政府財稅政策對企業R&D投入的影響

摘要：本文旨在分析不同途徑下不同地區企業RD投入和政府財稅政策的空間溢出效應。研究表明：從間接途徑看，相鄰地區的企業RD活動對本地企業RD投入有十分顯著的正向促進作用；從直接途徑看，其他地區的政府直接資助和金融機構貸款對本地區企業RD投入有激勵作用，而其他地區的稅收優惠政策對本地區企業RD投入有擠出效應。不管哪種途徑，一個地區的工業總產值對于本地區的企業RD投入存在明顯的正向促進作用，企業的RD投入與該區域的經濟發展水平、產業結構相關。

關鍵詞：政府財稅政策；企業RD投入；空間面板數據

中圖分類號：F810.422 文獻標識碼：B

一、引言

《2000年全國RD資源清查資料》公布以來，國內關于中國區域研究與開發現狀的研究逐漸增多，尤其是隨著各地區經濟發展，鄰近行政區域之間的經濟活動聯系日益緊密，具有比較鮮明的社會經濟發展特征的經濟區域逐漸形成，政府越來越重視企業的RD投入，紛紛出臺相關政策引導企業開展研發活動。在這種情勢下，分析政府財稅政策對地區企業RD投入的空間效應就顯得十分必要。

本文以中國大陸30個省、自治區和直轄市（除西藏以外）為研究對象，利用空間面板數據模型，分析不同途徑下不同地區之間企業RD投入和政府科技政策的溢出效應。本研究主要思路：一是沿著項歌德等（2011）思路，嘗試從直接途徑和間接途徑兩個方面去全面度量這種效應；二是考慮到企業的金融機構貸款或企業的政府資金申請到資金下達分配這段時間的間隔大約平均需要一到兩年時間，政策的實際激勵效果會在滯后一到二期顯現，因此對政策變量的最佳滯后期進行了研究；三是在空間權重矩陣的選擇上，不單單考慮不同地區在地理位置上面的鄰接，而且綜合考慮了一個同時涵蓋地理空間距離和經濟發展距離的空間加權矩陣，并通過分析得到一個最優的空間權重矩陣。四是對于RD投入的空間效應分析不再僅僅局限于度量的方法，更重要的是從這種效應得以發揮的背后支持因素，如區域產業結構等特點入手進行深入分析。

二、實證分析

（一）指標選取和數據來源

目前已有文獻將企業RD投入的影響因素分為內在動力和外部環境兩個方面。其中內在動力包括公司規模、企業利潤目標、企業家精神、薪酬激勵等，外部環境包括地理位置、區域經濟發展、對外開放程度、市場需求拉動、政府政策等。本文主要是從宏觀層面，分析政府財稅政策對企業RD投入的影響，主要包括三個方面：（1）政府直接資助；（2）稅收優惠；（3）金融機構貸款。有關稅收政策的研究，由于相關統計數據的欠缺，文中參考陳曉 (2001)，左勇（2008）用企業增值稅的倒數來代替稅收優惠政策的方法。因此選用以企業自身的RD投入作為被解釋變量，以政府資金、金融機構貸款、增值稅的倒數作為解釋變量，并引入各地區的工業總產值作為控制變量。這一控制變量可以像GDP增長率一樣起到控制地區宏觀經濟變動和商業周期的影響，另外也可以控制各地區企業規模所產生的影響。

2008年，中國研發經費支出額為4 616.0218億元，按執行部門來分主要包括研究與開發機構、企業、高等院校和其他。其中，企業RD經費支出達到3 381.7億元，占73.26%，而大中型工業企業RD經費支出2 681.3億元，占企業的79.29%，占全國58.09%。因此為了數據的可得性和完整性，模型中的企業RD投入用大中型工業企業的科技經費籌集額來代替。工業總產值、政府資金、金融機構貸款、增值稅的倒數這四項指標數據分別來自于1999-2009年《中國科技統計年鑒》、《中國統計年鑒》中大中型工業企業項下的數據。本文采用了從2001-2008年間除西藏以外的30個省份、直轄市的面板數據集(西藏自治區數據缺失)。為消除價格因素的影響，考慮到RD支出主要由固定資產支出和RD活動人員的消費構成，因此我們借鑒朱平芳（2003），由消費物價指數和固定資產價格指數加權合成RD價格指數。其中居民消費價格指數的權重為55%，固定資產價格指數的權重為45%。同時，為消除可能存在的異方差，所有變量都取自然對數。

（二）模型構建

考慮到上面分析的這些影響因素，我們得到了企業RD投入決定模型：

Rit=f(Git-，Fit-，Tit-，Dit)(1)

式中Rit表示第i個地區第t年企業RD投入，Git-1表示第i個地區往年政府直接資助，Fit-表示第i個地區往年金融機構貸款，Tit-表示第i個地區往年稅收優惠政策，Dit表示第i個地區第t年工業總產值。30個地區用下標表示i=1，2，…，30，2001-2008年用下標t表示。

由于空間計量模型包括空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）兩種，我們可以對上述模型進行拓展得到：

空間自回歸模型（SAR）：

在（2）、（3）式中，αi表示第i地區個體效應，W為空間權重矩陣。模型（2）為SAR模型，系數β1反映了空間上其他地區企業RD投入對于第i地區企業RD投入的空間溢出效應。模型（3）為SEM模型，λ表示空間誤差自相關系數，反映了不同地區之間的這種RD空間溢出效應體現在誤差項中。

因為RD溢出的途徑是多樣的，所以本文認為可以從兩個不同的途徑來研究企業RD投入的空間溢出效應。溢出效應可以是直接的，如通過企業間的RD活動合作，使得其他地區的政府科技政策對本地區的企業RD投入產生影響。另外這種效應也可以是間接的，即其他地區的企業RD投入間接影響到本地企業RD投入，這種途徑可以通過知識溢出的外部性以及地區之間RD活動的競爭來實現。因此，如果要全面準確地衡量企業RD投入的空間效應就需要同時從直接和間接途徑兩個方面入手。（2）式中的系數β1和（3）式中的系數λ就表征了這種間接途徑產生的溢出效應。為了反映直接途徑，我們對（2）式進行變化，得到下面三個模型，公式如下：

其中，模型（4）體現了其他地區的政府直接資助對第i地區企業RD投入的空間溢出效應；模型（5）體現了其他地區的金融機構貸款對第i地區企業RD投入的空間溢出效應；模型（6）體現了其他地區的稅收優惠政策對第i地區企業RD投入的空間溢出效應。

記wij為空間權重矩陣W中i地區和j地區之間的空間距離。本文在設定空間權重矩陣時，基于以下考慮：首先，我們使用最常用的設定方法，將wij用“0-1”表示，wij=1代表區位相鄰，wij=0代表區位不相鄰，該矩陣用WG表示。其次，考慮到隨著信息化時代到來，各地區間技術的轉移和知識的傳播并不會因為距離遙遠而受阻隔，不同地區之間的溢出效應并不完全取決于地理鄰接性，在這種情況下，溢出效應更多的是與本地區的經濟發展水平或經濟結構相關，因此本文設定一個同時包含地理和經濟權重的嵌套權重矩陣WE，即：

WE=(1-a)W1+aW2(7)

記地理空間距離矩陣為W1，這里w1ij=[SX(]1[]dij∑[DD(][]j≠I[DD)]dij[SX)]，其中dij表示i地區和j地區省會城市之間的直線距離。記經濟距離權重矩陣為W2，為了防止解釋變量之間可能存在內生性問題，我們利用人均國內生產總值指標來衡量經濟距離，w2ij=[SX(]1[]｜incij｜∑[DD(][]j≠i[DD)][SX(]1[]｜incij｜[SX)][SX)]，incij表示i地區和j地區人均國內生產總值的差距。W1和W2為斜對角元素為0，行和為1的矩陣。a∈［0，1］，變化的步長取0.1，a越接近0，表示空間權重越是與地理距離有關，a=1越接近1，表示空間權重越是與經濟距離有關。可以看出，WE的行和依然始終為1，且斜對角元素為0。

（三）估計及回歸結果

首先我們檢驗30個地區企業RD投入的空間自相關性，得到表1：

從表1中容易看出，在政府直接資助、金融機構貸款、稅收優惠政策分別滯后一期和滯后兩期，以及不同空間權重矩陣的情況下，Moran′s I指數的的正態統計量Z值均大于正態分布函數在5%水平下的臨界值，表明30個省、直轄市和自治區的企業RD投入在空間分布上具有明顯的空間依賴性，說明全國各地區企業RD投入的空間分布并非表現出完全隨機狀態，而是表現出相似值之間的空間集群特征，這種正的空間自相關性表明了具有較高企業RD投入的地區相對地趨于和較高企業RD投入的地區相靠近，較低企業RD投入的地區相對地趨于和較低企業RD投入的地區相鄰。而這正與我國企業RD投入的區域分布現狀相符，即企業RD投入較高的省市大都集中在沿海地區，尤其是東部沿海和北部沿海，大西北地區企業RD投入最低。因此，在使用地區數據進行企業RD投入研究時，利用空間依賴性的空間計量經濟模型進行估計是很有必要的。

為了確定最終的模型形式是SAR模型還是SEM模型，我們先比較LMLAG和LMERR檢驗結果。

比較圖1和圖2的結果可以看出政府直接資助、金融機構貸款、稅收優惠政策不管滯后一期還是滯后兩期，對于各種形式的空間權重矩陣，LMLAG的顯著性都高于LMERR，故本文選用SAR模型，即模型（2）。然后運用空間面板計量經濟學理論，借助Matlab軟件，分別利用SAR模型的地區固定效應、時間固定效應、地區和時間固定效應方法，對政府直接資助、金融機構貸款、稅收優惠政策滯后一期和滯后二期進行回歸，可以得到各個模型R[TX-]2 的變化情況。

從圖3、圖4和圖5可以看出，不論模型選擇的是地區固定、時間固定或是地區和時間固定，隨著空間權重矩陣參數a的變化，政府直接資助、金融機構貸款、稅收優惠政策滯后期數取1期的模型擬合優度R[TX-]2始終高于滯后期數取2期時的模型擬合優度，因此本文對于解釋變量Git-，Fit-，Tit-，分別取滯后一期，對公式（2）進行回歸，得出圖6系數β1的t統計量。

由于描述企業RD投入的空間溢出效應為系數β1，因此我們比較圖6中地區固定、時間固定、地區和時間固定模型中β1的t統計量。顯然，隨著參數a的變化，t統計量基本呈現倒“V”字變化，當a取0.1或a取0.2時，β1的t統計量最大。當a=0.1時，地區和時間固定效應模型中β1的t統計量最大，但此時模型中的解釋變量Fit-和Tit-未能通過5%的變量顯著性檢驗，而當a=0.2時，對時間固定效應模型來說，此時β1的t統計量最大，并且模型整體上通過了5%水平的顯著性檢驗，且擬合效果好。因此，從這些比較結果中我們可以得出一個結論：本文選取參數a=0.2時的空間權重矩陣，即當地理空間距離因素占到80%，經濟距離因素占到20%的時候，得到了一個最優的空間權重矩陣。

Rit=0.08099WRit+0.1809Git+0.0816Fit-+0.2137Tit-+0.9773Dit

從表2的回歸結果可以看出，空間滯后變量WRit的系數十分顯著，這說明了本地的RD活動不僅與本地的RD投入有關，同時也與空間上相鄰地區（這種相鄰性使用地理空間距離占主導因素的空間權重矩陣來表示的）的企業RD活動有關，并且這些相鄰地區的企業RD活動對本地企業RD投入有十分顯著的正向促進作用，也就是說，從間接途徑來看，中國的省級地區之間的企業RD投入在空間上的溢出效應是正向的。產生這種結果原因有三：一是知識和技術的外溢效應。盡管專利為專有技術的所有者帶來了產權保護，但專利保護在法律上有時間限制，一旦專利過了保護期，其他企業可以無償獲得專利的信息，并利用其專利發明的事項支持本企業的RD活動。二是人員的流動，由于空間上相鄰性，這更方便了研發人員的流動，而研發人員是新技術知識的載體，研發人員的流動使得新技術知識在企業間得以流動，形成外溢。三是其他地區企業通過RD投入開拓出的創新產品的市場需求、市場結構特點和發展趨勢等有關信息可以在第一時間讓相鄰地區的本企業免費獲得，本地區企業為了不被市場淘汰，分享這種創新產品所帶來的超額利潤，開始對新產品、新技術進行模仿和改進，從而促進了本地區企業RD投入。 此外，模型（2）顯示了滯后一期的政府直接資助、金融機構貸款、稅收優惠政策對企業RD投入都有顯著的正向促進作用。

接著，我們從直接途徑角度考慮，利用面板數據模型，選取參數a=0.2時的空間權重矩陣，Git-、Fit-和Tit-三個解釋變量分別取滯后一期，對公式（4）、（5）、（6）進行回歸估計。由于我們是對全國30個省市自治區進行分析，所以選擇固定效應模型①。固定效應模型分為三種：個體固定效應模型、時期固定效應模型和個體時期固定效應模型。因此，需要對固定效應模型和混合估計模型以及在三種固定效應模型中進行選擇，這就要作固定效應顯著性檢驗。

從表3中可以看出，三個模型的F(29，205)均在5%的顯著性水平下顯著，而各模型的F(7，209)卻均小于相應臨界值，可見，對這三個模型的設定都應該選擇個體固定效應模型。

表4考察了其他空間相鄰（利用空間距離和經濟距離加權表述）地區滯后一期的政府直接資助、金融機構貸款、稅收優惠政策與本地企業RD投入之間的溢出效應，這也是一種從直接途徑對本地企業RD投入的空間溢出效應。

從模型（4）回歸結果可以看出，本地和其他地區的政府直接資助都對企業RD投入有顯著的正向促進作用，這與模型（2）中Git-的系數為正的結果相一致。而且模型（4）中WGit-的系數要大于Git-的系數，這說明其他地區的政府直接資助對本地企業RD投入的促進作用要大于本地自身的政府直接資助的作用。產生這種原因有二：一是政府對本地區企業RD的直接資助，是對企業特定RD項目的事前直接補貼。政府通過財政直接撥款，分擔了企業為實現質量升級面臨的研發成本，使得實際研發成本減少，增加了企業研發的預期收益，從而加強了對企業研發的激勵。二是政府直接資助通常以科技計劃與科技預算的方法體現出來，對企業的資助主要投向是有明顯外溢作用的基礎研究和共性技術研究。所謂共性技術是跨行業、跨產業的交叉技術，能夠為多項產品和相關技術的發展提供支持。而各國的實踐表明，共性技術的研發經常是先合作、后競爭，是在合作的基礎上競爭的技術，其研發的組織形式往往采取技術聯合體、研究開發合作、技術聯盟等合作組織的形式。根據聯合國報告的定義，技術研發合作（Research and Technology Partnerships，簡稱RTPS）是指兩個或兩個以上的企業在戰略層面和操作層面的合作技術創新的行為。因此，當相鄰地區的其他企業獲得政府直接資助，它可能尋求與本地區供貨商、客戶或競爭者研發合作，激勵了本地區企業RD投入。

模型（5）回歸結果顯示了本地金融機構貸款對企業RD投入有擠出作用，但Fit-的t統計量很很小，可見這種作用并不顯著，而其他地區的本地金融機構貸款對本地企業RD投入有正向促進作用，且這種促進作用非常顯著。此外，WFit-的系數要明顯大于Fit-的系數，也表明了其他空間相鄰地區的金融機構貸款對于本地企業RD投入的促進作用遠遠大于本地自身的金融機構貸款的作用。因此，這一綜合作用仍與前述模型（2）的結果保持一致。

產生這種原因有二：一是中小企業是最具創新精神和發展活力的主體，大部分高科技企業都屬于中小企業，金融機構貸款是中小企業發展的一個資金渠道，但由于市場機制的缺乏、信息不對稱等原因，商業銀行對中小企業的支持往往形成了一定規模的不良資產，因此銀行從自身經營角度出發，一般在穩健原則的指導下很難給予中小企業大規模的資金支持，就算有本地區政府的融資擔保，但地方政府為了爭取項目經費，更是偏好于大企業，政府的這種金融機構貸款作為一種事前支持方式可能扭曲了RD領域的資源配置，政府配置資源的有效性與市場配置相比相對較差，這使得本地區其他中小企業減少RD項目投入。而對于獲得金融機構貸款的大企業，更有可能把這部分經費過多地用于企業購買私人物品，從而導致本地區企業RD投入的減少。二是其他地區政府融資擔保的這些RD項目一般都是具有較大社會效益的產業或領域，這就向空間相鄰的本地區商業金融機構及其企業傳遞政策信號，提高他們預期收益水平，增強其投資信心，使其跟進投資，從而發揮促進本地區企業RD投入的杠桿作用。

模型（6）的結果表明了本地區稅收優惠政策對企業RD投入有正向杠桿作用，而其他地區的稅收優惠政策對本地企業RD投入有擠出效應，而且這種杠桿作用沒有擠出作用那么顯著，但由于Tit-的系數明顯大于WTit-的系數，因此，相比其他地區稅收優惠政策的擠出作用，本地區稅收優惠政策對企業RD投入的貢獻作用更大。這一結果也與前面模型（2）相符。產生這種原因有有四：一是目前我國為科技目標所應用的園區稅收優惠，主要是高新科技產業園區的稅收優惠模式，只要是高新區內的企業，不論其是否高新技術企業，都享受稅收優惠，并且對高新技術企業從事的大量非研發市場活動都包含在稅收優惠范圍內，園區內、園區外的企業享受的政策優惠差異較大，不利于企業間公平競爭，這造成了同一省域內同性質產業的企業因所處園區內、園區外的不同而產生稅負不同，這極不利于激勵企業從事RD活動。二是我國稅法規定：對直接用于科學研究、科學實驗和教學的進口儀器、設備免征增值稅。這項政策對于企業RD技術和技術引進國產化所需要的關鍵零部件卻不予同等優惠，造成了國產設備缺乏競爭力，也挫傷了企業自主研發的積極性。三是本文對于稅收優惠政策的研究，在這里用增值稅的倒數作為解釋變量，而增值稅作為流轉稅，其增值稅優惠政策主要是一種事后優惠政策，企業的事先選擇空間不大，對于企業RD投入的激勵作用也不明顯。四是當其他地區的稅收優惠偏多時，本地區的企業就會為了享受稅收優惠，而主動遷移到其他地區去進行RD活動，使得本地區企業因區內、區外享受優惠政策的不同而減少本地RD投入。

一方面，無論是直接途徑還是間接途徑，從模型（2）、（4）、（5）、（6）都可以發現，一個地區的工業總產值Dit對于本地區的企業RD投入存在明顯的正向促進作用，工業總產值偏高的省區其企業RD投入也偏高，工業總產值偏低的省區其企業RD投入也偏低。而地區工業總產值的高低取決于各地區經濟發展水平的不同。另一方面，如表5各地區企業自發RD投入對平均企業自發RD投入偏離（α*i ）的結果所示，2001-2008年間各地區企業RD自發RD投入存在顯著差異。總體來看，經濟發達的沿海地區企業自發RD投入較高，如上海、廣東、山東，而西部地區企業自發RD投入較低，如青海、寧夏。因此，我們可以認為，企業的RD投入與該區域的經濟發展水平相關。但有些省市例外，如北京企業自發RD投入較低，這主要是因為北京是我國高等院校和科研機構云集的城市，主要以國家投入的研究與開發機構為主，而在民營企業高度集中的浙江省和福建省，產業同構性比較突出，低價競爭現象明顯，大部分企業習慣于通過降低工資等方式壓縮成本，而不是積極探索產品升級換代和增加技術附加值來獲取更高利潤，這些因素大大阻礙了企業自發的RD投入，至于地處中部地區的山西省，由于是我國重要的煤炭生產基地，不僅國家增加中科院山西煤炭化工研究所的科研力量，山西省本身也大幅度增加了煤炭化工的科技投入，這大大激發了該地區企業自發RD投入的熱情。而這一切都表明了區域內企業RD投入與區域產業結構相關，而從廣義角度看，區域產業結構又正屬于區域經濟發展水平的范疇。

三、結論與建議

綜合以上模型的實證分析和分區域企業RD投入的現狀分析，得出四個結論：（1）企業RD投入強度與本地區經濟發展水平相關，一般經濟發展水平較高的地方其企業RD投入比較多；（2）政府直接資助對企業RD投入是有正向的促進作用，但我國政府RD投入仍偏低；（3）我國金融機構貸款仍偏向于大企業，進行研發的中小企業存在融資瓶頸問題。（4）目前我國通過對進入開發區的企業給予各種稅收優惠，這是國際上通行的方式，但這種方式對于主要用于吸引外資，對本地區企業這種方式有較多不良影響，導致很多企業紛紛擠往開發區，以逃避稅收，不利于地區科技產業的合理布局。

對此，本文給出以下幾個建議：（1）目前我國不同地區發展不平衡，使得地區間RD投入與創新能力管理方面的差距在拉大，而這種差距又進一步加深了區域間經濟發展的不平衡。因此，政府應加強對西部大開發的科技支持力度，加強對西部生態環境和基礎設施的科技平臺建設，將科研機構科技布局向欠發達地區傾斜，并采取優惠措施鼓勵東部發達地區及外商投資于中西部地區的RD事業。只有適當兼顧這些地區的科技發展，提高該地區RD投入與創新能力，才能從根本上改變比較落后地區的面貌。此外，政府要從更為長遠、動態的目標出發，通過政府干預、制度供給和環境營造等手段，糾正某些地區企業因目光短淺而使技術開發投入不足的弊端，充分結合區域經濟和社會發展的特色和優勢，通過產業發展戰略、政策引導以及政府各部門在工作職能上的協調一致，把社會各類創新資源和創新活動整合起來。（2）政府擴大對企業RD投入的直接資助，彌補外溢差距，同時鼓勵跨地區技術開發合作，建立科研院所與高等院校積極圍繞企業技術創新需求服務、產學研多種形式結合的新機制，促進研發網絡結構的形成和新技術的擴散，彌補系統失效。同時要注重完善財政直接投入經費的管理制度，逐步建立起一套完備的財政科技投入經費使用績效考評體系，提高資金使用效益。（3）對于中小企業，政府應該在企業設立時就開始介入，針對不同情況利用基金、貼息、擔保等方式，引導各類商業金融機構支持中小企業自主創新，從而在減少中小企業生存壓力的情況下為其提供創新融資活動的鼓勵。不僅如此，政府還要借鑒一些發達國家經驗，完善我國現有資本市場的結構，構建適合中小企業融資特征的多層次、全功能、高效率的資本市場，為中小企業直接融資開辟更多的渠道。（4）稅收優惠是國際上普遍使用的政策手段之一，從我國的情況看，區域優惠偏多，產業優惠偏少。因此在未來的政策設計中，應該注重從區域優惠為主向產業優惠為主，改變以企業投資來源和地域區別為主的政策標準，實行以產業導向為目的的政策標準，要盡量做好高新技術開發區的稅收優惠政策管理，防止假冒企業套取稅收優惠。另外，由于我國對RD活動稅收優惠重點關注的是RD成果的應用優惠，使得大量RD投入不能享受到稅收優惠，不利于企業持續RD投入，因此應對企業RD全過程給予系統扶持，如將對高新技術產品生產與銷售環節給予的稅收優惠逐步轉化為對科研技術開發和中間試驗階段的稅收優惠等。

注釋：

① 當數據中所包含的個體成員是所研究總體的所有單位時，即個體成員單位之間的差異可以被看做回歸系數的參數變動時，固定影響模型是一個合理的panel data模型。例如，在進行各省比較分析時，數據包括了所有的省份，此時使用固定影響模型進行分析時合理的。然而，當個體成員單位是隨機地抽自一個大的總體時，固定影響模型便僅適用于所抽到的個體成員單位，在這種情況下，如果僅僅對樣本自身進行分析，選用固定影響模型仍然是合適的。若要以樣本結果對總體進行分析，則應該選用隨機影響模型。

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（責任編輯：李江）