税收激励度环境与企业研发支出

　　本文以中国制造业上市公司微观数据为样本，实证检验R&D税收激励的研发支出效应及其影响因素。采用倾向评分匹配法的估计表明，R&D税收激励对企业的研发支出产生了显著的挤入效应，且该效应占企业研发支出的比重为11.39%。分组检验表明，R&D税收激励的挤入效应还因行业、所有制和地区制度环境而异。进一步分析R&D税收激励挤入效应的影响因素发现，制度环境强化了R&D税收激励的挤入效应，即在制度环境越好的地区，R&D税收激励产生的挤入效应越大，制度环境与R&D税收激励之间具有互补性。前述发现通过了稳健性检验。本文为处于争议中的产业税收优惠政策的有效性提供了支持证据。

　　《税收经济研究》是国家税务总局主管，中共国家税务总局党校(国家税务总局税务干部进修学院)主办的经济类学术期刊，以繁荣税收经济科学、为国家税收经济部门和决策机构服务为宗旨，秉承“以特色求知名，以创新求发展”的办刊理念，突出学术性、实践性和创新性，刊发经济类各学科、特别是税收科学的最新研究成果，为广大理论工作者和实际工作者提供探索交流的学术平台，并致力于成为中国税收改革和发展进程的重要理论阵地。

　　我国尚没有编制税式支出预算，R&D税收激励规模并不能从年度财政预算报告中获得。但零星披露的数据显示，近年来我国R&D税收激励规模不容小觑：2008—2011年，高新技术企业累计享受企业所得税优惠2259亿元;2014年规模以上工业企业研发费用加计扣除减免税和高新技术企业减免税分别为379.8亿元和613.1亿元;2015年高新技术企业减征企业所得税1000多亿元，软件和集成电路企业减免企业所得税300多亿元，固定资产加速折旧政策减税100多亿元，科技成果转化免征增值税72亿元，共计减免税1400多亿元。①作为一种特殊形式的财政支出，从财政资金的公共性、稀缺性和使用效率来看，需要回答的问题是：大量的R&D税收激励是否产生了预期的研发支出挤入效应?影响该效应的主要因素是什么?

　　本文以2009—2013年中国制造业上市公司为样本，采用能克服样本自选择性的计量方法来估计R&D税收激励的研发支出效应，并分析其主要影响因素。研究发现，R&D税收激励产生了显著的挤入效应，且该效应还因行业、所有制和地区制度环境而异。进一步分析该效应的影响因素，发现R&D税收激励水平没有显著影响，但制度环境强化了R&D税收激励的挤入效应。上述结论得到了稳健性检验的支持。本文不仅为处于争议中的产业税收优惠政策的有效性提供了经验支持，还为提高政策有效性提供了制度和政策改进方向。

　　与既有研究相比，本文的边际贡献有两点。一是在研究方法上，采用了能克服样本自选择性的计量方法。国内学者的研究大多没有考虑R&D税收激励的样本自选择性，得出的结论值得商榷。

　　根据我国《企业所得税法》“税收优惠”部分的条文(第26—34条)，与制造业企业所得税优惠相关的重要条款有：符合条件的技术转让所得(第27条第4款)、高新技术企业适用15%的低税率(第28条第2款)、研发费用加计扣除(第30条第1款)、固定资产加速折旧(第32条)等。①显然，这些条款均与企业的研发活动有关。因此，以平均有效税率低于法定税率作为R&D税收激励完全适用于本文的分析。令rdtaxdum为企业享受研发税收优惠的虚拟变量。如果企业享受了R&D税收激励，则rdtaxdum=1，否则rdtaxdum=0。

　　2.结果变量

　　结果变量为研发强度(rd)，即研发支出占营业收人的比重。尽管数据库提供了企业研发支出数据，该数据源于上市公司财务报告中会计科目“管理费用”下的明细科目“研发费用”或“技术开发费”，但当企业在研究和开发阶段均发生支出时，该数据并不能完整反映企业的研发支出。鉴于此，依次通过以下方法来获得该数据：首先，选择上市公司年报董事会报告中的“研发支出”数据(该数据经过了会计师事务所专门审计);其次，查找财务报告附注中“无形资产”科目下的“公司开发项目支出”，根据“本期开发支出占本期研究开发项目支出总额的比例”，推算出本期研究开发支出总额;最后，采用管理费用中的“研究与开发费”与开发支出相加得到。如果通过这三种方法仍然无法获得该数据，宁缺毋滥，视之为数据缺失。

　　3.协变量

　　相对于克服样本选择偏误的参数方法如工具变量法、倍差法，PSM的优势是无须设定结果方程的函数形式、无须设定选择方程和结果方程误差项的分布假设，其劣势是只能控制可观察的选择变量，因而，应该尽可能将所有影响处理变量的因素都包括在内，否则得到的估计结果有偏。影响企业获得R&D税收激励的可观察协变量有两类。

　　(1)厂商特征变量

　　高新技术企业(hightech)。高新技术企业不仅能享受研发费用加计扣除、研发固定资产加速折旧等普惠政策，更能享受15%的低所得税率特惠政策。与非高新技术企业相比，高新技术企业获得R&D税收激励的概率更高。该变量以上市公司是否为高新技术企业的虚拟变量来反映。高新技术企业资质信息从上市公司年报手工搜集得到。

　　融资约束(.尼)。研发投资成功和潜在收益的不确定性，以及研发成果的无形性，阻碍了研发资产作为抵押品使用。而创新活动信息不对称，则加剧了研发资本市场失灵，使企业不得不主要依靠内源融资来从事研发活动。Kobayashi(2014)发现，R&D税收激励是缓解融资约束的重要工具。融资约束以现金流占总资产的比重来反向衡量，即现金流占总资产的比重越大，则企业面临的融资约束越小。

　　企业规模(s/ze)。一方面，企业规模越大，研发活动的内源融资可能性越高，对外部资金的需求意愿就越小。但另一方面，规模较大也意味着企业的研发动机越强，对外部融资的意愿越强烈(Czarnitzki和Hottenrott，2011)。因而，规模对企业获得R&D税收激励概率的影响是不确定的。为避免营业收入与研发支出强度(为研发支出与营业收入之比)之间的共线性，以雇员数来衡量企业规模。由于厂商的规模分布有偏，为降低其偏度，对雇员数取对数。同时，还考虑企业规模可能存在的非线性影响，并以其平方项来表示(size2)。

　　企业年龄(age)。一方面，企业年龄越大，申请R&D税收激励就越有经验，从而越有可能成功。另一方面，更年长的企业可能趋于守成，不愿意追求创新。而年轻企业面临更紧的研发融资约束，申请R&D税收激励的积极性更高(Czarnitzki，Hanel和Rosa，201 1)。但企业年龄对税收激励的影响因政策类型而异：对以应税利润为基础的低所得税优惠而言，年轻企业往往处于亏损状态而无法享受;而研发费用加计扣除、固定资产加速折旧则对企业年龄不敏感。因此，企业年龄与获得R&D税收激励之间也具有不确定性。对该变量也取对数。

　　技术人员占比(techstaff)。技术人员占比越高，意味着企业从事技术创新的人力资本越丰富，企业获得R&D税收激励的概率也越高。同时，技术人员的工资薪金构成研发成本的重要部分(Corchuelo和Martinez.Ros，2009)，通过R&D税收激励来降低研发成本也是技术人员占比高的企业的理性选择。该变量以技术人员占雇员的比重来表示。

　　地区制度环境(ins)及其与政治关联的交叉影响(ins木pc)。制度环境越好的地区，企业自主创新的能力和水平越高。制度环境越差的地区，企业越有动机通过各种方式获取税收优惠(罗党论、杨玉萍，20l 1)。吴文锋等(2009)进一步指出，制度环境不佳的地区，有政治关联公司的实际税负低于没有政治关联的公司，且能获得更多税收优惠。政治关联作为一种非正式制度，是由企业所处地区的正式制度环境决定的。这意味着，正式制度和非正式制度(政治关联)共同作用于企业的R&D税收激励行为，该影响以二者的交叉项(ins木pc)来反映。基于数据的可得性，以王小鲁等(2013)编制的中国分省企业经营环境指数来度量地区制度环境(ins)。该报告的指数截止于2012年，2013年指数采用以年度为自变量的简单OLS回归递推得到。为消除异方差，也对之取对数。

　　同时还将引入三个虚拟变量：以产业虚拟变量来控制不可观察的行业异质性(行业差异)和技术机会(29个行业)，以地区虚拟变量来控制特定地区因素如创新文化的影响(东中西部地区)，以时间虚拟变量来控制宏观经济冲击和政策变化的影响。此外，上述变量还需考虑时间滞后因素。根据研究惯例，以及样本时长(2009—2013年，而部分样本仅有2011—2013年的数据)，本文对所有协变量(除年龄外)均取滞后一期。

　　首先，以行业分类进行分组检验。参照鲁桐、党印(2014)的标准，将样本企业划分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型三大类。匹配结果表明(表3第1～3列)，三大行业中，仅有资本密集型行业的R&D税收激励产生了显著的激励效应。其原因可能在于三大行业面临的研发依赖度不同(其研发强度分别为0.0156、0.0256和0.0467)和融资约束不同(现金流占营业收入比重分别为0.0310、0.0248和0.0373)。劳动密集型企业研发活动有限，对R&D税收激励不敏感，因而其难以产生研发支出效应。技术密集型行业研发依赖度高，但现金流最为充裕，研发资金短缺并不严重，因而，R&D税收激励产生的挤入效应有限。而资本密集型行业的研发强度适中，但该行业面I临的融资约束最大，一定的税收激励能产生较大的研发支出引诱效应。可见，并非研发强度越高的行业，R&D税收激励产生的挤入效应就越大。

　　其次，按照所有制进行分组检验，结果见表3第4～5列。可以发现，不同匹配方法下，国有控股企业的R&D税收激励对额外投资的影响均不显著，而非国有控股企业的R&D税收激励则产生了显著的挤入效应。究其原因，可能是因为国有控股企业(样本中大多为大中型国有企业)现金流较为充裕、研发资金较为充足，对R&D税收激励不甚敏感，而非国有控股企业(样本中多为中小企业)研发资金相对短缺，对R&D税收激励较为敏感，此时R&D税收激励能够起到“四两拨千斤”的激励功效。从这个意义上来看，调整R&D税收激励的所有制分配结构，使之向非国有控股企业倾斜，能改善R&D税收激励的挤入效应。

　　影响R&D税收激励研发支出效应的因素主要有三个方面(见文献回顾假说2的分析部分)。一是企业特质，以企业规模(size)、年龄(age)及二者的交叉项(size水age)来衡量。二是R&D税收激励水平(taxpre)，以企业的平均有效税率(EATR)与法定税率之差的相对值来表示，即taxpre= (25%一EATR)/25%。三是地区制度环境(ins)。R&D税收激励的挤入效应表现为研发投资增加，而影响研发投资的关键制度因素为知识产权保护水平。该变量以中国分省企业经营环境指数中“企业经营法制环境”下的“经营者合法权益保障”来量化。“经营者合法权益保障”包括知识产权、合同执行、人身和财产安全三个细分指标，但该报告仅提供了合成的“经营者合法权益保障”指数，没有提供其中的知识产权指数。鉴于合同执行、人身和财产安全这两项指标都与法治水平相关，而一个地区的法治水平在知识产权、物权、债权、人身权保护方面基本处于同一水平，因此，这里以“经营者合法权益保障”指数来代替知识产权保护水平。该指数2013年缺失值也通过简单OLS回归递推得到。为检验假说2，本文还构造了制度环境(知识产权保护)与R&D税收激励水平的交叉项(ins。tax#re)。此外，在回归分析中，还控制行业、地区、年度等虚拟变量的影响。除企业年龄(age)外，其他变量均滞后一期以缓解内生性。

　　回归结果见表4。表4中的因变量分别为表2中5种不同匹配方法得到的个体处理效应。5个模型的Hausman检验均接受采用随机效应模型的原假设。估计结果表明，R&D税收激励水平(taxpre)对额外研发支出的影响为正但不显著。其主要原因有两个方面。一是高新技术企业认定的影响。高新技术企业因享受15%的低所得税率而成为激励强度最大的R&D税收激励政策的受益者，但高新技术企业认定所要求的研发支出与销售收入增长并非同步，而是呈现边际递减特征。①企业为获得高新技术企业资质，只要满足研发支出认定标准，而不需要同比例增加研发支出。因此，该政策的影响就存在一个上限。二是多重税收优惠政策的影响。企业能够享受的R&D税收优惠主要包括低所得税率、研发费用加计扣除、固定资产加速折旧等，企业能并行不悖的同时享受多重优惠政策。在研发支出规模一定时，通过税收筹划，企业可以充分利用多重政策叠加的红利，有效控制研发支出的增速。比如，占比高达78.05%的高新技术企业，②能同时享受这三项政策，制约了研发支出的扩张。