稅收優惠與企業創新績效
——基于研發投入和非研發創新投入的雙重中介效應

楊艷琳 胡 曦

一 引 言

新一輪的技術革命正在全球范圍內掀起蓬勃浪潮，提高科技創新軟實力成為當前國家發展的第一要義。面對日益復雜的國際形勢，只有把握住技術革命中的重大機遇，才能在國際產業分工中占據優勢、在全球經濟格局中掌握主動權。2019年5月15日，美國商務部宣布禁止美國公司向華為供應其生產所需的軟件和硬件。2020年8月17日，美國商務部工業安全局再次對華為“出手”，進一步加強了對華為及其在“實體名單”上的非美國分支機構使用美國技術和軟件的限制，對其所有受出口管理條例約束的項目都增加了許可證要求限制。外國技術來源的中斷給中國科技型企業造成不小的打擊，因此通過創新促進企業轉型升級、提高中國制造的供給質量和效率已成為經濟發展的迫切需要。但是技術創新前期投入巨大、見效慢和研發風險較高，企業收益率和企業成本存在嚴重的失衡，削減了企業的創新動力，所以政府的適度支持和干預對于激勵企業創新顯得尤為重要(賈春香和王婉瑩，2019)[1]。

企業成本主要包括稅費負擔、人工成本、融資成本、物流成本、制度性交易成本、用能成本等六大類(楊燦明，2017)[2]。在企業創新績效的諸多影響因素中，稅費負擔作為政府從企業營收利潤中無償抽取的資金，與企業經營現金流有著密切聯系(李林木和汪沖，2017)[3]。《2017中國企業經營者問卷跟蹤調查報告》顯示，有49.7%的企業家認為企業面臨的社保、稅費負擔過重是當前企業經營發展中遇到的最主要困難。針對這一問題，自十八大以來，在保證必要財政收入的前提下，為了促進供給側結構性改革、緩解企業資金約束，國家盡量減少稅收負擔對市場經濟的扭曲，降低企業及個人的整體稅負。一方面從總量上實施減稅降費，為企業提供更加寬松的轉型環境。根據國家稅務總局公布的數據，2019年度我國釋放減稅降費金額超過2萬億元，占GDP比重超過2%，帶動中國500強企業中的426家增加研發投入大約21.7%。另一方面，通過對特定企業主體或企業行為采取有導向性的稅收激勵政策，促進研發投入、提高企業創新績效，實現從要素驅動到創新驅動的轉變。同時在2020年“新冠肺炎”爆發后，為了加速企業復工復產，減輕疫情對企業生產經營的負面影響，應對“新冠肺炎”疫情的階段性減稅降費相繼出臺，截至2020年9月末減稅降費金額超2萬億元，有力地支撐了經濟增幅由負轉正。

稅收優惠作為減稅降費的重要措施，通過投資扣除、稅收抵免等政策增加企業現金流水平，為緩解企業融資約束提供了良好的條件(王春元和葉偉巍，2018)[4]，進而促進企業增加創新投資，提高企業科技創新能力。稅收優惠政策一方面可以增加企業內部現金流，使企業可以借助內源渠道為創新融資；另一方面還可以通過信號傳遞功能向金融機構釋放有利信號，降低從外源渠道為創新融資的成本和難度(王鵬等，2020)[5]。Colombo et al.(2012)[6]的研究也表明，研發財稅支持可以緩解企業融資約束，這種激勵效果對處于種子期和成長期的企業尤為明顯。政府通過實施稅收優惠政策緩解企業創新資金不足的困境，降低企業的創新成本，提升企業的創新意愿，進而提高了創新效率。現有研究將研發創新(R&D)視作主要的創新途徑(Becker和Dietz，2003[7]；楊青峰，2013[8]；薛慶根，2014[9])，大多數學者認為，減免稅是通過增加企業的研發投入來提高創新績效的。但有的研究表明，企業還存在著其他非研發類的創新活動，例如向產業外知識來源學習(Cohen和Levinthal，1989)[10]。大量的創新實踐證明，通過引進技術、改造技術和技術消化吸收等非研發創新活動同樣能夠提高企業的創新水平。那么，稅收優惠政策緩解企業融資約束而產生的富余資金是否會被企業用于創新投資？研發創新是不是提高創新績效的唯一路徑？非研發創新投入能否促進創新？創新投資資金如何有效配置？有必要對這些問題作進一步的探索。

目前來看，非研發創新作為一條重要的創新路徑，在稅收優惠對創新績效的影響路徑研究方面長期被忽視。基于此，與現有研究相比，本文首次將稅收優惠、研發投入、非研發創新投入和創新績效納入統一分析框架，利用規模以上工業企業的省級面板數據分析不同區域中研發投入和非研發創新投入在稅收優惠影響企業創新績效的中介作用，探究開放式創新條件下自主研發和外源技術路徑對創新績效產生的影響，并進一步分析兩條路徑之間的協同效應；同時以研發投入和非研發創新投入為門檻變量，探索稅收優惠與企業創新績效的非線性關系，以期合理配置創新資源、探索符合中國國情的創新轉型方式和有效多樣的創新路徑。

本文的結構安排如下：第一部分為引言；第二部分為理論分析與研究假設；第三部分為研究設計，詳細介紹本文所使用的數據，以及數據處理和變量構建過程；第四部分為實證分析；第五部分為結論與啟示。

二 理論分析和研究假設

(一)稅收優惠與創新績效的關系

稅收優惠政策是國家為了補貼特定納稅人、減輕其稅收負擔并誘導其作出特定行為，而在現有的稅制基礎上，對納稅人稅收負擔的各種優惠性調整，從而達到調控企業行為和促進經濟發展目的的一種特殊支出。政府通過實施稅收優惠政策增加企業內部現金流及可支配收入，緩解企業創新資金不足的困境，配合針對性的創新稅收激勵手段，提升企業的創新意愿，進而提高創新績效。作為影響企業創新活動的重要因素，國內外已有大量關于稅收優惠政策對企業創新績效影響的研究。大部分研究表明稅收優惠政策對企業創新績效具有正向激勵作用，Czarnitzki et al.(2011)[11]采用傾向得分匹配方法，實證證明研發稅收抵免增加了受資助企業的創新產出。李彥龍(2018)[12]構建SFA模型量化高技術產業的創新效率，利用反事實計量分析方法實證驗證了稅收優惠政策將會使研發效率大約提高8～10個百分點，帶來的創新產出占總產出的比重超過10%。Howell (2016)[13]通過分析2004年中國增值稅轉型改革前后的企業數據，發現在財政約束不斷增加的情況下，增值稅轉型減稅能夠刺激民營企業新產品的產出和銷售。此外，還有學者驗證了稅收優惠的創新激勵效果會因稅收優惠力度、企業類型及生命周期的不同而產生效果差異。林洲鈺等(2013)[14]發現稅收優惠政策從整體上降低企業的創新成本進而影響技術創新效果，這種激勵效果不僅依賴于企業能否獲得政策優惠，而且取決于企業享受優惠的多少，優惠力度低于某一臨界值時，稅收優惠政策才會促進企業技術創新；唐書林等(2018)[15]發現政府補貼和稅收遞延對企業自主創新的影響程度因企業類型而異：對于民營企業，只有稅收遞延才能激勵企業進行創新，與之相對，政府補貼會更多地激勵國有企業的創新活動。對于非高新技術企業，政府補貼和稅收遞延都是有效的創新激勵手段，但是對于高新技術企業而言，政府補貼起著更重要的作用。劉詩源等(2020)[16]認為實施減免稅政策后，處于成熟期的企業更傾向于增加創新活動，而成長期及衰退期的企業由于其自身的發展需求并不會因為稅收激勵進行較為明顯的創新行為。基于以上分析，本文提出假設1和假設2。

假設1：稅收優惠對創新績效具有正向激勵作用。

假設2：稅收優惠對創新績效的正向激勵作用并不是一成不變的。

(二)稅收優惠、研發投入與創新績效的關系

研發活動作為一種高風險的企業行為，具有較強外部性，研發項目的高保密性和復雜性會降低企業透明度，信息不對稱問題相應產生，從而導致“市場失靈”。稅收優惠則通過降低企業研發成本、減少企業創新風險，從而促進了研發投入的增加(Chiang et al.，2012[17]；Kobayashi，2014[18]；楊曉妹和劉文龍，2019[19])。Bler et al.(2015)[20]以挪威1997-2005年的制造業企業為樣本，研究發現2002年挪威實施的R&D稅收抵免不僅促進了R&D投資，還刺激了中間產品的進口。Rao(2016)[21]研究了1981-1991年間美國聯邦研發稅收抵免的影響，結果顯示在短期內每增加10%的企業稅收補貼，企業研發支出占銷售收入的比例就會提高19.80%。研發投入的稅收激勵效果并不是一成不變的，李林木和郭存芝(2014)[22]認為稅收減免對研發經費投入的影響效果因稅種、區域和企業類型而異，其中所得稅的激勵作用大于流轉稅，東部地區企業和外資企業受到的刺激作用更強。研發投入增加有利于提升企業的自主創新能力和創新產出水平，能夠顯著提高企業創新績效(Scherer，1965[23]；Hong et al.，2016[24]；孫慧和王慧，2017[25])。目前已有學者就研發投入的這種中介效果展開研究。盧方元和李彥龍(2016)[26]探索了財政補貼和稅收優惠政策對中國高技術產業研發效率的影響，實證結果顯示政府財政補貼與稅收優惠政策對高技術產業的研發效率都有明顯的提升作用，并且這種效果與企業R&D投入水平同向變動。李維安等(2016)[27]基于2009-2013年中國上市民營企業的數據探索稅收優惠政策對高新技術企業創新績效的影響，實證結果表明在企業所得稅優惠激勵企業創新的過程中研發投入起到完全中介作用。楊武等(2019)[28]將研發投入分為資本投入和科研人員投入，研究得出資本投入對創新水平的影響呈倒U型，人員投入對創新水平的促進作用呈正U型。因此認為稅收優惠政策對企業科技創新的激勵過程可能是間接的，研發投入起到了不完全中介作用。基于此，本文提出假設3。

假設3：研發投入在稅收優惠與創新績效之間發揮中介作用。

(三)稅收優惠、非研發創新投入與創新績效的關系

稅收優惠使企業的可支配資金增加，可用于研發和非研發創新的資金也會增加，進而影響企業的創新績效。但學術界一直以來都將創新定義為自主研發，將其視為唯一的創新手段，忽視了大多數技術較為落后或不具備研發機構的企業所進行的一些其他創新活動。隨著傳統創新活動向開放式創新的轉變，越來越多的企業開展非研發創新活動，而且諸多實踐經驗證明非研發創新也可以取得很好的創新績效(Hansen和Serin，1997[29]；Rammer et al.，2009[30]；姬中洋和李彥龍，2019[31])。林毅夫和張鵬飛(2005)[32]認為對于后發國家而言，相較于自主研發，以較低的成本引進成熟的技術是能夠更快地實現技術創新的方式。Santamaría et al.(2009)[33]利用西班牙制造業的數據探究正規研發以外的不同創新來源對創新績效的影響，結果表明非研發創新活動能夠顯著提高企業的創新產出水平。根據企業非研發創新活動特點，非研發創新投入主要被分為技術改造、引進技術、消化吸收和購買國內技術經費，不同的非研發創新投入對于創新績效的作用效果不盡相同，而這種作用效果也會因區域而異。謝子遠和黃文軍(2015)[34]利用1995-2012年中國高技術產業數據進行分析，發現非研發創新投入對創新績效產生了正向影響，其中購買國內技術費用發揮正向影響，技術改造費用和技術引進費用發揮負向影響，但是當與消化吸收費用產生協同效應時，技術引進費用對創新績效的正向激勵作用就會顯現出來。姬中洋和李彥龍(2019)[31]認為非研發創新投入對創新績效的促進作用存在區域異質性，對東中西部地區的拉動作用呈遞減趨勢，也正是非研發創新活動的存在進一步拉大了中國區域創新績效的差距。非研發創新投入一方面可以通過技術引進為企業樹立技術創新的標桿，另一方面可以通過技術改造延長現有技術的生命周期，同時相對于自主創新還具有研發周期短、風險低的特點，在某種特定的環境下比自主研發對創新績效的貢獻更大(Hervas-Oliver et al.，2012)[35]。基于此，本文提出假設4。

假設4：非研發創新投入在稅收優惠與創新績效之間發揮中介作用。

(四)研發投入、非研發創新投入與創新績效的關系

后發國家的創新績效的知識生產函數既包含自主研發又包含外部技術引進(林毅夫和張鵬飛，2005)[32]，因此對于后發國家而言，研發投入和非研發創新投入都不容忽視。研發投入與非研發創新投入對創新績效的影響之間既存在互補效應也存在替代效應，哪一種效應占據主導地位取決于企業對于引進外部技術的消化吸收能力。當企業內的研發支出存量和研發人力資本水平較高時，消化吸收能力較強。此時企業自主研發能夠與外部技術有效聯合、發揮互補效應，形成“引進—創新—再引進—再創新”的良性循環，從而提升技術創新能力。然而，當企業內的研發支出存量和研發人力資本水平較低時，消化吸收能力較差。此時的替代效應占據主導地位，無法有效地消化吸收外來先進技術進行二次創新，有可能陷入“引進—落后—再引進—再落后”的惡性循環，從而降低企業的技術創新能力(肖利平和謝丹陽，2016[36]；保永文，2017[37])。在研發投入和非研發創新投入兩條路徑對創新績效的影響研究過程中，Hu et al.(2005)[38]發現，內部研發對國內、國外的技術轉讓都具有明顯的補充作用，這種協同作用對行業創新效率產生正向影響。Hagedoorn et al. (2012)[39]研究表明，內部研發投資水平在內部研發與外部研發之間的交互效應中起到調節作用，當內部研發投資水平較高時，二者呈現出互補效應；反之，二者呈現替代效應。侯建和陳恒(2017)[40]利用2009-2014年中國高技術產業的省際面板數據分析外部知識源化、非研發創新和內部研發對創新績效的協同效應，結果顯示由于現階段中國整體的創新基礎較為薄弱，創新資金分配不均，所以當前三者之間的協同驅動效應并不顯著甚至呈弱負向，即使是高技術產業這種創新資源豐富的產業也未能充分發揮多樣化創新路徑的正向協同效應。基于此，本文提出假設5。

假設5：研發投入和非研發創新投入兩條路徑存在協同效應。

綜上所述，歸納本文的理論邏輯結構，如圖1所示。

圖1 研究邏輯

三 研究設計

(一)變量選取

1.因變量

專利作為創新活動中最直觀和代表性的產出，是創新績效的重要衡量標準。本文參照侯建和陳恒(2017)[40]的做法，以專利申請量作為創新績效的衡量指標，專利申請量的數據統計較為穩定、不確定因素較少以及較少受到人為干擾，被學術界認為更能真實地反映創新水平。同時，新產品銷售收入(NEW)衡量的是創新成果投入市場之后產生的商業化市場價值，能夠衡量創新對于經濟發展的貢獻程度，本文將其用于實證結果的穩健性檢驗。

2.自變量

稅收優惠是政府通過有針對性的調整稅收政策給予特定納稅對象及其生產行為、納稅地區的間接補貼。本文借鑒張玉等(2017)[41]、馬文聰等(2019)[42]的做法，用研究開發費用加計扣除減免稅和高新技術企業減免稅之和來衡量稅收優惠力度，研究開發費用加計扣除減免稅是指企業將研究開發活動產生的費用在實際發生額的基礎上按照一定加成比例在計算應納所得稅額時扣除而獲得所得稅減免；高新技術企業減免稅是指高新技術企業依法享受的企業所得稅減免額。

3.中介變量

(1)研發投入。采用企業的R&D經費支出衡量，反映了企業當期的研發投入程度。

(2)非研發創新投入。參照侯建和陳恒(2017)[40]的做法，采用各項非研發創新經費支出的合計數來衡量非研發創新投入，包括技術改造經費支出、引進技術經費支出、消化吸收經費支出和購買國內技術經費支出。

考慮到不管是研發投入還是非研發創新投入，對創新產出的貢獻不僅顯現在當期，積累的存量對以后期間的創新也有重要作用，因此對創新投入的衡量采用存量指標才更為合理。參照吳延兵(2008)[43]的處理方式，本文采用永續盤存法計算創新投入的資本存量。估計公式如下：

Kit=Ei, t-1+(1-δ)Ki, t-1

(1)

其中，Kit代表研發投入或非研發創新投入的資本存量，Ei, t-1代表R&D經費支出或當期非研發創新投入，δ代表創新投入的折舊率，參照吳延兵(2008)[43]的處理方式，本文將折舊率取為15%。基期創新投入資本存量為：

Ki0=Ei0/(gi+δ)

(2)

其中，gi為2000-2015年R&D經費支出或當期非研發創新投入的平均增長率。

但是在計算之前，需要消除價格變動的影響，因此本文將R&D經費支出價格指數設定為0.55×消費價格指數+0.45×固定資產投資價格指數，將R&D經費支出轉換為2000年不變價；非研發創新投入按GDP縮減指數調整為2000年不變價。

4.控制變量

(1)人力資本。與R&D經費支出一樣，R&D人員同樣是企業擁有的重要創新資源，高質量人力資本具有較高的創新能力和更強的學習能力，是影響創新績效的重要因素。本文采用R&D活動人員折合全時當量來衡量企業的人力資本水平。

(2)人均GDP。人均GDP反映了區域的經濟發展狀況，人均GDP較高的地區，企業創新能力較強。

(3)制度環境。制度環境對于企業的創新能力至關重要，本文采用樊綱市場化指數衡量各地區制度環境發展水平和程度。

(4)銀行競爭程度。在銀行業競爭激烈的地區，企業能以更低的融資成本取得創新活動所需要的資金，從而更多地開展創新活動(蔡競和董艷，2016[44]；張璇等，2019[45])。所以本文通過計算銀行業的赫芬達爾指數來衡量銀行業的競爭程度。

此外，本文還控制了時間效應和個體效應的影響。

(二)數據來源

本文使用的數據為2000-2015年中國規模以上工業企業的省級面板數據，主要來自于2000-2015年的《工業企業科技活動統計年鑒》。由于數據缺失，本文分析的區域范圍未包括西藏和港澳臺地區。所用到的固定資產投資價格指數、消費價格指數和GDP縮減指數來源于2000-2015年的《中國統計年鑒》。銀行競爭程度數據手工收集自中國銀行保險監督管理委員會官方網站。表1是樣本描述性統計分析的結果。同時，經檢驗，所有變量的方差膨脹因子(VIF)均小于10，不存在共線性問題。

表1 樣本描述性統計分析

四 實證分析

(一)模型設計

基于以上分析，本文構建模型(3)-模型(7)分別用來檢驗假設1、3、4和5。由于企業從創新投入到最終獲得創新產出，會經歷一個較長的時期，通常不能立刻或者當期獲得相應的回報，所以本文對主要解釋變量進行了滯后1期處理。

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

其中，i、t分別代表省份和年份，μit，εit，σit，τit，πit表示誤差項，Yearit、Regionit分別為年份、地區固定效應。conit代表控制變量，XTit-1是研發投入和非研發創新投入的交互項。參照溫忠麟和葉寶娟(2014)[46]的“中介效應的檢驗與計算”方法，模型估計過程如下：第一步，如果方程(3)中系數β顯著，按中介效應立論，否則按遮掩效應立論。第二步，依次檢驗方程(4)的系數υ和方程(6)中的系數λ是否顯著，如果兩個都顯著，則研發投入的間接效應顯著，或者依次檢驗方程(5)的系數θ和方程(6)中的系數δ是否顯著，如果兩個都顯著，則非研發創新投入的間接效應顯著，轉到第四步；如果至少一個不顯著，進行第三步。第三步，用Bootstrap法直接檢驗“H0：υλ=0”或“H0：θδ=0”。如果顯著則間接效應顯著，進行第四步；否則間接效應不顯著，停止分析。第四步，檢驗方程(6)的系數η，如果不顯著，即直接效應不顯著，只有中介效應；如果顯著，即直接效應和間接效應同時存在。同時，方程(7)中加入研發投入和非研發創新投入的交互項，試圖證明兩個創新路徑的交互作用。

(二)中介效應分析

本文使用固定效應模型，考慮了時滯效應，控制了年份和區域固定效應之后得到表2的回歸結果。如表2列(5)所示，稅收優惠(PRE)的系數為5.771，并在1%的水平上顯著。這支持了本文的假設1，說明政府每放棄一億元的稅收，大約可以增加企業577個單位的專利產出。表2列(6)和列(7)的回歸結果顯示，PRE的系數在1%的水平上顯著為正，這說明稅收優惠政策使企業產生的富余資金確實會被分別投入到研發創新和非研發創新兩個領域之中。表2列(8)中，解釋變量同時包含稅收優惠(PRE)、研發投入(RD)和非研發創新投入(NON)，且這三個變量的系數都在1%的水平上顯著為正。這說明：稅收優惠政策既可以直接影響企業的創新績效，也可以通過研發投入和非研發創新投入這兩條中介路徑間接促進企業創新績效的提高。這支持了本文的假設3和假設4。引入研發投入和非研發創新投入的交互項之后，得到表4的結果。交互項系數在1%的水平上顯著為正，說明在提升企業創新績效的過程中這兩種創新路徑發揮了正向的協同作用。而且加入控制變量和未加入控制變量兩種情況下，主要解釋變量的系數大小和顯著性大體一致，這說明了回歸結果的穩健性。

表2 中介效應檢驗結果

由于回歸方程中各個變量的量綱不同，自變量的系數不能直接用于計算和比較，所以本文對上述變量進行標準化之后再回歸，得出標準化系數，已知標準化處理并不會改變變量的顯著性。由表3可知稅收優惠影響創新績效的總效應為0.81，間接效應(中介效應)為0.26+0.06=0.32，中介效應占比39.5%。其中在中介效應中，研發投入占 81.25%，非研發創新投入占18.75%。這說明了，稅收優惠對創新績效產生的正向影響有60.50%是由稅收優惠直接產生的，有39.50%是通過稅收優惠促進研發投入和非研發創新投入增加進而促進創新績效提高的間接路徑發揮作用的，其中研發投入的影響效應占比為 81.25%，非研發創新投入的影響效應占比為18.75%。

表3 標準化回歸方程

稅收優惠政策通過減輕企業的稅收負擔，間接增加了企業的現金流。配合有針對性的稅收激勵政策，創造一個更寬松的創新環境，激發企業的創新動力，從而可以提高企業的創新績效。雖然自主創新、中國創造是目前主要的創新政策導向，但是相較于發達國家，中國的自主創新能力整體偏弱。減負為企業創造的富余資金雖然可以增加企業的創新投入，但是由于自主研發風險較高、周期較長的特點，對于那些本身創新實力較差的企業來說，將資金全部用于自主研發可能并不能帶來最優的創新產出。所以將部分資金投資于非研發創新活動，通過技術引進可以彌補企業自主研發的缺陷，通過對國內外技術的消化、吸收、漸進式改良和再創新，可以縮短創新周期，提升技術創新能力，促進本土技術創新。而且這兩條路徑發揮了正向的協同作用，說明引進國內外先進技術豐富了中國本土企業的技術存量和多樣性，專利技術供給企業通過創新也增加了額外的收入，從而提高了它們的創新動力。外源技術經過契合自身實際的再改造再創新，與企業內部技術研發形成互補，帶來“引進—創新—再引進—再創新”的良性循環，從而推動企業創新績效的提升。

表4 協同效應檢驗結果

(續上表)

(三)區域異質性分析

長期以來，中國經濟發展呈現區域不均衡的特點。東部沿海地區借助優越的地理位置、依托長期以來的政策優勢，經濟發展迅猛，擁有先進的技術水平和高質量的人力資本，企業創新能力較強；而中西部地區由于技術基礎薄弱，缺乏產業核心技術，產業結構仍處于轉型升級之中，所以在創新能力上與東部沿海地區存在較大差距，這種差距是否會對創新路徑產生一定程度的影響有待證明。因此，本文將樣本數據分為東部沿海地區和中西部地區分別進行中介效應分析，結果如表5所示。與樣本整體相比，分區域分析的結果有所不同。東部沿海地區在系數大小和顯著性上與樣本總體的分析結果基本一致，對于東部沿海地區而言，稅收優惠政策對于企業創新績效的提升既存在直接效應，也存在間接效應，而間接效應分別通過研發投入和非研發創新投入兩條路徑發揮作用。這說明東部沿海地區能夠較為合理地配置創新投資，發揮自主創新和外源創新的互補作用。中西部地區樣本下，逐步回歸法得到的結果顯示，非研發創新投入這條中介路徑不顯著。接著使用Bootstrap抽樣得到非研發創新投入的95%的中介效應置信區間為[-0.374，0.769]，區間內包含0則表示中介效應不顯著，因此對于中西部地區而言，非研發創新投入并沒有發揮相應的中介效應。由表5可知，中西部地區企業享受稅收優惠政策之后會將產生的富余資金分別用于研發投入和非研發創新投入，稅收優惠政策的實施確實促進了企業創新績效的提升。但是非研發創新投入的中介效應并不顯著，也就是說用于非研發創新投入的這部分資金并沒有對企業創新績效提升產生比較明顯的推動作用，造成了企業的資源浪費。有研究表明非研發創新投入中的技術改造經費支出、技術引進經費支出、消化吸收經費支出和購買國內技術經費支出對于創新績效的影響或正或負，各不相同，其中技術引進和消化吸收費用還可能產生協同效應扭轉其對創新績效的影響(謝子遠和黃文軍，2015[34]；肖利平和謝丹陽，2016[36])。所以中西部地區企業應當結合企業自身的研發水平合理配置非研發創新投入的比例，借鑒東部地區的創新經驗，最大化企業的資源利用率。

表5 區域異質性分析

(四)穩健性檢驗

本文分別從四個方面進行穩健性檢驗。第一，將創新績效的衡量指標替換成新產品銷售收入(NEW)。第二，將稅收優惠的衡量指標替換成稅收優惠金額除以主營業務收入(RATE)，轉換成比率指標，衡量企業享受的稅收優惠占營業收入的比重。第三，由于技術創新是一種耗資巨大的長期活動，所以充裕的資金是企業開展創新活動的基礎條件，擁有較高利潤水平的企業不僅能夠為創新活動提供充裕的資金，同時相對于利潤水平較低的企業而言，利潤水平較高的企業對企業發展前景具有良好的預期，擁有更強烈的創新意愿以增加企業的競爭力，所以加入利潤(PRO)作為控制變量。第四，由于直轄市直屬中央政府管理，相對于其他城市在政治、經濟和文化等方面占據更加特殊的地位，它們擁有的區位優勢和政治經濟優勢可能對企業創新造成影響，所以本文將北京、上海、天津和重慶四個直轄市剔除之后再次進行回歸，驗證稅收優惠政策對企業創新績效的促進作用。由表6-表9可以看出，稅收優惠仍舊顯著促進了企業創新績效提升，且研發投入和非研發創新投入發揮部分中介效應，結果穩健。

表6 穩健性檢驗：替換因變量

表7 穩健性檢驗：替換自變量

(續上表)

表8 穩健性檢驗：增加控制變量

(續上表)

表9 穩健性檢驗：去掉直轄市

(五)門檻效應

有大量研究發現稅收優惠對創新績效的影響并不是一成不變的，而是非線性的，受到多種因素的影響(馮海紅等，2015[47]；朱永明等，2019[48]；潘孝珍，2019[49])。既然稅收優惠對創新績效的提升效果有一部分是通過研發投入和非研發創新投入傳導的，那么當兩種創新投入分別是多少時，這種間接的促進效果才能達到最優水平呢？本文選擇非研發創新投入和研發投入作為門檻變量來觀察稅收優惠與創新績效之間是否存在以及存在何種分段函數關系，根據 Hansen(1999)[50]的研究，本文構建面板門檻模型如下：

PATit=α+η1PERit-1*I(qit-1≤γ1)+η2PERit-1*I(γ1qit-1<γ2)+…+ηnPERit-1*I(γnqit-1)

(8)

其中，qit-1為門檻變量，I(qit-1≤γ1)為虛擬變量，表示該變量在qit-1≤γ1時取值為 1，否則取值為 0。式(8)中其他I(qit-1)式的含義類似。一般情況下，ηn不相同即表明當qit-1取值不同時，稅收優惠(PRE)對創新績效的影響不同。

門檻效應檢驗結果如表10所示。結果顯示：當以研發投入為門檻變量時，門檻效應檢驗結果不能拒絕單一門檻效應和雙重門檻效應的檢驗，說明采用雙重門檻效應模型更合適。當以非研發創新投入為門檻變量時，門檻效應檢驗結果顯示采用單一門檻效應模型更合適。

表10 門檻效應檢驗結果

表11 門檻估計值及其置信區間

門檻模型估計結果如表12所示。以研發投入作為門檻變量時，稅收優惠在第一個區間內的系數為正但是不顯著，在第二個和第三個區間內的系數都顯著為正且逐漸增大。以非研發創新投入作為門檻變量時，稅收優惠在第一個和第二個區間內的系數都顯著為正且逐漸增大。這說明，稅收優惠對企業創新績效的促進效果并不是一成不變的，而是隨著研發投入和非研發創新投入的逐漸增加呈遞增態勢，創新投入較高的企業受到稅收優惠激勵之后，創新績效提升越明顯，這支持了本文的假設2。隨著企業創新投入的不斷增加，企業面臨的研發風險、沉沒成本不斷增加，此時降低企業投資成本、減輕企業負擔以及有側重性地降低研發成本對企業來說顯得格外重要。同時由于創新投入不斷增加，企業能夠直接或者間接獲得的減負效應也就越明顯，所以稅收優惠政策的創新激勵效果更好。

表12 門檻效應估計結果

五 結論及啟示

本文利用我國規模以上工業企業的省級面板數據，分析了稅收優惠、研發投入、非研發創新投入和企業創新績效之間的關系。實證分析結果顯示：(1)稅收優惠政策的實施對企業創新績效產生了顯著的正向影響。通過減輕企業稅費負擔、緩解企業資金壓力的方式確實能夠有效地激發企業的創新動力。(2)研究稅收優惠影響企業創新績效的內在傳導機制發現，這一正向影響一部分是由稅收優惠直接產生的，一部分是通過研發投入和非研發創新投入間接發揮作用的，兩者還產生了正向的協同效應，相輔相成，共同提高企業的創新績效。但是這種內在的傳導機制存在著區域異質性，對于東部沿海地區而言，稅收優惠對企業創新績效的作用機制與整體上基本相同；對于中西部地區而言，稅收優惠政策顯著地提升了企業的非研發創新投入，但是由于中西部地區未有效配置非研發創新投入各種經費支出的比例，導致非研發創新投入并沒有間接地促進企業創新績效的提高。(3)稅收優惠與創新績效之間存在非線性關系。隨著研發投入和非研發創新投入的不斷增加，企業所享受到的直接和間接稅費減負效應越明顯，稅收優惠對企業創新績效的利好效果越大。

本文研究結論為利用減免稅政策促進企業轉型升級，推動中國由傳統式創新轉變為開放式創新，合理配置企業創新資源提供了重要參考。根據研究結果，得到關于優化財稅政策與產業技術政策協調配合的幾點啟示：

第一，政府應持續加大減免稅政策的資助力度，減輕企業負擔，為部分企業提供一次性補貼，緩解企業研發資金困境，降低企業創新的資金壓力。在持續進行普惠性減稅降費的同時，為了引導特定領域創新，強化稅收在產業發展中的指導性作用，加大結構性減稅降費的實施力度。通過有側重性的減稅政策來有效引導社會資源和各種生產要素的合理分配，實現精準的差異性減稅降費，使中國的產業結構逐漸趨于合理化。

第二，探索多元化創新型稅收優惠政策。將非研發創新活動納入到政策激勵范圍內，建立和完善企業多樣化創新路徑的引導和監督機制。雖然自主研發是國家倡導的創新主旋律，但目前中國的創新實力相對薄弱且不均衡，尤其是對于中小型企業來說，為了獲取政策優惠，盲目擴大自主研發投資，忽視非研發創新投入與企業現有創新資源的互補效果并不能為其帶來最優的創新產出。因此在不影響企業自主研發動力的基礎上，將稅收優惠政策適當性地向非研發創新活動傾斜，可以擴大企業創新資源渠道，加快企業在開放式創新背景下的轉型升級進程。

第三，針對創新區域異質性，積極引導不同地區、不同企業合理配置創新資源。在開放式創新背景下，研發創新和非研發創新都是行之有效的創新手段，企業應當考慮多樣化創新路徑的綜合影響。因此，企業在配置創新資源時，應當結合企業自身的技術水平，兼顧兩種創新手段的優劣勢，探索出適合本企業的獨特創新模式，從而提高創新資源的利用率和創新績效。政府在制定創新鼓勵政策時，要切合當地的創新實力，采取相應的舉措，避免因一刀切而加劇區域創新水平的不均衡狀況，充分發揮非研發創新與自主研發的優勢互補效果。