公司治理視角下財稅政策對企業創新激勵效應研究

劉 莎，何 倩

(河北金融學院 會計學院，河北 保定 071000)

近幾年美國一再圍堵打壓我國科技企業，更加表明技術創新對一個國家或地區的重要性。作為技術創新的主力軍，企業可能會因為研發投入大、周期長、風險高的特點而存在“短視”行為。加之企業創新研發具有顯著的外部性，單純依靠市場機制不利于創新驅動發展戰略的實施，因此需要借用國家政策的支持，降低企業進行技術創新的支出和風險。財政補貼與稅收優惠作為兩種主要的政策工具，已被各國政府廣泛使用，我國也是同此。然而，各類財稅政策實施過程中也出現了一部分負面效應，例如有些企業利用與政府之間的信息不對稱進行政策套利。因此，除了完善科技創新的財稅政策體系、加大對財稅資金使用情況的監測力度之外，還要從企業內部挖掘影響創新行為的重要因素，從根源上解決企業的“短視”問題。基于上述背景，筆者站在河北省上市公司的微觀層面提出如下問題：政府補貼和稅收優惠對企業創新績效產生怎樣的影響？財稅政策對企業創新績效的影響是否會被一系列的內部治理因素所調節？

本文可能的邊際貢獻在于：①以往研究更多的是單一從財稅政策激勵或公司治理方面研究企業創新活動，從公司治理調節作用考察財稅政策對企業創新績效的文獻還比較少。②現有研究多以單一的投入指標(如研發投入、技術人員)或產出指標(如專利申請數、授權數或者是新產品產值)衡量企業創新績效，筆者綜合考慮投入與產出，運用DEA模型對企業的創新績效進行測算。

1 理論分析與研究假設

1.1 財稅政策對企業創新績效的影響

企業的研發創新活動周期長，易受內外部環境的影響，有可能以失敗告終，風險高、成果極易被模仿等致使企業管理者懷有諸多顧慮。政府通過財稅政策向企業提供資金，降低企業的創新研發成本，一定程度上緩解企業的憂慮，從而有效引導企業開展創新研發活動。大部分學者驗證了財稅政策對企業研發活動的積極作用[1-4](David and Halletal.，2000；鄧子基等，2011；鄒洋等，2016；韓慶瀟，2020)。

盡管兩者都是政府常用的財稅激勵政策工具，但政府補貼、稅收優惠政策影響企業創新行為的作用機制及效果存在差異[5-8](柳光強，2016；范文林，2017；姚林香等，2018；段姝等，2020)。政府補貼多數是以直接提供財政資金的方式鼓勵企業進行科技創新，對申請補貼的企業進行資格審查，監管相對嚴格。稅收優惠則是稅務機關給予企業各類稅收減免待遇，比如加計扣除研發支出、減計收入、對高新技術企業給予優惠稅率等。稅收優惠相對于政府補貼具有普惠性、公平性以及透明性的優勢[3]，在補償了企業前期研發支出的同時支持了企業后期的創新成果轉化。而財政補貼是政府的相機決策，政策波動較大，作用有限[7]。因此相對而言，稅收優惠政策在理論上對企業創新績效具有更大的激勵作用。綜上所述，筆者提出假設1。

假設1：政府補貼、稅收優惠對企業創新績效均具有激勵效應，稅收優惠的激勵效果更顯著。

1.2 公司治理對企業創新績效的影響

企業的資源是否恰當地配置于創新活動，很大程度上取決于對資源擁有控制權的主體的創新意愿和能力，而這種控制權與公司治理密切相關。

1.2.1 股權結構

股權結構在一定程度上反映了公司控制權的分布。筆者借鑒潘孝珍的研究視角，從性質和數量兩個方面考察企業的股權結構[9]。

1.2.1.1 產權性質。財稅政策對研發投入與創新績效的影響上，國有企業和民營企業所受到的激勵效果并不一致[10-12](唐躍軍等，2014；李靜怡等，2020；陳雄輝等，2020)。國有企業往往肩負著多重經營目標，加之所有者缺位導致代理問題相對嚴峻，代理人多數具有行政背景，同時國有企業在融資環境、客戶資源等方面享有更多的政府支持，這些優勢可能會削弱國有企業進行研發創新的主動性。而非國有企業在外部資源不占優勢的形勢下，擁有更高的積極性來利用財稅政策降低企業創新成本，從而獲取或保持市場競爭優勢。基于此，筆者提出假設2。

假設2：相對于國有企業，財稅政策對非國有企業創新績效的影響更加顯著。

1.2.1.2 管理層持股。技術創新意味著企業要進行高額的資金投入并伴隨著高風險，對公司短期目標會形成較大的壓力，管理層常常會考量研發創新的得與失，導致經理人進行技術創新的意愿和動力不強。作為現代企業解決股東與管理層之間委托代理問題的方法之一，股權激勵能夠促使企業管理層與企業股東的利益趨于一致，起到協同效應，從而有利于企業研發投入[13]。

假設3：管理層持股比例越高，財稅政策對企業創新的激勵效應越明顯。

1.2.1.3 股權集中度。股權集中度較高時，控股股東侵占企業資源、損害其他股東利益更具便利性，財政補貼與稅收優惠為企業提供的資金有可能被控股股東“侵占”，同時，技術創新產生的風險最終要由控股股東承擔，風險規避型的控股股東將降低財政補貼與稅收優惠資源投入企業技術創新活動，這將進一步削減財政補貼與稅收優惠對企業技術創新行為的正面效應[6]。較多研究支持這一關系假定，如程翠鳳(2018)、王進朝(2020)等[14-15]。

1.2.1.4 股權制衡。針對實際控制人對企業的“掏空”行為，股權制衡可以起到一定的抑制作用，限制了第一大控股股東利用控制權謀取私人利益的非效率投資行為，能夠增加創新項目投資決策的科學性和合理性，因此股權制衡度高的企業創新效率更高。

根據上述討論，筆者提出有待檢驗的假設4。

假設4：股權集中度越高，財稅支持激勵企業創新績效的效應越小；股權制衡度高的企業，財稅政策對企業創新的激勵作用越有效。

1.2.2 董事會構成

1.2.2.1 董事會規模。董事會規模越大，各董事之間產生分歧的概率就越高，容易導致決策效率低。再有，隨著董事會成員的增多，每個董事為錯誤決策付出的成本隨之降低，致使單個董事降低責任感，產生“搭便車”傾向，導致消極的監督行為[16]。公司組建一個規模較小的董事會，可以更加快速、高效地做出決策，從而有利于企業的技術創新[13]。

1.2.2.2 獨立董事比例。國內企業的獨立董事多數來自社會知名人士，與外部環境的聯系更加密切，企業引入獨立董事意味著間接獲取相關資源，同時獨立董事擁有不同的知識背景和技能經驗，能夠擴大董事會的視野，幫助企業更好地發現創新機會，提高企業的創新水平[17]。據此，筆者提出第5個假設。

假設5：企業董事會規模越小，越有利于企業創新績效；獨立董事在董事會中所占比例對企業創新績效具有正面效應。

2 研究設計

2.1 樣本選取和數據來源

筆者考察河北省A股上市公司2015年-2019年近5年的創新績效，在做樣本選擇和數據處理時做了以下篩選：①剔除了ST和*ST公司；②剔除了主要研究變量缺失嚴重的公司樣本。最終得到了214個觀測值。專利申請數從國家知識產權局網站查詢，根據合并報表范圍對母子公司申請數進行了加總，政府補貼從公司財務報表附注中獲取，其他數據來自WIND數據庫。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

筆者綜合考慮企業創新投入—產出的過程，采用數據包絡分析法(DEA)進行創新績效的測算，一定程度上避免停留在研發投入或者產出單一環節上造成的弊端。DEA模型是一種基于被評價對象間相對比較的分析方法，其主要做法是以決策單元投入、產出指標的權重為變量，運用數學規劃式將決策單元投影到生產前沿面上，通過比較決策單元偏離生產前沿面的程度來評價比較對象的相對有效性。本文創新產出變量考慮技術產出和經濟效益產出，分別用專利申請數和營業收入代表。創新投入則與大多數研究一樣，選擇研發投入和研發人員兩個變量分別代表資金投入和人力投入。由于筆者采用的創新產出—專利申請數存在0值，產出導向模型不允許出現0值[18]，因此筆者選擇DEA模型中的投入導向型BC模型進行創新績效的測算，決策單元技術效率是1時為DEA有效，技術效率小于1時為非DEA有效。

2.2.2 解釋變量

2.2.2.1 政府補貼強度。從研究政府補貼的實證分析來看，大多選取企業年報中披露的政府補助金額，有些剔除了收到的稅收返還數。企業收到的政府補助具體項目繁多，有些直接以某項目列示，有些則標有技術改造、創新項目補助、創新獎勵、專項資金等字樣，為了避免分類的主觀性，筆者將收到的政府補助總額作為衡量補貼強度的依據。財政部發布的《關于修訂印發2018年度一般企業財務報表格式的通知》中明確說明，企業實際收到的政府補助，無論是與資產相關還是與收益相關，均在現金流量表“收到其他與經營活動有關的現金”項目填列。因此，本文2018年、2019年政府補助數據來自現金流量表附注中該項目的明細，由于此前未做規范，2017年及之前的數據根據“收到其他與經營活動有關的現金”“收到其他與投資活動有關的現金”“收到其他與籌資活動有關的現金”或者政府補助明細手工整理得出。會計上作為政府補助核算的稅收返還，在現金流量表中應作為“收到的稅費返還”項目列示，因此沒有再單獨剔除。為了消除規模影響，本文用企業當年收到的政府補助總額/資產總額代表政府補貼強度。

2.2.2.2 稅收優惠強度。多數研究采用法定稅率和名義稅率之差[9]或者設置虛擬變量稅收優惠[4]來衡量企業享受的稅收優惠，這些方法更多地關注了企業所得稅稅收優惠。除此之外，企業享受的稅收優惠政策還包括增值稅的即征即退、軟件退稅等稅收返還。因而筆者借鑒柳光強(2016)采用現金流量表中“收到的各項稅費返還/(收到的各項稅費返還+支付的各項稅費)”作為稅收優惠力度的衡量指標[5]。

2.2.3 調節變量

公司治理主要包括股權結構和董事會構成兩個方面的相關變量，相關指標選擇如下：①股權結構“質”的方面，根據最終控制人性質，將樣本公司分為國有企業和非國有企業，國有企業取1，否則取0；在管理層激勵方面，以管理層持股比例(ms)代替，其中管理層的范圍界定為：董事、監事、總經理、副總經理、董事會秘書、財務總監等，計算方法為管理層持股數量占總股數的比例。②股權結構“量”的方面，以第一大股東持股比例衡量股權集中度(top1)；采用公司第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值(bal)作為衡量股權制衡度的指標。③董事會規模(bs)以董事會總人數來表示；董事會獨立性(indep)以獨立董事人數占董事會總人數的比例來表示。

2.2.4 控制變量

表1 變量定義及說明

①企業規模(size)。規模較大的企業盈利能力強，現金流穩定，融資渠道也更為多元化，因而有意愿也有資源進行研發創新。筆者以總資產的自然對數作為企業規模的替代指標。②資產負債率(lev)。資產負債率越高，反映企業經營風險越高。企業進行創新決策時必須結合現階段自身風險做衡量，預期債務所需償還金額越高，財務風險就越大，一定程度上抑制企業的創新活動。③總資產收益率(roa)。資產收益率越高表明企業盈利能力越好，可以有更多的利潤進行研發創新，進而影響企業創新績效。④行業(ind)。根據證監會行業分類，制造業以二級代碼分類，其他以一級代碼劃分，文中共涉及14個行業。

2.3 模型設定

為了檢驗財稅政策對企業創新績效的影響，針對假設1構建模型(1)：

innoit=β0+β1fiscalit+β2sizeit+β3levit+β4roait+Σind+εit

(1)

其中：inno代表企業創新績效；fiscal代表財稅政策，分別用政府補貼強度(sub)和稅收優惠強度(tax)兩個變量來表示；β0為常數項,β1-β4為各變量回歸系數,εit為隨機擾動項。

為了檢驗政府補貼、稅收優惠和企業創新績效之間的關系，構建如下計量模型：

innoit=β0+β1fiscalit+β2fiscalit×governanceit+β3governanceit+β4sizeit+β5levit+β6roait+Σind+εit

(2)

模型(2)用來探究財稅激勵是否受到公司治理因素的調節，在模型(1)的基礎上分別加入公司治理因素與政府補貼強度、稅收優惠強度的交互項來檢驗調節作用。governanceit表示公司治理，涵蓋股權結構(產權性質、管理層持股比例、股權集中度、股權均衡)和董事會構成(董事會規模、獨立董事占比)兩個方面的變量，以此來驗證假設2-假設5。

3 實證分析

3.1 描述性統計分析

從表2的統計結果可以看出，企業創新績效的均值為0.5784，最大值為1，最小值為0.028，表明不同企業創新績效的差距較大。政府補貼強度的均值為1.271，稅收優惠強度均值為12.69，企業得到的稅收優惠力度相對較大。管理層持股比例平均值為9.977，說明整體上河北省上市公司對管理層的股權激勵不太重視。股權集中度平均值為31.735，股權制衡度平均值為1.099，說明股權相對集中的同時其他大股東能夠一定程度上進行股權制衡。董事會平均人數為8.907，這與于東智等學者發現我國上市公司董事會規模偏好9人的研究結論相符[19]。獨立董事占比平均值為36.742%，剛剛超過法律規定的不低于三分之一的標準。在控制變量上，企業資產負債率均值為40.08%，但最大值、最小值差距巨大，同樣總資產報酬率也存在較大差異。

表2 變量的描述性統計

從表3創新績效DEA測算的結果來看，近5年河北省上市公司創新績效呈現下降的趨勢，2015年DEA有效的占比為30%，到2019年該比例下降為22.5%，其中國有企業占據主導地位。

表3 創新績效(inno)統計

3.2 相關性分析

由表4可以看出，稅收優惠強度與創新績效在1%水平下呈現顯著的正相關關系，政府補貼強度系數為負，且并不顯著，需要進一步通過回歸模型來分析。調節變量中產權性質與創新績效在5%水平下顯著正相關。在控制變量中，獨立董事比例呈現顯著負相關。各變量相關系數較小，基本可以排除變量間的多重共線性問題。

表4 相關系數矩陣

3.3 回歸分析

如表5所示，在模型選擇上，變量的固定效應和隨機效應模型均優于簡單的混合面板回歸。通過進一步豪斯曼檢驗可知其同樣在5%的水平下顯著，因此拒絕原假設，采用固定效應回歸結果作為本文的基準回歸結果。此外，可以發現混合效應、固定效應和隨機效應中核心解釋變量的系數符號和顯著性基本一致，說明本文的估計結果具有一定的穩健性。

表5 基準回歸結果

3.3.1 政府補貼、稅收優惠對企業創新績效的影響分析

從表5第2列可以看到，政府補貼強度回歸系數為負，在統計上依然表現為不顯著。這與馮宗憲等人的研究結論一致，政府補貼對企業創新的激勵效應不顯著,甚至存在消極作用[20]。第5列表明稅收優惠強度對于企業的創新績效具有正向激勵作用，假設1沒有被完全證實。既有文獻顯示，政府補貼對企業創新行為及結果有兩種截然相反的結論，即“擠入效應”和“擠出效應”。“擠出效應”的理論解釋為企業技術創新行為最有效的產出難以被識別，對創新成果的測定過程以及相關信息的公開度較低，政府無法獲取企業技術創新活動的全部內容，導致政府補貼容易發生錯配[6]。而企業需要取得足夠多的研發成果才能享受稅收優惠，因而稅收優惠政策的激勵效應更顯著。

3.3.2 公司治理對企業創新績效的調節效應分析

從表6中第1列可以看到政府補貼和產權性質的交互項在5%的顯著水平上呈現負相關，說明相對國有企業而言，政府補貼對非國有企業創新績效的影響更加顯著。在第5列和第6列中，盡管政府補貼和董事會規模交互項的系數為負數，和獨董比例交互項的系數為正數，但在統計上并不顯著，表明董事會規模的精簡以及獨立董事占比的提高對于企業運用政府補貼進行創新活動不存在明顯的調節作用。

表6 政府補貼的調節效應

從表7中第1列可以看到稅收優惠強度和產權性質的交互項在1%的顯著水平上呈現負相關，與相關性分析、基準回歸結果一致，同樣說明相對國有企業而言，稅收優惠對非國有企業創新績效的影響更加顯著，假設2得到證實。在第2列中，稅收優惠強度和高管持股交互項在5%的顯著性水平上正相關，表明持股比例高的高管團隊能夠利用國家的稅收優惠政策開展研發活動，提升創新績效。稅收優惠強度與股權制衡的交互項在5%水平下顯著為正，反映稅收優惠強度對于企業技術創新效率的促進作用在股權制衡大的企業中更為顯著。第5列、第6列稅收優惠和董事會規模、獨董比例交互項的系數依然不顯著，表明河北省上市公司在董事會治理方面沒有對企業的創新績效形成助推力。假設5未得到證實。

表7 稅收優惠的調節效應

總體上來看，稅收優惠強度比政府補貼強度對企業創新績效的激勵作用更為顯著，政府補助與企業創新績效之間的關系更為復雜。不同產權性質的企業在利用國家財稅政策進行創新活動的結果存在差異。政府補貼強度、稅收優惠強度分別與股權制衡的交互項估計結果證明了股權制衡的調節作用。董事會規模以及獨立董事比例對財稅政策激勵企業創新績效的影響均不顯著，與趙旭峰等結論一致[21]，可能的解釋是獨立董事的聘任往往是處于“消極合規”的狀態。

4 結論與啟示

研究結果表明：由于稅收優惠、政府補貼作用機制不同，兩種政策對企業創新績效的影響也不同。政府補貼對企業創新績效影響不顯著，而稅收優惠的激勵效應更明顯；非國有企業相對于國有企業，其財稅政策與企業創新績效的正向關系更為顯著；高管持股比例在稅收優惠與企業創新之間存在顯著調節作用，高管團隊持股比例高的企業能夠利用國家的稅收優惠政策開展研發活動，提升創新績效；股權制衡高的企業，其財稅政策與企業技術創新的正向因果關系更為顯著；董事會規模以及獨立董事比例對財稅政策激勵企業創新績效的影響均不顯著。

基于此，筆者提供如下建議：①政府應當充分發揮稅收優惠政策的有效性。實證結果顯示稅收優惠表現出顯著的激勵效果，原因可能在于多數稅收優惠政策屬于一種事后激勵的方式，企業自主支配性強，相較于政府補貼更公平、透明。目前我國針對特定行業、技術領域或企業群體的選擇性稅收優惠較多，而選擇性創新主體的稅收政策一定程度上與政府補貼類似，篩選機制并非市場機制，易產生資源錯配和分配不公。完善科技創新稅收優惠政策要考慮除創新主體之外對創新行為給予普惠性優惠，即創新行為符合條件便可以享受稅收優惠。稅收優惠政策效果的有效發揮不僅受優惠對象、優惠力度等影響，還與納稅服務、征管流程、管理制度等密切相關。因此，政府有待進一步加強服務、管理與評估，相關部門建立數據信息共享機制，加強對稅收優惠政策的跟蹤與評價。②進一步引導和推動企業完善治理結構。本文研究結論表明高管持股比例、股權制衡等公司治理因素具有調節作用，能夠提高企業合理利用財稅政策進行創新的績效。創新是一種企業資源的分配，公司治理之中的權力關系決定了分配形式以及分配的效率。因此，有關部門應引導企業明晰產權，充分發揮制衡股東對控股股東的監督和約束作用，保護企業創新投入，明確“三會一層”的權利義務，優化董事會成員結構，提高獨立董事參與經營管理的積極性，從而強化獨立董事的監管作用。引入良性競爭機制，完善職業經理人市場，結合企業實際，探索實施股權激勵和管理層持股計劃，使高管更注重企業的長期發展。