减税降费与企业创新投入——基于我国2018年以来大规模减税降费政策的研究.pdf

收稿日期：作者简介：韩梓烨（），男，内蒙古翁牛特旗人，赤峰市企业创新孵化中心中级会计师、中级经济师，研究方向：财政税收、企业创新。年 月 山西财政税务专科学校学报 第 卷第 期 【财政税收】减税降费与企业创新投入 基于我国 年以来大规模减税降费政策的研究韩梓烨（赤峰市企业创新孵化中心，内蒙古 赤峰 ）摘要：目前我国企业创新活动存在重点领域投入不足、创新产出质量不高等问题。要推动企业持续加强创新投入，稳步提升创新产出质量，需要政府运用宏观调控手段，促进各类创新要素向企业集聚。年以来，我国推出一系列大规模减税降费政策，在降低企业税负、引导企业创新等方面发挥了重要作用。由于减税降费政策存在结构性特点，不同行业受益程度存在明显差别。通过使用双重差分法检验减税降费政策对重点支持行业创新投入的影响，结果表明：减税降费政策推行后重点支持行业的创新投入相对于非重点行业有显著提升；减税降费政策降低税负缓解了企业融资约束，促进了重点支持行业创新投入；从减税降费政策对重点支持行业创新投入的促进作用来看，其对非国有企业以及金融市场化程度较低、知识产权保护程度较低地区的企业效果更好。关键词：减税降费政策；创新投入；融资约束中图分类号：文献标识码：文章编号：（）企业是推动科技创新和经济发展的重要力量，是创新决策、研发投入和成果转化的主体。在创新作用日益凸显的背景下，如何提升我国企业技术创新能力，推动企业持续增加创新投入，为经济高质量发展提供有力支撑，成为学术界探讨的重点。付文林和赵永辉（）认为，企业创新活动具有周期长、投入大、风险高的特点，创新投入转化成生产力存在极大不确定性。解维敏（）认为，创新投入的“公共品”特性存在技术溢出效应，新技术容易被竞争对手模仿，导致企业创新投入的私人收益小于社会收益，这在一定程度上抑制了企业创新的积极性。因此，仅凭企业的力量难以推动创新投入，需要政府通过税收优惠、财政补贴等积极财政手段进行资源配置，降低企业创新的边际成本并减少不确定性，帮助企业减轻创新活动风险，激励企业投入研发创新。年下半年，为应对经济下行压力、全球减税竞争等负面冲击影响，中央经济工作会议提出“实施更大规模的减税降费”，并于 年持续加大减税降费力度，截至 年 月，中央层面已累计出台减税降费政策文件 项。郭庆旺（）认为，空前规模的减税降费力度势必带来巨大的财政压力，导致财政赤字规模持续扩大。因此，通过实证检验 年以来我国大规模减税降费政策的经济后果，有助于为政府完善减税降费政策、促进企业研发创新提供参考依据。本文通过整理减税降费政策，区分政策重点支持行业和非重点支持行业，分析了 年以来我国大规模减税降费政策对重点支持行业创新投入的影响。现有文献关于减税降费政策影响的异质性检验集中于盈利水平、治理结构和议价能力等企业自身特征。而本文运用中介效应检验识别减税降费政策通过缓解企业融资约束影响企业创新投入的作用机制，并基于产权性质、金融市场化程度及知识产权保护程度的异质性分析对该影响机制进行检验，为有关减税降费政策效果检验的文献提供了新证据，丰富了企业创新影响因素的相关研究。一、制度背景与理论分析（一）制度背景肖志超等（）认为，年以来我国持续推进的减税降费政策，不以债务和赤字刺激总需求扩张为目的，而以逆周期积极财政政策刺激总产出，确保宏观经济稳定。同时，田磊和陆雪琴（）认为，减税降费政策作为“供给侧改革”的重要措施，以激活微观经济主体活力，降低企业经营成本，引导企业投入研发创新。这表明减税降费并非阶段性调控措施，而是我国较长时期内财税政策的基本方针。本轮减税降费政策具有普惠性和结构性的双重特点。其普惠性措施覆盖全行业及各类市场主体，目的是实质性降低企业税收负担，构建与经济高质量发展相匹配的税制结构。在此基础上，部分减税降费政策聚焦有利于经济高质量发展或受疫情冲击影响较大的行业，给予更大力度的政策优惠，表现出结构性特点。在减税方式上，本轮减税降费政策以增值税和企业所得税的结构性减征和免征为主，涵盖降低税率、加计扣除、加速折旧、加计抵减以及税前扣除等多种税收优惠方式。（二）理论分析由于企业内部资金需要优先支持日常经营，在内源资金有限的情况下企业的创新投入往往依靠外部债务或股权融资。企业创新研发的周期较长，难以满足债权人稳定的还本付息要求。林志帆和刘诗源（）认为，即使企业创新成功，债权人也仅能享受固定的利息收益，但若企业创新失败，债权人则可能蒙受损失，因此企业难以通过债务融资支撑创新投入。此外，外部股权投资者无法获取企业创新项目的充分信息，难以做出客观评价，由此产生了信息不对称问题。魏刚（）认为，信息不对称使外部股权投资者索取超过必要报酬率的风险溢价，使企业资本成本增加，最终导致自由竞争的市场环境中企业外源融资渠道受限、融资成本较高，产生严重的融资约束。王玺与刘萌（）认为，融资渠道受限使企业难以筹集足够资金投入研发创新，融资成本较高提高了创新投入的资金成本，降低了创新项目的净现值，使其变得无利可图。胡杰与张瑜（）认为，这严重影响了企业开展研发活动的积极性。林志帆和刘诗源（）认为，减税降费政策通过降低企业实际税负增加企业留存收益以及自由现金流，能够缓解企业融资约束，从而促进企业创新投入。基于以上分析，本文提出研究假设：与非重点支持行业相比，减税降费政策对重点支持行业创新投入的促进作用更加明显。二、研究策略（一）数据来源本文根据国民经济行业分类（）整理 年累计出台的 项减税降费政策所涉及的行业，将涉及结构性政策数量高于均值的前 个行业视为政策重点支持行业，其余 个行业视为非重点支持行业。将重点支持行业作为实验组，非重点支持行业作为对照组。为了排除 年“营改增”政策及 年后新冠肺炎疫情冲击的影响，本文将样本时间限定为 年，采用 股上市企业作为样本，所有数据来源于国泰安数据库（）、数据库、中国分省份市场化指数数据库及中国知识产权发展状况评价报告。为确保样本数据的一致性，本文剔除金融业企业 家、企业 家和主要变量缺失及连续数据不足年的企业 家，最终得到 家样本企业半年度数据。其中包含 家实验组企业和 家对照组企业，总计 个观测值。此外，为确保实证结果的稳健性，本文对涉及的所有连续型变量进行 缩尾处理。（二）研究设计本文参照吴怡俐等（）的研究设计，根据假设建立基准双重差分模型，针对减税降费政策对重点支持行业创新投入影响的总体效果进行检验：其中：被解释变量 为企业创新投入；为本文选取的样本实验组和对照组的虚拟变量；为 年大规模减税降费政策实施前后的时间虚拟变量；、和 为对应变量的估计值；为本文选取的控制变量；分别控制了省份固定效应以及企业和时间固定效应。在控制企业和时间固定效应时，由于 变量、变量分别会被企业固定效应和时间固定效应吸收，故模型不再单独包括 和 变量。本文参照卢馨等（）的研究，选择研发投入强度（）指标作为被解释变量，定义为企业 在第 期研发支出占主营业务收入的比重，即用财务报表中的“研发支出”除以“营业总收入”计算得出。对于控制变量的选取，本文借鉴刘行和赵健宇（）的做法，选取企业规模（）、总资产净利润率（）、现金持有率（）、营业收入增长率（）、股权集中度（）、企业年龄（）及毛利率（）等指标作为控制变量。三、实证结果与分析（一）年我国大规模减税降费政策对企业创新投入的影响本文首先基于全样本使用双重差分法对大规模减税降费政策对重点支持行业创新投入的影响程度进行检验。减税降费政策与企业创新投入之间的双重差分估计结果如表 所示。其中，第（）列为未控制固定效应，也未加入控制变量；第（）列加入了控制变量；第（）列控制了省份固定效应；第（）列控制了企业和时间固定效应。表 回归结果显示，政策虚拟变量（）的系数在（）（）列都显著为正，且在（）（）列中均在 的水平上显著，表明相对于非重点支持行业，大规模减税降费政策对重点支持行业创新投入存在显著的促进作用。表 基本回归分析结果变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）否是是是固定效应否否省份企业及时间观测值 调整 注：、分别表示在 和 的水平上显著；括号中为 值。（二）稳健性检验 平行趋势检验。双重差分法的适用前提是实验组和对照组在政策发生前满足平行趋势假定。本文参考吴怡俐等（）的做法，采用事件研究法构建年度虚拟变量，其值在对应期间取 ，否则取 。样本企业处理效应估计值的趋势如图 所示。其中，横坐标表示时间窗口，横坐标是 年下半年大规模减税降费政策的发生时间。本模型选取 年上半年作为基期，故结果中不含 年上半年的虚拟变量。由图 可见，在大规模减税降费政策发布前，实验组和对照组没有显著性差异，减税降费政策实施后处理效应显著高于 ，说明本文选取的样本符合平行趋势假定，满足双重差分法使用要求。图 平行趋势检验结果注：横坐标为完整 、去除系数均值后画图 更换被解释变量。为避免特定指标选取影响实证结果，本文参考吴翌琳等（）的做法，使用经企业总资产标准化处理后的研发支出（）替代被解释变量进行稳健性检验。替代被解释变量后的回归结果如表所示。表（）（）列数据显示交互项系数均显著为正，与前文保持一致，证明了基本回归分析结果的稳健性。表 替代被解释变量回归结果变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）否是是是固定效应否否省份企业及时间观测值 调整 注：、分别表示在 、和 水平上显著；括号中为 值。更换解释变量。为增强结论的稳健性，本文采用基于企业税负率更换实验组和对照组的方式再次进行检验。参考白云霞和邱穆青（）的做法，税负率 （支付的各项税费 收到的税费返还）营业收入。若 年下半年后各期企业的税负率均低于上年同期水平，则列入实验组，否则列入对照组。替代解释变量后的回归结果如表 所示。替换变量后的检验结果与前文保持一致，证明了基本回归分析结果的稳健性。表 替代解释变量回归结果变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）否是是是固定效应否否省份企业及时间观测值 调整 注：、分别表示在 、和 水平上显著；括号中为 值。（三）机制检验为验证融资约束的影响机制，本文参考李汇东等（）的设计，引入衡量企业融资约束程度的 指数作为被解释变量，在基准回归的基础上使用双重差分法衡量 年大规模减税降费政策是否缓解了重点支持行业融资约束。设定模型如下：，为进一步说明减税降费政策通过融资约束的中介效应促使重点支持行业增加创新投入，本文将 变量加入基准回归中以分析其中介效应，模型设定如下：，机制检验结果如表 所示。表 第（）列将中介变量 指数作为因变量，交乘项 的系数显著为负。指数本身为负数，值越接近，表示融资约束程度越严重，回归结果说明大规模减税降费政策显著缓解了企业融资约束。将 变量加入基准回归后的表 第（）列结果显示，在控制了中介变量的影响后，交乘项系数的显著性水平并未下降，但系数估计值由 下降为 ，并且中介变量 的系数保持显著。回归结果与预期一致，表明融资约束的确是大规模减税降费政策促进重点支持行业创新投入的重要路径。表 机制检验结果变量（）（）（）（）（）是是企业及时间固定效应是是观测值 调整 注：表示在 水平上显著；括号中为 值。四、进一步讨论（一）产权性质的异质性一般来说，非国有企业融资约束显著高于国有企业，其原因在于：一是政府对金融资源配置的过度干预限制了金融机构的自主性，因此谭小芬等（）认为这就使金融资源更多集中于国有企业或传统生产部门；二是国有企业拥有以政府信用为基础的隐形担保，使得国有企业在融资时拥有额外的增信；三是相较于非国有企业，国有企业规模更大，经营时间更长，具有更加完善的信息披露机制，更有利于与金融机构开展长期稳定合作。基于以上分析，本文将全样本划分成非国有企业与国有企业两组分别展开检验，结果如表 所示。表 第（）（）列报告了基于产权性质分组后的回归结果。非国有企业 的系数高于国有企业，两者均在 的水平上显著。组间系数差异检验结果显示 值在 水平上显著。这意味着减税降费政策对非国有的重点支持行业企业政策效应更显著。（二）区域金融市场化程度差异金融市场化水平的提高有利于降低政府对金融资源配置的干预，金融机构能够发挥自身专业优势，将资金更多地配置于效率更高的企业。此外，白俊红和刘宇英（）认为，金融市场化的推进加剧了金融机构之间的市场竞争，能促进金融市场不断发展，有利于金融机构通过金融创新和产品组合分散项目风险，因此企业外部融资的获取难度和融资成本得以降低。钱雪松等（）认为，我国各省份的金融市场化程度存在差异，金融市场化程度较高的省份有更加成熟的债务人监管机制，企业内外部信息不对称程度相对较低，因而企业融资约束程度也较轻。基于以上分析，本文参照钱雪松等（）的研究方法，从区域金融市场化程度差异切入，采用中国分省份市场化指数数据库中金融业的市场化指标衡量各省份金融市场化程度。如果企业所在省份金融业的市场化指标在对应年份排名全国前十视为金融市场化程度较高，否则视为金融市场化程度较低，据此将全样本划分为两组分别进行检验，并使用似无相关检验分析组间系数差异是否显著，结果如表 所示。表 第（）（）列报告了基于区域金融市场化程度差异的双重差分估计结果。金融市场化程度较低地区企业 的系数高于金融市场化程度较高地区企业，两者系数均显著。组间系数差异检验结果显示 值在 水平上显著。这意味着减税降费政策对位于金融市场化程度较低地区的重点支持行业企业政策效应更显著。（三）区域知识产权保护程度差异信息不对称是导致企业融资约束的主要原因，外部投资者因为信息不对称难以准确了解和评估企业创新成果的价值。吴超鹏和唐?（）认为，加强知识产权保护使企业更愿意向外部投资者披露创新项目的具体信息，有助于减少信息不对称导致的融资约束。此外，企业商标权和专利权等知识产权主要以无形资产的形式存在，能够通过转让、授权、质押及证券化等方式为企业带来收益。加强知识产权保护能够强化知识产权的独占性和排他性，凸显创新成果的价值性，从而强化外部投资者的信心并提升企业价值，由此减轻企业的融资约束。罗煜等（）认为，国内各省份的法律制度环境表现出极大差异，法律制度环境较好的省份对知识产权保护水平更高，因而企业融资约束程度也较轻。基于以上分析，本文参照钱雪松等（）的研究方法，从区域知识产权保护程度差异切入，采用 中国知识产权发展状况评价报告 中知识产权综合发展指数指标衡量各省份知识产权的保护程度。如果企业所在省份知识产权综合发展指数指标在对应年份排名全国前十视为知识产权保护程度较高，否则视为知识产权保护程度较低，据此将全样本划分为两组分别进行检验，结果如表 所示。表 第（）（）列报告了基于区域知识产权保护程度的双重差分估计结果。知识产权保护程度较低地区企业 的系数高于知识产权保护程度较高地区企业，两者系数均显著。组间系数差异检验结果显示 值在 水平上显著。这意味着减税降费政策对知识产权保护程度较低地区的重点支持行业企业政策效应更显著。表 异质性检验变量（）非国有企业（）国有企业（）金融市场化程度较高（）金融市场化程度较低（）知识产权保护程度较高（）知识产权保护程度较低 （）（）（）（）（）（）是是是是是是固定效应是是是是是是观测值 调整 组间系数差异值 值 值 注：、分别表示在 、水平上显著；括号中为 值。五、结论与启示（一）结论 年以来，我国大规模减税降费政策显著提升了重点支持行业的创新投入，表现在重点支持行业研发费用占营业收入比重提升程度显著高于非重点支持行业，这一结论通过了替换被解释变量等多项稳健性检验。根据影响机制分析，本文认为减税降费政策通过降低企业税负缓解了企业融资约束，促进了企业创新投入。基于融资约束考虑的异质性检验结果表明，与国有企业相比，减税降费政策对重点支持行业创新投入的促进作用在非国有企业效果更好；减税降费政策对重点支持行业创新投入的促进作用在金融市场化程度及知识产权保护程度较低地区的企业效果更好。（二）启示在经济增长向高质量发展转变的过程中，需要向创新驱动型方式转换。而实现创新驱动型发展，需要切实发挥企业的主体地位。政府作为引导者，需要为企业创新营造良好环境并提供稳定的支持。结合上述研究，本文提出如下建议：首先，继续发挥减税降费政策的激励作用。考虑到减税降费政策对企业创新的促进作用，为更好地激励企业投入研发创新，需要在较长时期内继续将减税降费政策作为财税政策的基本方针，推动普惠性减税和结构性减税相结合，真正为企业减轻税收负担。其次，马颖超和刘树林等（）发现民营企业、轻资产企业、成长期企业融资约束程度较高。考虑到减税降费政策对企业创新投入的异质性影响，政策推进可适当差异化，对上述融资约束程度较高的企业适当倾斜，使政策能够发挥更大的激励作用。最后，应加强知识产权保护力度，充分发挥知识产权保护缓解企业融资约束的激励效应，为创新成果进行产权保护，并提供市场规范机制，以降低企业创新成果被侵权的概率，保障企业依法享有创新产出的合法收益。参考文献：付文林，赵永辉 税收激励、现金流与企业投资结构偏向 经济研究，（）解维敏 混合所有制与国有企业研发投人研究 系统工程理论与实践，（）郭庆旺 减税降费的潜在财政影响与风险防范 管理世界，（）肖志超，郑国坚，蔡贵龙 企业税负、投资挤出与经济增长 会计研究，（）田磊，陆雪琴 减税降费、企业进入退出和全要素生产率 管理世界，（）林志帆，刘诗源 税收激励如何影响企业创新？来自固定资产加速折旧政策的经验证据 统计研究，（）魏刚 创新型企业融资中的信息不对称性 技术经济，（）王玺，刘萌 研发费用加计扣除政策对企业绩效的影响研究 基于我国上市公司的实证分析 财政研究，（）胡杰，张瑜 中国金融发展对创业板高新技术企业融资约束影响的实证研究 技术经济，（）林志帆，刘诗源 税收负担与企业研发创新 来自世界银行中国企业调查数据的经验证据 财政研究，（）吴怡俐，吕长江，倪晨凯 增值税的税收中性、企业投资和企业价值 基于留抵退税改革的研究 管理世界，（）卢馨，郑阳飞，李建明 融资约束对企业 投资的影响研究 来自中国高新技术上市公司的经验证据 会计研究，（）刘行，赵健宇 税收激励与企业创新 基于增值税转型改革的准自然实验 会计研究，（）吴翌琳，黄实磊 融资效率对企业双元创新投资的影响研究 兼论产品市场竞争的作用 会计研究，（）白云霞，邱穆青 官员访问与企业投融资期限错配 财经研究，（）李汇东，唐跃军，左晶晶 用自己的钱还是用别人的钱创新？基于中国上市公司融资结构与公司创新的研究 金融研究，（）谭小芬，王雅琦，卢冰 汇率波动、金融市场化与出口 金融研究，（）白俊红，刘宇英 金融市场化与企业技术创新：机制与证据 经济管理，（）钱雪松，唐英伦，方胜 担保物权制度改革降低了企业债务融资成本吗？来自中国 物权法 自然实验的经验证据 金融研究，（）吴超鹏，唐?知识产权保护执法力度、技术创新与企业绩效 来自中国上市公司的证据 经济研究，（）罗煜，何青，薛畅 地区执法水平对中国区域金融发展的影响 经济研究，（）马颖超，刘树林 民营企业融资约束与普惠金融纾解 基于中小板的经验证据 工业技术经济，（）（责任编辑郝宝爱）