中国税收优惠政策的激励效应研究_李万福

中国税收优惠政策的激励效应研究_李万福摘要：本文在考虑R&D调整成本情况下，从理论和实证两个视角对我国R&D税收优惠政策的激励效应问题进行了深入分析。结果表明，目前中国R&D税收优惠政策总体上是有效的。关键词：R&D激励税收优惠调整成本（一）实证研究设计本文主要通过考察我国两次重要修订的R&D税收优惠政策来探讨我国R&D税收优惠的政策效应。1.R&D税收优惠政策经第一次重要修订后的激励效应。如该修订后的政策有实质性激励效应，则我们可预期2021年后非国有、非集体以及非外商投资工业企业的R&D投入相比之前将有显著增加，且增加幅度应显著高于国有、集体及外商投资工业企业。为测试这一修订带来的R&D激励效应，本文构建如下回归模型：（1）其中，下标i表示第i个企业，t表示年份，ε是随机误差项；RD为研发投入量，借鉴黄俊等（2021）的研究，我们以研发费用/总资产表示；AF?TER为关于R&D税收优惠政策是否经第一次重要修订的虚拟变量，当样本年度在2021年前时取0，介于2021~2021年间时取1。由于2021年R&D税收优惠政策经第二次重要修订，因此，我们选择测试模型（1）的样本数据期间为2021~2021年。NSF为虚拟变量，若公司属非国有、非集体以及非外商投资工业企业时取1，否则取0。模型（1）的测试变量为交叉变量AFTER×NSF，若经此次修订后的政策有效，则可预期该交叉变量的系数显著为正。其余变量均为控制变量，参考刘运国和刘雯（2021）的研究，我们控制了如下变量：企业规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、企业现金流（CASH）、主营业务增长率（GROWTH）、公司成立年限（AGE）、行业性质（IND）、地区属性（REGION）。具体变量定义参见表1。2.R&D税收优惠政策经二次修订后的激励效应。R&D税收优惠政策经第二次重要修订后，由于研发调整成本等因素的存在，经第二次重要修订的R&D税收优惠政策效应究竟如何，有待实证检验。一旦增加的研发投入所带来的额外收益无法弥补新增加的调整成本，就可能使经修订的政策无法达到政府预期的激励效果。为测试该次修订后的政策对上述企业是否有进一步的实质性激励作用，我们构建如下回归模型：（2）其中，POST为衡量R&D税收政策是否经第二次重要修订虚拟变量，当样本年度介于2021~2021年间时取0，2021年后取1。若测试变量POST的系数显著为正，则表明经第二次重要修订的R&D税收优惠政策存在进一步的实质性激励效果。其他变量定义同上（参见表1）。3.样本选取与数据来源。本文的研究数据来自国家统计局编制的中国工业企业数据库，该数据库涵盖了全国各个省份的工业企业，包括国有、民营、外商投资等企业。根据前文的研究问题及主要变量数据的可得性，本文选取的初始研究样本期间为2021~2021年。我们剔除了未从事R&D活动（R&D=0）及其他相关变量数据缺失的公司样本。同时，为消除极端值的影响，我们对本文使用到的所有连续变量逐年按上下1%的比例进行了Winsorize处理。（二）实证结果1.描述性统计。表2报告了变量的描述性统计结果，其中显示，在所有从事R&D活动的企业中，RD的中位数为0.004，说明样本中有近一半的公司研发支出与总资产的比值低于0.004，可见，我国相当部分企业研发投资较少，从RD的均值0.013及标准差0.026可知，样本中不同公司间的研发支出存在相当差异。从NSF的均值0.599可见，样本中有近60%的公司属非国有、非集体及非外商投资企业，这表明经第一次重要修订后的R&D税收优惠政策的适用范围扩大了近一倍多。表3报告了各变量间的相关系数，其中，下三角为Pearson相关系数，上三角为Spear?man相关系数，从中可见，RD与测试变量AF?TER×NSF的Pearson相关系数和Spearman相关系数分别为0.11和0.13，均在1%水平显著，初步说明R&D税收优惠政策在经第一次重要修改后，非国有、非集体及非外商投资企中国R&D税收优惠政策的激励效应研究*李万福林斌杜静RDit=α0+α1AFTERit+α2NSFit+α3AFTERit×NSFit+α4SIZEit+α5LEVit+α6CASHit+α7GROWTHit+α8AGEit+α9INDit+α10REGIONit+εitRDit=λ0+λ1POSTit+λ2SIZEit+λ3LEVit+λ4CASHit+λ5GROWTHit+λ6AGEit+?λ7INDit+λ8REGIONit+εit表1变量及其定义*本文受国家自然科学基金重点项目（71032021）、国家自然科学基金项目（71272198、70972076）、教育部人文.科学基金项目（09YJA790199），及广东省教育厅人文社科重点研究基地项目（11JDXM79004）资助。变量因变量：RD测试变量：AFTER×NSFPOST控制变量：AFTERNSFSIZELEVCASHGROWTHAGEINDREGION变量简要描述研究开发费（R&D），等于公司研究开发费用与总资产的比值。AFTER变量与NSF变量的交叉乘积项。衡量R&D税收政策是否经第二次重要修订虚拟变量，当样本年度介于2021~2021年间时取0，2021年后取1。衡量R&D税收政策是否经第一次重要修订的虚拟变量，当样本年度在2021年前时取0，介于2021~2021年间时取1。非国有、非集体及非外商投资工业企业取1，否则取0。公司规模，等于公司总资产的自然对数。负债水平，等于负债总额与公司总资产的比值。企业现金流，等于税前利润、利息费用及折旧费用之和与总资产的比值。主营业务增长率，等于主营业务收入变动额与上期主营业务收入的比值。公司成立年限，等于按年度计算的公司成立的时间。行业性质，高新企业取1，非高新企业取0。虚拟变量，东部取1，中西部取0。表2变量的描述性统计变量RDAFTERNSFAFTER×NSFPOSTCASHSIZELEVAGEGROWTHREGIONIND25%分位数0.00100000.0419.7420.40112-0.00700均值0.0130.5610.5990.3420.5660.11510.9810.5721.2620.3350.6970.164中位数0.00411010.08310.8410.575160.1661075%分位数0.01411110.15212.0420.736230.43210标准差0.0260.4960.490.4740.4960.131.6840.24714.580.8090.460.371中国R&D税收优惠政策的激励效应研究短论--174《管理世界》(月刊)2021年第6期业的研发支出有显著增加。RD与测试变量POST的Pearson相关系数和Spearman相关系数分别为0.11和0.10，同样在1%水平显著为正，初步表明R&D税收优惠政策在经第二次重要修订后，公司整体的研发支出显著增加，该次重要修订很可能起到了实质性的激励效果。尽管控制变量间的相关系数有相当部分在1%水平显著，但在模型（1）、（2）的实际回归中，这些控制变量的方差膨胀因子均较小，相关的系数估计并不存在严重的多重共线性问题。2.多元回归结果。表4报告了模型（1）和模型（2）的多元回归结果，因变量为RD，模型（1）和（2）的测试变量分别为AFTER×NSF和POST。从表4可见，交叉变量AFTER×NSF的估计系数为0.001（T值=4.62），有预期正的符号，在1%水平统计显著，表明经第一次R&D税收优惠政策的重要修订后，在控制了其他相关因素的情况下，非国有、非集体和非外商投资企业的研发支出增长幅度较国有企业、集体企业和外商投资企业有显著提高，说明第一次重要修订起到了实质性的激励作用。另外，关于第二次重要修订的测试变量POST的估计系数为0.006，（T值=35.14），亦有预期正的符号，且在1%水平统计显著，表明经第二次R&D税收优惠政策的重要修订后，在控制了其他相关因素的情况下，企业的研发支出水平得到了显著提升，该次重要修订进一步刺激了企业研发。如上所述，中国R&D税收优惠政策的两次修订都显著刺激了所考察企业的研发投入，说明经两次修订后的R&D税收政策的优惠力度均已突破调整成本的制约，从而企业愿意因政策优惠而增加R&D投入。3.敏感性测试。为进一步验证本文结论，我们执行如下敏感性测试：第一，由于企业在进行研发投资时，一般会考虑其销售收入情况，然后根据企业的成长潜力来进行R&D投资预算，因此，承袭黄俊等（2021）的研究，我们以研发支出占销售收入的比值作为企业R&D支出的另一个衡量指标（RD2），重新进行相应的回归分析，结果（见表5）仍然支持了前文的研究结论。第二，企业的投资决策往往会受到宏观因素的影响，研发投资亦不例外，因此，前文关于研发支出较以往显著增加的原因亦可能是整体宏观因素作用的结果，为排除这种可能性，我们参考AltamuroandBeatty（2021）关于控制宏观因素的方法，把考虑现金红利再投资的股票综合年市场回报率（Macro_Factor）作为宏观因素的替代变量，在原有模型基础上进一步控制了宏观因素的影响，结果亦未发生实质性变化。基于以上敏感性测试，说明前文的研究结论是比较稳健的。（三）研究结论研究发现，企业的最终R&D投入量取决于R&D税收优惠力度与调整成本的相互作用，只有当R&D税收政策的优惠力度足以弥补调整成本时，才能对企业研发起到实质性的激励作用。实证上我们发现，经第一次重要修订后，非国有、非集体和非外商投资企业的研发支出增长幅度较国有企业、集体企业和外商投资企业有显著提高，与政策导向相符；经第二次重要修订后，整体企业的R&D投资较以往进一步显著增加。这些结果表明，两次重要修订带来的税收优惠力度已突破R&D调整成本的制约，显著刺激了企业研发。本研究从理论上给出了调整成本影响下R&D税收优惠政策激励效应的一般性解释，丰富了现有关于研发创新及税收优惠政策激励效应方面的文献，为中国制度背景下R&D税收优惠政策的激励效应问题提供了经验证据，表明目前中国R&D税收优惠政策总体上是有效的。（作者单位：李万福、杜静，福州大学管理学院；林斌，中山大学管理学院）参考文献（1）黄俊、陈信元：《集团化经营与企业研发投资——基于知识溢出与内部资本市场视角的分析》，《经济研究》，2021年第6期。（2）刘运国、刘雯：《我国上市公司的高管任期与R&D支出》，《管理世界》，2021年第1期。（3）Altamuro，J.，Beatty，A，2021，“HowdoesIn?ternalControlRegulationAffectFinancialReporting？”，JournalofAccountingandEconomics，49，pp.58~74.表3变量间的相关系数注：a、b、c分别表示在1%、5%、10%水平显著，双尾检验，下三角为Pearson相关系数，上三角为Spearman相关系数。表4中国R&D税收优惠的激励效应分析注：因变量为RD，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平显著，双尾检验，T值经Cluster标准误和White异方差稳健性修正。表5中国R&D税收优惠的激励效应分析：敏感性测试注：敏感性测试一的因变量为RD2，敏感性测试二的因变量为RD，***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平显著，双尾检验，括号内为T值，回归结果经Cluster标准误和White异方差稳健性修正。1.RD2.AFTER3.NSF4.AFTER×NSF5.POST6.CASH7.SIZE8.LEV9.AGE10.GROWTH11.REGION12.IND10.11a0.08a0.11a0.11a0.17a-0.16a-0.08a-0.13a0.04a0.08a0.13a20.11a0.13a0.64a—0.06a0.02a-0.06a-0.18a0.13a0.04a0.08a30.13a0.13a0.65a0.06a0.08a-0.20a-0.02a-