(見圖1),從6.00億元增長(zhǎng)到415.50億元,約增長(zhǎng)了69倍,這種科技支出力度充分說明了A省實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的決心。其中2020年增長(zhǎng)率為-2.11%,這主要是受新冠肺炎疫情沖擊,疊加經(jīng)濟(jì)下行壓力增大和大規(guī)模減稅降費(fèi)的影響,使地方財(cái)力短絀,降低了創(chuàng)新性支出。從相對(duì)比例看,財(cái)政科技支出占地方GDP的比重從0.11%上升至接近1.00%,占地方財(cái)政支出的比重從0.84%上升至5.00%左右,增長(zhǎng)幅度較大。與中部其他五省相比,A省財(cái)政科技支出占財(cái)政支出的比重自2009年一直處于領(lǐng)先地位,并高于全國(guó)平均水平,2016年攀升至全國(guó)第三。但對(duì)標(biāo)長(zhǎng)三角其他兩省一市,仍有較大差距。

圖1 2005—2021年A省財(cái)政科技支出

企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出和新產(chǎn)品銷售收入是衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的重要指標(biāo)。隨著近年來創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略的出臺(tái)和實(shí)施,A省強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新主體地位,推行了一系列政府補(bǔ)助和稅收優(yōu)惠政策以激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新。如表1顯示,A省R&D經(jīng)費(fèi)支出總量及其占全省GDP的比重呈上升趨勢(shì)。自2013年以來,A省R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP的比重在中部六省中位列第一,近四年在全國(guó)排名穩(wěn)居第11位?！?021年A省科技統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示,A省R&D經(jīng)費(fèi)支出總量為883.20億元,投入強(qiáng)度為2.28%,雖然創(chuàng)歷史新高,但與長(zhǎng)三角其他地區(qū)江蘇(2.93%)、浙江(2.88%)、上海(4.17%)尚有差距。

表1 2005—2020年A省企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)指標(biāo)

A省R&D經(jīng)費(fèi)構(gòu)成的四大主體為企業(yè)、高校、科研機(jī)構(gòu)和事業(yè)單位,企業(yè)作為創(chuàng)新的主體,其R&D經(jīng)費(fèi)支出是主力,占比從2005年的61.18%躍升至2020年的81%以上。具體到規(guī)模以上工業(yè)企業(yè),2020年R&D經(jīng)費(fèi)支出占全省R&D經(jīng)費(fèi)支出的比重在70%以上,新產(chǎn)品銷售收入大幅攀升,創(chuàng)新已經(jīng)成為企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的新推動(dòng)力。

三、財(cái)政科技支出與企業(yè)創(chuàng)新的實(shí)證分析

(一)變量選取和數(shù)據(jù)來源

因規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)生產(chǎn)線固定且重視研發(fā)和創(chuàng)新,是企業(yè)創(chuàng)新的高度集中區(qū),代表其科技創(chuàng)新水平的R&D經(jīng)費(fèi)支出占全部企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出的90.00%以上,故選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)作為企業(yè)的代表。對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新能力的衡量,現(xiàn)有研究通常以R&D經(jīng)費(fèi)支出作為創(chuàng)新投入指標(biāo),以專利申請(qǐng)數(shù)量和專利授權(quán)數(shù)量作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)。本文認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新是生產(chǎn)要素從投入、配置、產(chǎn)出到價(jià)值實(shí)現(xiàn)的全過程,應(yīng)從企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入和創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化兩個(gè)角度綜合考慮,且企業(yè)科技創(chuàng)新成果的最終形式是新產(chǎn)品的銷售收入,因此用其衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平更合適。

本文選用2005—2020年財(cái)政科技支出(用F表示)、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)(用R表示)的數(shù)據(jù),將F、R分別作為解釋變量和被解釋變量,分析財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響效應(yīng)。同樣的,選用相應(yīng)年份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入(用S表示)的數(shù)據(jù),將F、S分別作為解釋變量和被解釋變量,分析財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)。

為緩解價(jià)格波動(dòng)對(duì)實(shí)證結(jié)果的偏誤影響,對(duì)財(cái)政科技支出、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入分別以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)值進(jìn)行平減。以工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù),分別按照0.45和0.55的權(quán)重對(duì)R&D經(jīng)費(fèi)支出額進(jìn)行平減。(1)①數(shù)據(jù)來源于各年份《A省統(tǒng)計(jì)年鑒》和《A省統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。運(yùn)用EVIEWS10.0軟件首先對(duì)變量進(jìn)行簡(jiǎn)單線性回歸,以分析財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響關(guān)系,因回歸分析不能判斷變量間動(dòng)態(tài)的關(guān)聯(lián)程度,繼而用向量自回歸(即VAR)模型估計(jì)變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

(二)簡(jiǎn)單線性回歸模型設(shè)定和檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

通過分別繪制數(shù)據(jù)F和R、F和S的散點(diǎn)圖,發(fā)現(xiàn)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出以及新產(chǎn)品銷售收入隨著財(cái)政科技支出水平的提高不斷增加,初步判斷可利用回歸方程分析和描述數(shù)據(jù)的平均變化規(guī)律?？紤]后續(xù)會(huì)建立VAR模型,該模型一般要求時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。因此,首先運(yùn)用ADF檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)(F、R、S)進(jìn)行平穩(wěn)性分析,表2顯示原序列并不平穩(wěn)。為避免偽回歸,消除異方差,在不改變時(shí)間序列性質(zhì)和相關(guān)性的前提下,對(duì)原序列進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理,并對(duì)處理后的序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn),結(jié)果如表2所示。

表2 時(shí)間序列變量的ADF檢驗(yàn)

2.OLS回歸分析

通過對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理,時(shí)間序列處于平穩(wěn)狀態(tài),回歸模型的擬合優(yōu)度得到改進(jìn)。觀察圖2的LNR和LNF、LNS和LNF時(shí)間序列散點(diǎn)圖,企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出與財(cái)政科技支出之間、企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入與財(cái)政科技支出之間呈斜向上的直線趨勢(shì)。

圖2 LNR和LNF、LNS和LNF時(shí)間序列散點(diǎn)圖

由此設(shè)定考察財(cái)政科技支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)關(guān)系的模型:

LNRi=a1+b1LNFi+εi

設(shè)定考察財(cái)政科技支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的模型:

LNSi=a2+b2LNFi+εi

運(yùn)用OLS方法進(jìn)行估計(jì),得到回歸方程的結(jié)果如下:

LNRi=1.785613+0.774647***LNFi+ei(一)

(17.50639) (34.31224)

F=66 Prob(F-statistic)=0.000002

R2=0.988248 Adjusted-R?=0.985227

LNSi=4.468341+0.821087***LNFi+ei(二)

(39.46297) (32.76185)

F=97 Prob(F-statistic)=0.000024

R2=0.987125 Adjusted-R2=0.976275

在兩個(gè)方程中,模型的擬合優(yōu)度均接近于1,擬合程度高,斜率項(xiàng)系數(shù)不為0,說明財(cái)政科技支出顯著地對(duì)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)和企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入作出了解釋。實(shí)證結(jié)果表明:地方財(cái)政科技支出每增加1.00%,企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出會(huì)增加約0.77%;地方財(cái)政科技支出每增加1.00%,企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入增加約0.82%;財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出和新產(chǎn)品銷售收入均有顯著正向驅(qū)動(dòng)作用,有效解釋了當(dāng)前A省企業(yè)創(chuàng)新能力逐步提升的整體狀況;斜率項(xiàng)系數(shù)表明財(cái)政科技支出提升了企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展兩階段的效率,但對(duì)產(chǎn)出階段的提升作用要強(qiáng)于研發(fā)投入階段。

(三)VAR模型設(shè)定和檢驗(yàn)

1.滯后期的確定

表2顯示LNF、LNR、LNS是平穩(wěn)的,則可以直接建立財(cái)政科技支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出的VAR模型1、財(cái)政科技支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的VAR模型2。VAR模型的一個(gè)重要問題就是滯后階數(shù)的確定。利用SC準(zhǔn)則、AIC信息準(zhǔn)則和LR檢驗(yàn)等,并結(jié)合選取的樣本容量大小,確定VAR模型最有效的滯后階數(shù)。滯后階數(shù)及相關(guān)統(tǒng)計(jì)量如表3、表4所示,“*”表示從每一列標(biāo)準(zhǔn)中選取的滯后階數(shù),則模型1、模型2應(yīng)分別選擇3階、1階滯后。

表3 VAR模型1滯后階數(shù)p的確定

表4 VAR模型2滯后階數(shù)p的確定

2.格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

基于上述建立的VAR模型進(jìn)行格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn),以分析變量之間的因果關(guān)系。從表5和表6可知,LNR與LNF之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即LNF是LNR的格蘭杰原因,說明財(cái)政科技支出的滯后期能夠顯著地解釋或預(yù)測(cè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)的支出,但LNR并不是LNF的格蘭杰原因。LNS和LNR之間也存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即LNF是LNS的格蘭杰原因,財(cái)政科技支出的滯后期能夠顯著地解釋或預(yù)測(cè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入。這進(jìn)一步驗(yàn)證了前述線性回歸模型的結(jié)論。

表5 VAR模型1格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

表6 VAR模型2格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3.VAR模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)

利用VAR模型特征方程根的倒數(shù)值檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)定性。由圖3可見,全部根的倒數(shù)值都在單位圓之內(nèi),說明模型是穩(wěn)定的,則可以做脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

圖3 VAR模型1、2穩(wěn)定性檢驗(yàn)特征根單位圓圖

4.脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

根據(jù)所建立的VAR模型,分析LNR和LNF之間以及LNS和LNF之間的脈沖響應(yīng)函數(shù),刻畫它們之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。由圖4可見,財(cái)政科技支出對(duì)于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出的增加有促進(jìn)作用。財(cái)政科技支出的標(biāo)準(zhǔn)化沖擊對(duì)于R&D經(jīng)費(fèi)支出的當(dāng)期響應(yīng)值為0,然后迅速上升,第4期時(shí)達(dá)到最大的正向響應(yīng)值0.054450,最終趨向收斂。財(cái)政科技支出對(duì)于規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入有顯著的促進(jìn)作用。面對(duì)財(cái)政科技支出的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化沖擊,企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入當(dāng)期的響應(yīng)程度為0,在前三期達(dá)到峰值0.066977,隨后影響作用逐漸減少,但仍保持著正向響應(yīng)。

圖4 LNF變動(dòng)1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)LNR、LNS的脈沖函數(shù)圖

5.方差分解

在脈沖響應(yīng)函數(shù)分析基礎(chǔ)上進(jìn)行方差分解,得到VAR模型內(nèi)生變量之間變動(dòng)的貢獻(xiàn)度。由表7可知,在LNR的波動(dòng)中,不考慮其自身的貢獻(xiàn)度,LNF對(duì)LNR的方差貢獻(xiàn)度在第一期為0,隨后逐漸上升,最高可達(dá)64.683%。在LNS的波動(dòng)中,不考慮其自身的貢獻(xiàn)度,LNF對(duì)LNS的方差貢獻(xiàn)度在第一期為0,隨后逐漸上升,最高可達(dá)52.97949%。

表7 方差分解結(jié)果

四、 進(jìn)一步研究

(一)財(cái)政科技支出促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的影響機(jī)制分析

由前文實(shí)證分析結(jié)果可知,財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出均有顯著的促進(jìn)作用,那么這種促進(jìn)作用到底會(huì)通過哪些渠道來影響企業(yè)行為呢?通過梳理既有文獻(xiàn),大部分學(xué)者認(rèn)為財(cái)政科技支出可以緩解企業(yè)融資約束,進(jìn)而激發(fā)企業(yè)研發(fā)投入。我國(guó)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)主要來源于企業(yè)自有資金、政府財(cái)政支持、社會(huì)資金投入以及銀行貸款,由于市場(chǎng)失靈和信息不對(duì)稱等因素,企業(yè)自有資金投入研發(fā)項(xiàng)目不足,社會(huì)資金和銀行貸款資金的投入均要考慮企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)情況和實(shí)際經(jīng)營(yíng)情況,對(duì)企業(yè)考察比較嚴(yán)格,導(dǎo)致外部融資成本較高。而政府財(cái)政投入不僅可以直接增加企業(yè)的研發(fā)投入,更為重要的是起到很好的導(dǎo)向和引領(lǐng)作用。如果一個(gè)企業(yè)能夠獲得政府的財(cái)政資金支持,那么其他外部資金也會(huì)紛紛效仿,這樣有助于緩解企業(yè)融資約束,降低外部融資需求和融資成本,有利于推動(dòng)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)。當(dāng)然也有學(xué)者認(rèn)為,可以通過人力資本積累來影響企業(yè)研發(fā)投入。企業(yè)研發(fā)人員是研發(fā)投入的重要因素,研發(fā)人員的規(guī)模和素質(zhì)很大程度上決定研發(fā)的進(jìn)度和成果。財(cái)政科技支出投入至企業(yè),可以促進(jìn)企業(yè)提高研發(fā)人員待遇,吸引外部高素質(zhì)人才加入,改變企業(yè)研發(fā)人員結(jié)構(gòu),從而促進(jìn)企業(yè)研發(fā)行為。

本文通過理論分析和歸納,在前期學(xué)者研究的基礎(chǔ)上提出財(cái)政科技支出可以通過改變企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力包括內(nèi)部動(dòng)力和外部動(dòng)力,其中內(nèi)部動(dòng)力是驅(qū)動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新的源泉,外部動(dòng)力既可以補(bǔ)充內(nèi)部動(dòng)力的不足,也可以轉(zhuǎn)化為內(nèi)部動(dòng)力。財(cái)政科技投入就是企業(yè)創(chuàng)新的典型外部動(dòng)力,它可以彌補(bǔ)企業(yè)創(chuàng)新資金的不足,減輕企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)。但政府財(cái)政科技資金如何更好轉(zhuǎn)化為企業(yè)創(chuàng)新行為的內(nèi)驅(qū)力顯得更為重要。財(cái)政科技投入不論是緩解企業(yè)融資約束還是促進(jìn)企業(yè)人力資本積累,從本質(zhì)上來說都可以歸納為改變企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境,只有改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境才能在真正意義上促進(jìn)企業(yè)自主創(chuàng)新。當(dāng)然企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境也有很多方面,如知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)、科技中介服務(wù)體系建設(shè)、科技園區(qū)和科技平臺(tái)的打造、校企合作等。因此財(cái)政科技投入有助于改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境,從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

(二)財(cái)政科技支出結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)分析

上文僅僅分析了財(cái)政科技支出總額對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的影響,但不同類型的財(cái)政科技支出是否均對(duì)企業(yè)有積極意義呢?目前我國(guó)財(cái)政科技支出主要投入到企業(yè)R&D活動(dòng)中,根據(jù)企業(yè)R&D活動(dòng)分類和以往學(xué)者研究,財(cái)政科技支出結(jié)構(gòu)大致分為基礎(chǔ)研究、應(yīng)用研究、試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)。從目前數(shù)據(jù)來看,我國(guó)企業(yè)的基礎(chǔ)研究投入一般占研發(fā)經(jīng)費(fèi)的5.00%,應(yīng)用研究占比10.00%,試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)在80.00%以上。而發(fā)達(dá)國(guó)家的相關(guān)比重分別為20.00%、20.00%、60.00%。目前,我國(guó)的財(cái)政科技支出結(jié)構(gòu)與發(fā)達(dá)國(guó)家相比存在一定的不合理性,其中基礎(chǔ)研究占比太小,而試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)比重過大。

大部分學(xué)者認(rèn)為財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新有促進(jìn)作用,但也有學(xué)者認(rèn)為財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有一定的擠出效應(yīng)或不確定性,這種分歧也充分說明了我國(guó)目前的財(cái)政科技支出管理有待改進(jìn)。政府財(cái)政科技支出的出發(fā)點(diǎn)是為了引領(lǐng)和促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新,企業(yè)創(chuàng)新的出發(fā)點(diǎn)是企業(yè)利潤(rùn)最大化,促進(jìn)企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展。二者存在一定的信息不對(duì)稱,所以一味地增加財(cái)政科技支出總額,并不能充分發(fā)揮其效用,還有可能導(dǎo)致政府和企業(yè)的短視行為。因此有必要改變我國(guó)財(cái)政科技支出結(jié)構(gòu),加大對(duì)基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究的投入,發(fā)揮政府的宏觀管理職能,加強(qiáng)頂層設(shè)計(jì),重視政策執(zhí)行,嚴(yán)格考核評(píng)估,充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制作用。

故結(jié)合A省財(cái)政科技支出和A省規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù),將財(cái)政科技支出分為基礎(chǔ)研究(用F1表示)、應(yīng)用研究(用F2表示)、試驗(yàn)發(fā)展經(jīng)費(fèi)(用F3表示)三類,將規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入作為創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo),運(yùn)用EVIEWS10.0軟件對(duì)以上變量進(jìn)行OLS回歸,以研究財(cái)政科技支出結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。得到回歸方程結(jié)果如下:

基礎(chǔ)研究:

LnSi=3.099128+0.650124LnF1i+ei(三)

應(yīng)用研究:

LnSi=1.354870+0.920441LnF2i+ei(四)

試驗(yàn)發(fā)展支出:

LnSi=9.357293+2.105884***LnF3i+ei(五)

以上三個(gè)方程中,只有模型五通過了顯著性檢驗(yàn),且模型擬合度較高,說明二者存在線性關(guān)系,系數(shù)為正表明試驗(yàn)發(fā)展支出對(duì)企業(yè)專利申請(qǐng)有正向作用。模型三和模型四均未能通過顯著性檢驗(yàn),也從側(cè)面說明基礎(chǔ)研究和應(yīng)用研究投入不足,導(dǎo)致我國(guó)專利申請(qǐng)主要集中于實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì),而發(fā)明專利占比相對(duì)較低。

五、 結(jié)論及建議

從簡(jiǎn)單線性回歸模型實(shí)證結(jié)果來看,財(cái)政科技支出的變動(dòng)顯著地影響著規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出和新產(chǎn)品銷售收入。從作用路徑來看,既通過提升企業(yè)研發(fā)支出來實(shí)現(xiàn),又通過創(chuàng)新產(chǎn)出來轉(zhuǎn)化,證明財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩方面都有促進(jìn)作用,有利于真正提高企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力。從斜率項(xiàng)系數(shù)來看,財(cái)政科技支出每增加1.00%,R&D經(jīng)費(fèi)支出和新產(chǎn)品銷售收入分別增加0.77%和0.82%,財(cái)政科技支出對(duì)新產(chǎn)品銷售收入的影響更為顯著。從VAR模型實(shí)證結(jié)果來看,財(cái)政科技支出對(duì)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出和新產(chǎn)品銷售收入有著持續(xù)的正向沖擊作用,對(duì)當(dāng)期的影響雖然不大,但1年后對(duì)二者有著持續(xù)穩(wěn)定的促進(jìn)作用,這表明隨著財(cái)政科技支出的增加,規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出和新產(chǎn)品銷售收入也持續(xù)增加,但存在一定的滯后效應(yīng)。此外,規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出60.00%以上可由財(cái)政科技支出作出解釋,新產(chǎn)品銷售收入50.00%以上可由財(cái)政科技支出作出解釋,財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出的方差貢獻(xiàn)度更大。換言之,財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出的影響程度大于對(duì)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的影響程度,這與上述線性回歸的結(jié)果不夠吻合,其原因在于財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出的引導(dǎo)拉動(dòng)作用還不夠,企業(yè)對(duì)財(cái)政科技支出資源的吸收不足導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度不夠。通過進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),財(cái)政科技支出可以通過改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境來促進(jìn)創(chuàng)新,且財(cái)政科技支出結(jié)構(gòu)中試驗(yàn)發(fā)展支出對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響效應(yīng)更為顯著。綜合上述實(shí)證結(jié)果,本文提出以下對(duì)策建議:

第一,將科技支出作為財(cái)政支出的重點(diǎn)加以保障。財(cái)政科技支出具備靶向性和政策性特征,能緩解企業(yè)融資約束困境并分擔(dān)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn),是激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的重要政策工具之一。政府應(yīng)積極優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu),充分發(fā)揮財(cái)政支出自主權(quán),提高科技和教育支出占比,調(diào)動(dòng)財(cái)政資源更多地投向創(chuàng)新活動(dòng),給企業(yè)傳遞積極的信號(hào)?？深A(yù)設(shè)財(cái)政科技支出增長(zhǎng)目標(biāo),完善財(cái)政科技支出保障機(jī)制,以減少宏觀經(jīng)濟(jì)和財(cái)政收入波動(dòng)對(duì)財(cái)政科技支出的影響。

第二,擴(kuò)大財(cái)政科技支出的覆蓋對(duì)象和范圍,并進(jìn)一步優(yōu)化財(cái)政科技支出結(jié)構(gòu)。鑒于當(dāng)前R&D經(jīng)費(fèi)支出占GDP的比重還有待提升,應(yīng)持續(xù)加大對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的財(cái)政支持力度,讓財(cái)政科技支出惠及更多的企業(yè)。進(jìn)一步發(fā)揮財(cái)政科技支出對(duì)企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)支出的引導(dǎo)和拉動(dòng)作用,以激發(fā)區(qū)域內(nèi)所有企業(yè)自主創(chuàng)新的熱情,進(jìn)而提升區(qū)域整體創(chuàng)新水平。同時(shí),財(cái)政科技支出應(yīng)從直接投入轉(zhuǎn)向以改善企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境為目標(biāo)的間接投入,包括優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境,加大基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),加強(qiáng)校企合作力度,對(duì)企業(yè)分類指導(dǎo),建立政府、企業(yè)、銀行風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)機(jī)制,積極引入外部資金和民間資本等。同時(shí),財(cái)政科技支出結(jié)構(gòu)也應(yīng)適當(dāng)調(diào)整,加大對(duì)基礎(chǔ)和應(yīng)用研究的財(cái)政支出,實(shí)時(shí)動(dòng)態(tài)調(diào)整,建立相應(yīng)的激勵(lì)和約束機(jī)制,并嚴(yán)格考核監(jiān)督,避免政府和企業(yè)的短視行為,以期充分發(fā)揮政府的宏觀調(diào)控和市場(chǎng)糾正功能,促進(jìn)企業(yè)加大自我研發(fā)的動(dòng)力。

第三,在創(chuàng)新鏈的不同階段找準(zhǔn)財(cái)稅科技政策差異化的著力點(diǎn)。財(cái)政科技支出應(yīng)兼顧企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入和成果轉(zhuǎn)化兩階段,最大限度發(fā)揮財(cái)政科技支出的杠桿作用,對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新形成“投入—產(chǎn)出”全面促進(jìn)的效果。企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展同時(shí)依賴創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出,在創(chuàng)新前端要以增加有效研發(fā)和激勵(lì)優(yōu)質(zhì)專利為主,避免盲目資助形成劣質(zhì)專利泛濫的現(xiàn)象;在創(chuàng)新后端要以促進(jìn)企業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)移和轉(zhuǎn)化為主,形成反映技術(shù)成果轉(zhuǎn)化的經(jīng)濟(jì)價(jià)值,企業(yè)預(yù)期新產(chǎn)品銷售收入越高,從事創(chuàng)新的動(dòng)力將越大。

第四,堅(jiān)持把企業(yè)作為高質(zhì)量發(fā)展的基礎(chǔ),夯實(shí)企業(yè)的創(chuàng)新主體地位,優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境。用好長(zhǎng)三角一體化發(fā)展、安徽自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)建設(shè)等戰(zhàn)略大平臺(tái),在制定財(cái)政科技支持政策時(shí),對(duì)區(qū)域內(nèi)企業(yè)的研發(fā)能力進(jìn)行廣泛調(diào)研,對(duì)創(chuàng)新潛力大以及創(chuàng)新資源緊缺的科技型中小企業(yè)進(jìn)行重點(diǎn)支持。鼓勵(lì)企業(yè)有效吸收財(cái)政科技支出資源,準(zhǔn)確把握財(cái)政科技資助的契機(jī),逐步提升研發(fā)強(qiáng)度,增加相關(guān)領(lǐng)域創(chuàng)新力度。在稅收方面,認(rèn)真落實(shí)國(guó)家關(guān)于企業(yè)研發(fā)加計(jì)扣除等稅收優(yōu)惠政策。在財(cái)政獎(jiǎng)勵(lì)補(bǔ)助方面,建立企業(yè)研發(fā)活動(dòng)扶持和獎(jiǎng)勵(lì)機(jī)制,提高《A省關(guān)于引導(dǎo)全社會(huì)加大研發(fā)投入的意見》和《A省支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策》中所規(guī)定的獎(jiǎng)勵(lì)補(bǔ)助標(biāo)準(zhǔn)。幫助企業(yè)了解和用足財(cái)政科技政策,使財(cái)政科技支出的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)落到實(shí)處。同時(shí),構(gòu)建良好的區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境,營(yíng)造優(yōu)質(zhì)的政務(wù)服務(wù)環(huán)境,防止資本和人才的流失。

第五,財(cái)稅政策搭配其他政策聯(lián)合發(fā)力,強(qiáng)化部門協(xié)同聯(lián)動(dòng)。企業(yè)創(chuàng)新是一項(xiàng)系統(tǒng)性工程,財(cái)政科技支出作為財(cái)稅政策的一部分,應(yīng)與金融政策、產(chǎn)業(yè)政策等聯(lián)合發(fā)力,重點(diǎn)激勵(lì)融資服務(wù)主體如金融機(jī)構(gòu)、融資擔(dān)保機(jī)構(gòu)等對(duì)企業(yè)提供信貸服務(wù)。同時(shí)強(qiáng)化財(cái)政、稅務(wù)、科技、統(tǒng)計(jì)等部門的聯(lián)動(dòng),建立以財(cái)政科技投入為引導(dǎo)、企業(yè)投入為主體、金融市場(chǎng)作支撐的多元科技創(chuàng)新投入體系。