王曉亮 梁丹陽

一 引 言

制造業是立國之本、強國之基，制造業高質量發展是我國經濟高質量發展的重中之重。在虛擬經濟與實體經濟非平衡發展的背景下，大量制造業企業脫離生產流通環節參與金融投資活動，呈現出“脫實向虛”的趨勢，使得以制造業為主的實體經濟發展停滯、規模萎縮，不僅削弱了實體經濟供給社會產品的能力，還使得經濟系統性風險積聚，加大了爆發金融危機的風險。十八大以來，習近平總書記反復強調“實體經濟是大國的根基，經濟不能脫實向虛”。如何引導企業資本向實體經濟聚集發力，改變投資拉動的經濟增長方式，是當前階段政府工作的重要任務之一。

為了促進實體經濟提質增效，解決實體經濟與虛擬經濟非平衡發展的問題，我國政府制定并實施了多項減稅降費政策。其中，研發費用加計扣除政策規定企業進行研發活動的費用化支出、資本化形成無形資產的攤銷額在據實扣除的基礎上按一定比例加計扣除，在新一輪的減稅降費和供給側結構性改革中發揮了重要作用。自研發費用加計扣除政策實施以來，很多學者對政策實施效果進行了研究，探討研發費用加計扣除政策對提高企業創新產出和創新效率、增加企業現金流和研發人員數量、提高企業績效等方面的作用(賀康等，2020[1]；Duguet，2012[2]；王璽和劉萌，2020[3])。現有文獻主要從實體經濟的角度評估研發費用加計扣除政策效果，未從虛擬經濟的角度討論研發費用加計扣除政策對企業金融化的影響。但相比于具有特定用途的政府補助，稅收優惠是一種事后補償和期望性收入，有較高的使用自主性(柳光強，2016)[4]，企業可能利用稅收優惠帶來的現金流進行金融資產投資，使得研發費用加計扣除政策未能較好地起到扭轉企業“脫實向虛”趨勢的作用。研發費用加計扣除政策是否能夠抑制制造業企業金融化趨勢及其引導企業“脫虛還實”的機制都是值得探討的問題。

本文基于我國研發費用加計扣除政策頒布實施的背景，以2013—2020年中國滬深兩市制造業上市公司為樣本，運用雙重差分法分析研發費用加計扣除政策效果和作用機制，探討在不同所有制、不同地區和不同生命周期企業中政策效果的差異，并進一步分析“還實”效果、政策對企業實體投資和虛擬投資關系的影響。與現有文獻相比，本文的貢獻主要有：(1)拓展了研發費用加計扣除政策實施效果的相關研究，進一步關注宏觀經濟政策與微觀企業行為之間的關系。以往對研發費用加計扣除政策效果的評估主要集中在促進企業實體投資方面，但企業獲得的稅收優惠在使用上具有較大自主性，可能存在逆向選擇問題，導致企業將稅收優惠投資于金融資產，從而未能發揮研發費用加計扣除政策引導企業“脫虛還實”的作用。本文從研發費用加計扣除政策對企業金融化影響的角度出發，為更加全面地評估研發費用加計扣除政策提供經驗數據，為進一步完善研發費用加計扣除政策提供借鑒。(2)以往文獻將減少金融投資作為企業“脫虛還實”的標準，但金融資產減少并不意味著企業將金融資產投資轉向了實體資產投資，也不能代表實現了企業投資結構優化和經濟高質量發展。本文從研發費用加計扣除政策抑制企業金融化的同時是否促進經濟增長方式轉變、實現創新驅動發展，是否能夠更好地發揮金融資產反哺實體投資的角度出發，探討了國家政策對實體經濟、虛擬經濟的綜合影響，更加完整地對研發費用加計扣除政策與經濟高質量發展的關系進行研究。本文為進一步理解企業金融化投資動機，多角度評估研發費用加計扣除政策效果，優化政策設計以引導經濟增長方式轉型、促進經濟持續高質量發展提供了一定參考。

二 研發費用加計扣除政策沿革與文獻綜述

(一)研發費用加計扣除政策沿革

自首次提出研發費用加計扣除政策以來，財政部、稅務局對研發費用加計扣除政策先后進行了多次改革，逐步實現政策系統化和體系化。1996年，為了積極推進經濟增長方式的轉變，提高企業經濟效益，財政部、國家稅務總局聯合下發了《關于促進企業技術進步有關財務稅收問題的通知》(財工字〔1996〕41號)，從“國有、集體工業企業”開始施行研發費用加計扣除政策，揭開了研發費用加計扣除政策的序幕。2003年，享受研發費用加計扣除的主體從國有、集體工業企業擴大到“所有財務核算制度健全的工業企業”。2015年11月發布的《關于完善研究開發費用稅前加計扣除政策的通知》(財稅〔2015〕119號)首次用負面清單的方式對適用研發費用加計扣除政策的企業進行了調整，規定了不適用研發費用加計扣除的行業和企業活動，進一步擴大可加計扣除研發費用的范圍。2021年3月1日，在財政部、稅務總局聯合發布的《關于進一步完善研發費用稅前加計扣除政策的公告》(2021年第13號)中，將制造業企業研發費用稅前加計扣除比例由75%提升到了100%，進一步顯示了國家鼓勵制造業企業生產要素向創新聚集，提升企業競爭力和產業整體素質的政策導向，對于應對經濟下行風險，構建新發展格局，實現經濟高質量發展具有重要意義。

(二)文獻綜述

1.研發費用加計扣除政策對實體經濟的影響

現有研究對研發費用加計扣除政策執行效果的探討集中在對實體經濟的影響上。有學者認為研發費用加計扣除政策可以降低企業研發成本和研發風險，糾正研發創新市場失靈，鼓勵了企業創新活動。具體而言，研發費用加計扣除政策會使企業增加創新投入(劉圻等，2012)[5]和研究人員數量(Duguet,2012)[2]。還有學者從創新產出的角度出發，提出研發費用加計扣除政策間接增加資金供給，從而增加企業對高風險創新活動的投資意愿和能力，提高企業創新產出和創新效率(賀康等，2020)[1]。研發費用加計扣除政策不僅直接鼓勵企業創新投入和產出，還會對企業生產效率和總體績效產生影響，能夠通過增加企業研發創新投入和產出提高企業全要素生產率(任燦燦等，2021)[6]。還有學者提出研發費用加計扣除能夠通過降低經營成本、促進企業創新，增強企業內源融資能力，提升企業績效(王璽和劉萌，2020)[3]。以往文獻對研發費用加計扣除政策的研究主要集中在政策對企業實體投資和企業績效的影響，較少考慮政策對企業金融投資的影響和作用。而在制造業企業金融化趨勢越來越嚴重的背景下，稅收優惠增加的企業現金流并沒有規定的用途，企業可能會利用稅收紅利進行金融資產投資，從而增加系統性風險集聚的可能。在這種情況下，研發費用加計扣除政策轉變企業經濟增長方式、促進制造業高質量發展的目的就未能完全實現。因此，本文從研發費用加計扣除對企業金融投資行為的影響這一視角，分析研發費用加計扣除政策的實施對制造業企業轉型升級和高質量發展的影響，全面評估政策效果，為相關理論和政策的完善提供參考。

2.實體企業金融化的影響因素

宏觀層面上，金融化指金融部門的影響力、規模與地位不斷升高的現象(Epstein，2006)[7]。企業微觀層面上，實體企業金融化主要指非金融企業金融投資比例增加，金融投資收益成為企業利潤的重要來源(Orhangazi，2008)[8]。經濟過度金融化不僅使資產在金融部門空轉，導致產能閑置和經濟增長停滯，還會增加失業率、增大貧富差距(Epstein，2006)[7]。以金融為核心的增長方式使得制造業企業生產過剩和增長動力不足的問題更加激化，企業為追求金融資產的短期高收益而偏向金融投資，可能對創新等實體投資產生擠出效應(王紅建等，2017[9]；張成思和張步曇，2016[10])，不利于企業的長期發展。

為了探索企業金融化的動機，更好地認識和解決實體企業金融化問題，大量文獻對企業金融資產投資的影響因素進行了研究。有學者提出經營收益率低的企業會投資更多的金融資產，實體收益率與金融資產收益率的利差導致了企業金融化(宋軍和陸旸，2015)[11]。還有學者從公司治理角度出發，提出機構投資者持股、國有企業引入非國有股東、CEO金融背景等會影響企業的金融化水平(劉偉和曹瑜強，2018[12]；曹豐和谷孝穎，2021[13]；杜勇等，2019[14])。企業決策不僅受到自身情況的影響，還與宏觀政策緊密相關。在外部因素方面，部分學者研究了宏觀經濟狀況和宏觀政策對企業金融化的影響，提出在實體投資環境不佳時，為了獲得高收益，企業會配置金融資產并形成對實體投資的替代，當宏觀經濟較好時企業則會轉而注重實體投資，減少金融資產投資(胡奕明等，2017)[15]。同時，經濟政策不確定性上升會加劇金融市場波動，壓縮企業金融資產套利空間，從而抑制企業金融化(彭俞超等，2018)[16]。當貨幣政策趨于寬松時, 企業會顯著提高交易性金融資產的配置水平(楊箏等，2017)[17]。宏觀經濟環境和國家政策作為外部環境的重要組成部分，會改變企業不同投資決策的風險收益，是影響企業投資決策的重要因素。現有研究雖然從宏觀層面探討了外部環境對企業金融化水平的影響，但主要集中在宏觀經濟整體環境方面，并假設企業面臨的外部環境是同質的，缺乏對具體宏觀政策對企業金融化水平影響的探討，更少有文獻討論研發費用加計扣除稅收政策對企業金融化的影響。研發費用加計扣除政策在政策實施前后形成實驗組和對照組，賦予上市公司異質的政策環境，能夠更好地研究國家政策對企業投資決策的影響，對多元化評價國家政策效果、優化國家政策設計具有重要意義。

三 理論分析與研究假設

基于企業持有金融資產的預防性目的和投機性目的，企業進行金融資產投資的主要動機包括為應對生產經營不確定性的“蓄水池”動機和為追求金融資產投資高收益的“投資替代”動機。“蓄水池”理論認為，金融資產相比于固定資產，有流動性高、易于變現的特點，金融資產可以作為企業的流動性儲藏。企業持有金融資產主要是出于預防性目的，即保持資產流動性，預防企業未來經營不確定性可能導致的現金需求。“投資替代”理論認為企業配備金融資產的原因主要是實體經濟投資回報不足而金融資產的投資收益較高(張成思和張步曇，2016)[10]，管理者為了追求企業短期利潤而進行金融資產投資。即當金融資產收益率較高而實體經濟回報不足時，企業會以金融資產代替實體資產，反之，當企業實體資產有較好的發展前景和收益時，企業則會以實體資產代替金融資產(Demir，2009)[18]。基于“蓄水池”理論和“投資替代”理論，國家施行研發費用加計扣除政策可能會對制造業企業的金融資產投資產生影響。

研發費用加計扣除政策可能會通過改善企業現金流和提升企業主業業績抑制企業金融化水平。一方面，研發費用加計扣除政策能夠對制造業企業的現金流約束產生影響。基于信號理論，企業外部的利益相關者會依據從各種渠道獲得的與企業相關的信息做出決策(Spence，1973)[19]，研發費用加計扣除政策能夠向外界傳遞企業獲得政府認可和政策支持的積極信號，從而使得企業更易于獲得金融企業和個體投資者等資金供給方的支持，改善企業融資環境，緩解企業融資約束(Kleer，2010)[20]；且研發費用加計扣除政策允許企業研發活動支出在據實扣除的基礎上加計扣除，減少企業應納稅所得額，直接增加了企業現金流。企業流動性資金供給的增加會削弱企業配備金融資產作為流動性儲存的“蓄水池”動機，從而抑制企業的金融化水平。另一方面，稅收作為企業凈收益的直接扣減項，較高的稅收負擔不僅進一步壓低了企業實體投資收益率，還會使企業營商環境惡化，資源錯配加劇(孫群力和陳海林，2020)[21]。相關研究表明，企業的稅收負擔越重，越缺乏資金進行技術創新活動和產業升級，進而降低企業績效，進一步影響企業的再融資能力，不利于企業實現良性循環(Margaret，2003)[22]。研發費用加計扣除政策通過降低企業稅負直接增加了企業稅后現金流，降低資金使用成本和經營成本(王璽和劉萌，2020)[3]，為企業研發創新、擴大再生產等日常經營活動提供內源資金，有利于企業實現良性發展。“投資替代”理論認為企業金融投資是實體收益不足且金融資產收益較高導致的，研發費用加計扣除政策可以通過提高企業主業業績抑制企業金融化。

然而，研發費用加計扣除政策也可能提升企業金融化水平。一方面，宏觀政策變動導致企業現金流不確定性增加時，管理者會傾向于增加資產的流動性來預防未來資金鏈斷裂對企業生產經營活動帶來的風險。宏觀政策變動沖擊是企業經營不確定性的重要來源之一，有學者運用文本挖掘的方法，通過分析上市公司年報構建企業對政策不確定性感知程度的指標，發現頻繁出臺經濟政策會提高企業感知到的不確定性水平，進而使得企業增加更具有流動性的金融資產的儲備以應對這種不確定性(聶輝華等，2020)[23]。基于“蓄水池”理論，金融資產是企業的重要流動性儲藏，研發費用加計扣除政策的實施作為重大的政策變動，可能會增加企業感知到的外界不確定性水平，從而使企業增加流動性儲備，即提高金融資產投資水平。另一方面，當前中低收入國家中低端制造業不斷涌入世界市場，以低價格占據市場份額，對以低成本作為重要競爭優勢的中國制造業造成巨大沖擊。再加上宏觀經濟低迷、產品成本上升和資源趨緊等問題，中國制造業企業的實體投資收益率不斷下降。而資金不斷進入股票和房地產交易市場又導致金融資產收益率不斷上升，實體經濟和虛擬經濟的較大利差促使企業追求短期利潤而投資金融資產。研發費用加計扣除政策作為一種稅式補貼，沒有對企業使用稅收優惠的用途作出規定，可能存在企業道德風險和逆向選擇問題。在追求短、平、快利潤的驅使下，企業可能會利用研發費用加計扣除帶來的現金流進行金融資產投資，從而促進企業金融化。

基于以上分析，本文提出競爭性假設H1、H2。

H1：隨著研發費用加計扣除政策的實施，企業會減少金融資產投資，即企業金融化趨勢會減弱。

H2：隨著研發費用加計扣除政策的實施，企業會增加金融資產投資，即企業金融化趨勢會增強。

四 研究設計

(一)數據來源

本文以2013—2020年中國滬深兩市A股制造業上市公司為研究樣本，并對數據進行以下處理：(1)剔除ST、*ST、退市、暫停上市的特殊狀態企業樣本；(2)剔除數據缺失的樣本；(3)剔除金融企業樣本；(4)在1%水平上對連續變量進行縮尾處理。制造業企業參照《國民經濟行業分類》(GB/T4754-2002)中的規定，企業是否享受研發費用加計扣除政策通過翻閱上市公司年報手工收集，其他數據來自于國泰安數據庫，數據分析和處理使用Stata15.0軟件。

(二)變量說明

1.企業金融化程度

參考已有研究，本文將企業持有的金融資產與總資產之比作為企業金融化程度的度量指標(陸蓉和蘭袁，2020[24]；宋軍和陸旸，2015[11]；彭俞超和黃志剛，2018[25])，該指標數值越高說明企業持有的金融資產數量越多，企業金融化程度越高。其中，金融資產包括可供出售金融資產、持有至到期投資、交易性金融資產、買入返售金融資產、金融衍生品、發放貸款及墊款、投資性房地產和長期股權投資。從會計準則上看貨幣資金也屬于金融資產，但貨幣資金與企業日常生產經營活動緊密相關，而對企業進行投資活動獲取增值收益的作用不太明顯，故本文未將其列入金融資產。另外，根據會計準則的規定，投資性房地產不屬于金融資產，但企業持有投資性房地產主要是為了投機套利而不是進行生產經營活動，所以投資性房地產也包含在本文的金融資產中(彭俞超和黃志剛，2018)[25]。

2.研發費用加計扣除政策

按照雙重差分的原理，本文以政策實施年份虛擬變量與實驗組虛擬變量的乘積表示研發費用加計扣除政策。研發費用加計扣除政策前后進行了多次改革，2015年11月發布的《關于完善研究開發費用稅前加計扣除政策的通知》(財稅〔2015〕119號)首次用負面清單的方式對制度進行了體系化調整，放寬了研發費用加計扣除適用的企業范圍，是研發費用加計扣除政策改革中最為典型和重要的調整，故本文著重研究這一次政策效果。該政策頒布時間雖然為2015年11月，但實際執行年份為2016年，因此，將2016年作為政策實施年份。企業在本年是否進行了研發費用加計扣除需要在企業財務報表附注中披露，本文通過翻閱企業財務報表附注收集企業是否享受研發費用加計扣除政策的數據。

3.控制變量

企業財務狀況和治理結構都可能會對企業金融資產投資產生影響。參考已有研究，本文控制了可能影響企業金融化程度的變量(曹豐和谷孝穎，2021[13]；王紅建等，2016[26])，包括企業財務層面的變量：企業年齡(Age)、企業規模(Size)、資產負債率(Leverage)、流動資產周轉率(Turnover)、凈資產收益率(ROA)、固定資產占比(Tangi)、企業現金流(CFO)、托賓Q值(TobinQ)；企業治理層面的變量：高管持股比例(Hold)、是否兩職合一(DUL)。

(三)模型設定

雙重差分法的基本思想是將公共政策視為一個自然實驗，為了評估出一項政策實施所帶來的凈影響，將全部樣本數據分為兩組：一組受到政策影響，即實驗組；另一組沒有受到同一政策影響，即對照組。根據同一個體政策實施前后(時間)進行第一次差分，消除個體不隨時間變化的異質性；再對實驗組和對照組進行第二次差分，以消除隨時間變化的增量，最終得到政策實施的凈效應。雙重差分模型被廣泛應用于公共政策效果評估中，通過兩次差分可以很大程度上解決模型的內生性問題。由于政策相對于微觀經濟主體而言一般是外生的，還可以有效避免逆向因果問題。

研發費用加計扣除政策施行后存在享受政策的企業和未享受政策的企業，形成準自然實驗，參考已有研究，本文運用雙重差分模型進行研究(吳秋生和王婉婷，2020[27]；李新等，2019[28])，并將享受政策的企業作為實驗組，未享受政策的企業作為對照組。固定效應模型通過固定企業個體效應可以捕捉不隨時間改變的個體異質性，通過固定時間效應考慮了時間異質性，可以進一步降低模型遺漏解釋變量的可能。因此，本文構建固定效應模型如下：

Finit=α+βTreatit×Periodit+γControlit+μi+μt+εit

(1)

模型(1)中被解釋變量Finit為i企業第t期的金融化水平，數值越大表明企業持有的金融資產越多，即金融化水平越高。Treatit×Periodit為政策交乘項，其中Treatit表示企業是否享受研發費用加計扣除政策，享受為1，未享受為0；Periodit為政策實施時間虛擬變量，若時間為2016年及以后為1，否則為0。回歸結果中，若政策交乘項的系數β為正則表明研發費用加計扣除政策促進企業金融化，為負則表明抑制企業金融化。本文還考慮企業個體固定效應μi，度量企業不隨時間變化的特征，以及年份固定效應μt，度量不隨企業變化的時間特征。具體變量定義和計算方式如表1所示。

表1 變量定義及計算方式

五 研發費用加計扣除政策對企業金融化的影響

(一)主要變量描述性統計

表2為主要變量的描述性統計，可以看到：Fin的均值為0.047，即企業持有的金融資產占比均值為4.7%，最小值為0，最大值為40.3%，標準差為0.065，表明企業持有金融資產的比例差距較大，企業金融化程度存在較大的差異。Treat均值為0.382，表明在樣本中有38.2%的企業享受了研發費用加計扣除政策。其他變量的描述性統計結果與已有研究基本一致，不再贅述。

表2 變量描述性統計

(二)研發費用加計扣除政策對企業金融化的影響

本文運用雙重差分法進行政策效應評估，并采用OLS和固定個體、年份的雙重固定效應模型進行估計，能夠較好地避免內生性和遺漏變量問題。為了詳細檢驗研發費用加計扣除政策對制造業企業金融化影響的穩健性，本文采用逐步回歸方法，結果如表3所示。列(1)為不加入控制變量的基本OLS回歸結果，政策交乘項Treat×Period系數為-0.044，且在1%水平下顯著，與未受到影響的企業相比，受研發費用加計扣除政策影響的企業持有的金融資產少4.4%，研發費用加計扣除政策能夠顯著抑制制造業企業的金融化水平。考慮到企業自身特征會影響企業金融化水平，為了防止遺漏變量，列(2)加入企業財務層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數為-0.038，且在1%水平下顯著。列(3)進一步加入企業治理層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數為-0.038，且在1%水平下顯著，說明研發費用加計扣除政策的實施顯著降低了制造業企業的金融資產持有量。列(4)Treat×Period系數為-0.008，且在1%水平下顯著，受研發費用加計扣除政策影響的企業比未受到影響的企業持有的金融資產少0.8%，研發費用加計扣除政策的實施對制造業企業金融化水平有顯著抑制效應，驗證了假設H1。

表3 研發費用加計扣除政策對企業金融化的影響

(續上表)

六 穩健性檢驗

(一)平行趨勢檢驗

雙重差分模型假設實驗組和對照組滿足平行趨勢假定，即政策實施前實驗組和對照組在金融化程度上具有相同的變化趨勢。為了檢驗樣本的平行趨勢，本文設定3個年份虛擬變量Year2013、Year2014、Year2015，分別代表研發費用加計扣除政策實施前的三年。再將實驗組虛擬變量與年份虛擬變量的乘積納入模型，交乘項系數表示該年實驗組與對照組的金融化差異，若3項乘積的系數均不顯著，則表明實驗組和對照組企業在政策實施前不存在明顯差異，即具有平行趨勢。回歸結果如表4所示，Treat×Year2013系數為-0.003，Treat×Year2014系數為0.002，Treat×Year2015系數為0.007，且都不顯著，表明實驗組和對照組企業在政策實施前的金融化水平沒有顯著差異，滿足平行趨勢假定。

表4 穩健性檢驗：平行趨勢檢驗

(二)安慰劑檢驗

由于實驗組和對照組企業的情況并不完全相同，企業金融化程度不同還可能是實驗組和對照組企業自身特征和其他不可觀測因素導致的，而不是政策實施所致。為了排除這種可能性對研究結果的影響，本文構建反事實組，將研發費用加計扣除政策的實施年份分別提前1年、2年，將2015年和2014年分別作為“虛擬政策實施年”，設定Treat×Period為實驗組與虛擬政策實施年份的乘積進行回歸。如果交乘項不顯著，則表明“虛擬政策實施”對企業金融化沒有起到抑制作用，企業金融化水平的不同不是由于實驗組與對照組企業個體間存在差異，而是在2016年實施研發費用加計扣除政策導致的。回歸結果如表5所示，列(1)是以2015年為“虛擬政策實施年”進行回歸的結果，Treat×Period系數為0.004，且不顯著；列(2)是以2014年作為“虛擬政策實施年”進行回歸的結果，Treat×Period系數為0.002，且不顯著。虛擬政策實施對制造業企業金融化水平的影響均不顯著，表明企業減少金融資產投資是國家在2016年度執行研發費用加計扣除政策導致的，而不是由于實驗組與對照組之間的固有差異或其他因素。

表5 穩健性檢驗：安慰劑檢驗

(續上表)

(三)傾向得分匹配法

雙重差分法要求實驗組和對照組具有共同趨勢，即企業之間除是否接受處理外，在其他特征上沒有明顯差異。傾向得分匹配法通過將對照組個體按照協變量表現出的個體特性與實驗組進行匹配，使得匹配后的實驗組和對照組個體除是否接受政策處理外，在其他方面沒有較大的差異，在一定程度上可以解決自選擇所產生的偏誤問題。借鑒已有研究，本文以企業年齡(Age)、企業規模(Size)、是否為國有企業(SOE)、盈利能力(ROA)、高管持股比(Hold)、托賓Q值(TobinQ)、資產負債率(Leverage)、企業現金流(CFO)、創新投入與總資產比值(R&D)作為協變量與Treat進行Logistic回歸(吳秋生和王婉婷，2020[27]；王藝凱等，2019[29])，并采用最近鄰匹配法進行一對一匹配。匹配后的結果如表6所示，各變量的標準化偏差均小于10%，且t檢驗統計量均不顯著，認為匹配效果較好。對匹配后的樣本進行雙重差分，結果如表7所示，列(1)不加入控制變量進行回歸，Treat×Period系數為-0.036，且在1%水平下顯著。列(2)加入企業財務層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數為-0.034，且在1%水平下顯著。列(3)加入企業財務和治理層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數為-0.034，且在1%水平下顯著。列(4)為加入企業財務和治理層面控制變量并控制企業個體和年份的固定效應模型，Treat×Period系數為-0.012，且在1%水平下顯著，享受研發費用加計扣除政策的企業比未享受的企業持有的金融資產少1.2%，在進行傾向得分匹配后仍發現研發費用加計扣除政策的實施對企業金融化水平有顯著抑制效應，表明本文研究結論較為穩健。

表6 匹配后的平衡趨勢檢驗

表7 穩健性檢驗：PSM-DID回歸結果

(四)改變因變量的衡量方式

現有文獻對企業金融化的衡量方式尚未形成統一標準，學者對企業持有的金融資產所包含的項目的看法也有所不同，杜勇和鄧旭(2020)[30]將企業持有的金融資產定義為可供出售金融資產、持有至到期投資、交易性金融資產、金融衍生品、發放貸款即墊款、投資性房地產，即不包括買入返售資產和長期股權投資，并用企業持有的金融資產總額除以企業總資產作為企業金融化的衡量標準。本文以杜勇和鄧旭(2020)[30]對企業金融化的定義衡量企業金融化水平并進行回歸，結果如表8所示。列(1)不加入控制變量進行回歸，Treat×Period系數為-0.023，且在1%水平下顯著。列(2)加入企業財務層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數為-0.021，且在1%水平下顯著。列(3)加入企業財務和治理層面控制變量進行回歸，Treat×Period系數為-0.021，且在1%水平下顯著。列(4)為加入企業財務和治理層面控制變量并控制企業個體和年份的固定效應模型，Treat×Period系數為-0.005，且在5%水平下顯著，享受研發費用加計扣除政策的企業持有的金融資產比未受到政策影響的企業少0.5%，研發費用加計扣除政策的實施對企業金融化水平有顯著抑制效應。改變因變量的衡量方式后，研發費用加計扣除政策對企業金融化仍有顯著抑制作用，這說明本文研究結論較為穩健。

表8 穩健性檢驗：改變因變量衡量方式

七 進一步討論

(一)作用機制檢驗

1.“蓄水池”動機

“蓄水池”理論認為企業持有金融資產的目的是維持資金流動性，研發費用加計扣除政策可以通過增加企業現金流，緩解企業持有金融資產的“蓄水池”動機，從而使企業減少金融資產投資。為了探討這一機制，本文采用表示內部現金流充裕度的指標ICA(李連燕和張東廷，2017)[31]作為中介變量進行研究。ICA以經營性現金流與流動負債之比衡量，數值越大表明企業的現金流約束越小。結果如表9列(1)、 列(2)所示，列(1)為企業內部現金流充裕度對政策交乘項進行回歸，政策交乘項系數為0.187，且在1%水平下顯著，表明研發費用加計扣除政策增加了企業現金流。列(2)以企業金融化水平作為因變量，對政策交乘項和企業內部現金流充裕度進行回歸，政策交乘項系數為-0.007，且在5%水平下顯著，表明研發費用加計扣除政策能夠顯著抑制制造業企業金融化水平；ICA系數為-0.012，且在1%水平下顯著，表明企業內部現金流充裕度的提升會使企業減少金融資產投資，內部現金流充裕度具有部分中介效應。研發費用加計扣除政策通過增加企業內部現金流充裕度，緩解了企業將金融資產作為流動性儲藏的“蓄水池”動機，從而抑制企業金融化水平。

2.“投資替代”動機

基于投資替代理論，在實體投資收益不足的背景下，企業為了獲得短期利潤、追求金融資產的高收益，會增加金融資產投資，表現為企業“脫實向虛”。研發費用加計扣除政策可能通過提升企業主業業績減少實體投資收益和金融投資收益的差距，從而弱化企業的投資替代動機。為了探討研發費用加計扣除政策抑制企業金融化的作用機制，本文將企業主業業績作為中介變量進行檢驗。參考已有研究衡量主業業績的方法(張成思和張步昊，2016)[10]，本文主業業績度量如下：

(2)

回歸結果如表9列(3)、 列(4)所示，列(3)為企業主業業績對政策交乘項進行回歸，政策交乘項系數為0.069，且在5%水平下顯著，表明研發費用加計扣除政策對企業主業業績有顯著的提升作用。列(4)為企業金融化水平對政策交乘項和主業業績進行回歸，政策交乘項系數為-0.009，且在5%水平下顯著，主業業績系數為-0.003，且在10%水平下顯著，表明研發費用加計扣除政策和主業業績提升對企業金融化有顯著抑制作用，主業業績具有部分中介作用。研發費用加計扣除政策通過提升主業業績抑制企業的投資替代動機，從而抑制企業金融化。

表9 中介效應檢驗

(續上表)

(二)異質性分析

1.研發費用加計扣除、企業產權性質與企業金融化

國有企業和非國有企業在經營目標和資源稟賦等方面存在差異，研發費用加計扣除政策在不同產權性質企業中的實施效果可能不同。本文將研究樣本劃分為國有企業和非國有企業進行分組固定效應回歸，結果如表10所示，列(1)、 列(2)為研發費用加計扣除政策對不同產權性質企業金融化水平的影響。在國有企業中，Treat×Period系數為-0.002，但并不顯著，表明研發費用加計扣除政策對國有企業金融化水平的抑制效應并不顯著。在非國有企業中，Treat×Period系數為-0.015，且在1%水平下顯著，即非國有企業中，享受研發費用加計扣除政策的企業持有的金融資產比未享受政策的企業少1.5%，表明研發費用加計扣除政策對非國有企業金融化水平具有顯著抑制效應。

首先，國有企業與非國有企業經營目標有所不同。國有企業在關乎國民經濟命脈的關鍵領域發揮重要作用，很多重大經營決策都要服從國家經濟發展和宏觀調控的要求，與民營企業相比往往承擔更多的社會責任，而不以追求利潤為主要目標，導致國有企業以金融資產代替實體投資的投資替代動機較弱。其次，國有企業有國家財政的保障和支持，獲得的稅收、補貼等政策優惠更多。在國有企業面臨虧損時，政府會給予額外資金支持；國有企業具有良好的信譽與形象，更容易獲得銀行貸款等資金支持，導致預算軟約束問題。企業充足的現金流和財政保障使國有企業對研發費用加計扣除政策帶來的稅收優惠的敏感度不高。

2.研發費用加計扣除、企業地理區位與企業金融化

我國不同地區的資源稟賦、經濟發展狀況不同，投資環境存在差異，研發費用加計扣除政策對不同地區企業的效果可能不同。為了探討研發費用加計扣除政策對不同地區企業金融化的影響是否存在差異，本文將樣本分為東部地區和非東部地區企業進行回歸，結果如表10列(3)、 列(4)所示。列(3)為研發費用加計扣除政策對東部地區企業金融化的影響，Treat×Period系數為-0.007，且在5%水平下顯著，即東部地區企業中，享受研發費用加計扣除政策的企業比未享受政策的企業持有的金融資產少0.7%，研發費用加計扣除政策對東部地區企業金融資產投資具有顯著的抑制作用。列(4)為研發費用加計扣除政策對非東部地區企業金融化的影響，Treat×Period系數為-0.002，但并不顯著，表明研發費用加計扣除政策對非東部地區企業金融資產投資的抑制效果不顯著。中國地區發展嚴重失衡，東部和中西部地區企業在技術型人才數量、制度環境和資源稟賦等方面存在較大差異，東部地區有更加完善的要素市場，資源配置效率更高，為要素轉換和融合、實現技術迅速進步提供了有利條件。研發費用加計扣除政策在東部地區的實施能夠與東部地區人才、技術等要素稟賦相結合，轉化為企業創新產出和生產效率的提升，從而更好地促進企業主業發展，抑制企業金融化。

表10 產權性質和企業地理區位異質性

3.研發費用加計扣除、企業生命周期與企業金融化

根據企業生命周期理論，處于不同生命周期階段的企業在產品市場、客戶偏好、同行業競爭者狀況等方面各有特點，研發費用加計扣除政策對企業金融化的影響可能存在差異。參考以往的研究，本文將企業所處生命周期階段劃分為成長期、成熟期和衰退期。已有文獻中劃分企業生命周期的方式主要包括三種：綜合指標法(Anthony和Rames，1992)[32]、單變量法(如選取組織結構、企業年齡、盈利指標等某個指標作為衡量企業生命周期的標準)和現金流量模式法。由于企業在不同生命周期階段的現金流量模式不同，現金流量模式法利用企業在經營活動、投資活動、籌資活動中不同現金流量凈額的正負組合區分企業所處生命周期階段，這種劃分方法可以有效避免主觀選取指標帶來的偏誤，可操作性和客觀性較強，本文采用企業現金流模式法區分企業所處生命周期階段，具體劃分方法見表11，基于此劃分方式得到處于成長期、成熟期、衰退期的企業樣本并進行分組固定效應回歸，結果見表12。列(1)為對處于成長期的企業進行回歸，Treat×Period系數為-0.008，且在5%水平下顯著，即成長期企業中，享受研發費用加計扣除政策的企業比未享受政策的企業持有的金融資產少0.8%。列(2)為對處于成熟期的企業進行回歸，Treat×Period系數為-0.009，但并不顯著。列(3)為對處于衰退期的企業進行回歸，Treat×Period系數為0.018，但不顯著。綜合表明，研發費用加計扣除政策對成長期企業金融化有顯著抑制作用，對成熟期和衰退期企業的效果不顯著。

成長期企業前期資金積累較少，規模較小，且難以獲得銀行等金融機構的支持，導致企業內外資金來源相對不足(黃宏斌等，2016)[33]，現金流較為有限，而該階段的企業需要大量研發投入以獲得市場認可和提升市場地位，企業對研發費用加計扣除政策紅利較為敏感；成熟期企業擁有較為穩定的盈利能力，積累了較多的利潤，且更容易獲得銀行貸款、政府補貼及其他政策優惠，企業融資約束較小，采用金融資產作為流動性儲藏和投資替代的動機較弱，研發費用加計扣除政策通過改善企業現金流和提升企業業績抑制金融資產投資的效應并不顯著；企業進入衰退期后，經營業績下降，面臨財務狀況惡化、經營風險加大、產品銷路不佳等問題，顧客對產品的需求減少，產品瀕臨淘汰，此時管理者傾向于多元化配置資產，并通過增加金融資產投資獲取高額收益，企業配置金融資產的逐利動機更加明顯，進行研發創新的熱情不高，對研發費用加計扣除政策的敏感性也不高。

表11 企業生命周期識別方式

表12 企業生命周期異質性

(三)研發費用加計扣除政策與經濟增長方式轉變

如果研發費用加計扣除政策只是減少了制造業企業金融資產投資而未激勵企業增加在生產領域的投資，那么并不能實現制造業轉型和經濟增長方式轉變，為制造業高質量發展所作的貢獻就較為有限。本文在驗證研發費用加計扣除政策抑制企業金融投資的基礎上，進一步探討該政策對于引導企業從投資驅動轉變為創新驅動，并發揮金融資產反哺實體投資方面的作用。

研發費用加計扣除政策規定企業費用化的研發支出和資本化形成無形資產的攤銷在據實扣除的基礎上加計扣除，鼓勵企業在生產領域進行投資。本文從企業創新投入和固定資產投資兩方面探討該政策對企業實體投資的影響，以企業研發創新支出與總資產之比衡量企業創新投入水平，以“(固定資產+在建工程+工程物資)/總資產”衡量固定資產投資強度。借鑒已有研究，本文以企業規模(Size)、資產負債率(Leverage)、企業現金流(CFO)、營業利潤增長率(Growth)、是否為國有企業(SOE)、高管持股比(Hold)和是否兩職合一(DUL)作為控制變量進行回歸(李新等，2019)[28]。

表13 研發費用加計扣除與企業創新投入、固定資產投資

(續上表)

回歸結果如表13所示，列(1)、 列(2)為以企業創新投入為因變量的回歸結果。列(1)以研發費用加計扣除政策為自變量進行回歸，Treat×Period系數為0.002，且在1%水平下顯著，表明研發費用加計扣除政策促進了企業研發創新投入。列(2)加入企業金融化水平和金融化水平與政策交乘項的乘積進行回歸，Fin系數為-0.007，且在5%水平下顯著，表明企業持有金融資產會對企業創新投入產生擠出效應，Fin×Treat×Period系數為0.034，且在5%水平下顯著，表明研發費用加計扣除政策緩解了這種“擠出效應”，使企業金融投資更好地發揮反哺企業創新的作用。

列(3)、 列(4)為以固定資產投資為因變量的回歸結果。列(3)以研發費用加計扣除政策交乘項作為自變量進行回歸，Treat×Period系數為0.007，但不顯著，表明研發費用加計扣除政策對企業固定資產投資的促進作用并不顯著。列(4)加入企業金融化水平和金融化水平與政策交乘項的乘積進行回歸，Fin系數為-0.243，且在1%水平下顯著，表明企業金融資產投資對企業固定資產投資也存在擠出效應，但Fin×Treat×Period系數并不顯著，表明研發費用加計扣除政策不能緩解金融資產投資對企業固定資產投資的擠出效應。研發創新活動和固定資產投資都需要企業大量的資金投入并承擔較大的風險，研發費用加計扣除政策通過允許企業研發投資資本化和費用化支出加計扣除，減小了企業進行創新活動的納稅基礎，直接降低了企業的研發成本，相當于由國家承擔了企業進行研發活動的風險，從而激勵企業進行創新投資。但該政策對企業固定資產投資成本和風險方面的作用較小，對企業進行固定資產投資的激勵作用并不顯著。

八 結論與啟示

近年來，制造業創新動力不足、產能過剩和金融行業過熱并存，制造業企業的金融資產投資呈連年增長趨勢，由此帶來資金空轉、金融系統性風險增加、擠占企業資源等問題，不利于中國經濟的健康發展。本文基于我國研發費用加計扣除政策頒布實施的政策背景，以2013—2020年中國滬深兩市制造業上市公司為樣本，運用雙重差分法對研發費用加計扣除政策的實施效果進行研究。結果顯示：(1)研發費用加計扣除政策抑制了制造業企業的金融資產投資行為，且這種抑制效應在非國有企業、東部地區企業和成長期企業中更加顯著。(2)研發費用加計扣除政策一方面通過增加企業內部現金流，緩解企業將金融資產作為流動性儲藏的“蓄水池”動機，抑制了企業金融化；另一方面，通過提升企業主業業績，緩解企業追逐金融資產高收益的“投資替代”動機，降低了企業金融化水平。(3)企業持有金融資產會擠出企業實體投資，研發費用加計扣除政策能夠促進企業創新投入并緩解金融資產投資對企業創新投入的擠出效應，但對企業固定資產投資的影響不顯著。本文為進一步理解企業金融化投資動機，多角度評估研發費用加計扣除政策效果，完善國家政策體系、促進制造業轉型和高質量發展提供了一定參考。

根據上述研究結論得到的政策啟示為：首先，研發費用加計扣除政策對促進制造業企業創新投入、抑制企業“脫實向虛”方面有積極的影響，有利于轉變經濟增長方式、實現創新驅動的新發展理念、促進制造業高質量發展。要堅持并擴大研發費用加計扣除適用范圍，鼓勵實體經濟發展，加快實施創新驅動發展戰略，推動發展質量變革、效率變革、動力變革，實現經濟高質量發展。其次，研發費用加計扣除政策在不同類型企業中的實施效果不同，應因地制宜、因企施策，避免政策“一刀切”，實現“一行一政策”“一企一政策”的精細化稅收政策；深化國有企業改革，激發國有企業創新動力，發揮國有企業資源優勢和模范帶頭作用；改善西部地區營商環境、創新環境，為中西部地區發展動力變革和轉型發展提供支持。最后，由于企業“脫實向虛”進行金融資產投資以投資替代為動機，施行減稅降費政策促進實體經濟發展的同時也應關注金融體制改革，提升金融監管有效性，強化風險防范機制和風險警示制度，防范系統性金融風險。