广东省税收优惠政策对先进制造业技术创新的激励效应

朱成钢

[摘 要]基于2014年广东省A股和创业板、中小板上市先进制造业公司的数据，采用实证方法从优惠税种的角度检验了税收优惠政策对企业技术创新的激励效应。结果表明，所得税优惠的激励比流转税更强，直接优惠的激励比间接优惠更强，但上述激励效应在统计上均不具有显著性。这表明广东省的税收优惠政策还存在亟待思考和调整的方面。

[关键词]税收优惠政策；技术创新；广东省；先進制造业

[中图分类号]F810.42

[文献标识码]A

[文章编号]2095-3283（2017）07-0049-03

一、问题的提出和实证假设

技术创新是提升一国经济可持续发展能力以及竞争力的重要动力。“十一五”规划提出，加快提高自主创新能力是我国经济发展的重要任务，是加快转变经济增长方式、增强我国综合国力和竞争力的迫切需要。响应中央的号召，广东省人民政府于2012年11月2日发布了《广东省先进制造业重点产业发展“十二五”规划的通知》，为进一步提升广东省先进制造业自主创新能力、发展核心技术提供了总的提纲。回顾历史，鉴于现实中存在的与技术创新有关的市场失灵现象，当局普遍通过税收优惠政策来激励企业增加研发投入，由于税收优惠是通过市场而非政府来调配企业的技术创新活动，其市场扭曲作用较小，企业自主决策程度高，而且政策灵活性也较高，因而更受企业欢迎。

但是，国内外研究就税收优惠政策对激励企业创新是否有效这一问题并未取得一致结论。美国学者在20世纪80年代早期的研究中发现，研发支出对税收弹性很小甚至没有弹性，从而税收优惠可能不具有激励研发创新的作用，但在20世纪80年代后期的研究中又得出了相反的结论。这说明税收优惠是影响创新的激励效应的重要因素。陈晓（2001）用1998年我国各省市的宏观数据检验了增值税税负和研发投入之间的关系，结论是二者之间不存在显著的负相关。朱平芳（2003）发现，上海市政府针对科技进步的税收减免对大中型工业企业增加自筹研发资金的行为具有积极作用。娄贺统和徐浩萍（2009）基于对2004年在沪深两市信息技术、电子、医药与生物制品三个行业的上市公司数据所做的实证分析，发现税收优惠政策对企业创新具有显著激励作用，但是文章使用的数据在时间上大幅度落后于研究要提供政策参考意义的期间，在一定程度上削弱了结论的相关性和可靠性。

综上可见，目前国内较缺乏着眼于公司层面数据的研究。本文使用广东省2011年沪深两市的A股公司和中小板、创业板公司的数据检验了广东省税收优惠政策对电子、机械设备、信息技术这三个先进制造业技术创新的激励效应，旨在从发展成熟的大型企业以及对税收优惠反应敏感并且在理论上更具有创新欲望的中小企业两个层面考察激励问题，为广东省“十二五”规划促进创新的战略目标提供决策参考。

二、变量指标、数据和模型设计

（一）变量指标

现有文献衡量技术创新程度有两个角度，即研发投入和研发成果。研发成果通常是指专利和专有技术等，但限于会计准则对确认该类资产的规定，公司研发成果数据难以获得。研发投入包括研发资金投入和研发人力投入，由于公司可能为了获得税收优惠或树立市场形象而夸大研发资金投入（Kamien，1975），因此研发人力投入或许是更客观的创新程度衡量方式，具体的指标是公司研发或技术人员占员工总数的比重（Kelly，1970）。

（二）数据

由于电子、机械设备、信息技术这三个行业具有较积极的创新行为，因此考察重点在于以上三个行业。研究的创新数据和财务数据分别来自对公司年报的手工整理和国泰安数据库，样本公司是2014年广东省A股上市公司以及中小板、创业板的上市公司。研究剔除了缺失数据的个体，此外鉴于个别公司的数据出现大幅度落差，还按照3倍标准差原则做了进一步筛选：A股公司方面，原有样本公司122家，缺失数据的为17家，按3倍标准差原则需剔除9家，最终样本量为96；中小板和创业板公司方面，原有样本公司99家，缺失数据的为16家，按3倍标准差原则需剔除16家，最终样本量为67。以上数据剔除过程如表1所示。

以上各变量含义如下：

TRS为被解释变量，即公司研发或技术人员人数占公司员工总数的比重。

模型1中的解释变量为是否享受所得税优惠（IncTaxP）以及是否享受流转税优惠（IndTaxP），均为虚拟变量，若公司享受相应的税收优惠则变量取值为1，否则为0。按前文假设，2个变量均与研发或技术人员比重成正相关。

曾庆生和陈信元（2006）认为公司规模、公司盈利能力、成长性、财务状况以及行业特征是影响公司对员工需求的重要因素，研究参考该结论对以下变量进行控制：

Lnasset即年末总资产的自然对数，衡量企业规模，由于资产规模越大，管理人员可能越多，从而稀释了研发或技术人员比重，于是二者呈负相关。

Roe为当年净资产收益率，衡量盈利能力，盈利能力越强，可投入研发的资源越多，因此Roe与研发或技术人员比重为正相关。

DebtRatio为年末负债比率，该比率越高，则公司的资金使用受到越多的限制，可投入研发的资源越少，因此预期该变量与研发或技术人员比重呈负相关。

Growth为当年销售增长率，衡量公司成长性，增长越快，则对业务规模的扩大要求越紧迫，因此需要投入更多的人力资源，故而该变量与研发或技术人员比重成正相关。

最后是行业控制变量，Ind1El表示是否电子行业，Ind2Inf表示是否设备制造行业，二者均为虚拟变量，若公司属于相应行业，则变量取值为1，否则为0。

三、实证结果及其分析

（一）A股上市公司

A股上市公司的模型回归结果如表2所示。

首先，模型在高于0.01的水平上呈现强的整体显著性；其次，所得税优惠变量和流转税优惠变量的系数符号都与假设一致，但是二者都不具备统计显著性，且前者数值远大于后者数值，后者数值（0.001）相对来说十分小，几乎不具备经济显著性。至此，就A股公司来说，假设1遭到拒绝。再次，β1>β2，说明所得税优惠政策对创新的激励效应较流转税优惠政策更强，假设2也遭到拒绝。最后，信息行业虚拟变量系数显著为正且其数值约相当于常数项的1/2，具备经济显著性，说明对A股公司来说，信息行业的行业特征对提高研发人员比重有正向作用。负债比率的系数显著为负，与预期一致，且系数数值相对较大，说明公司资金受到的债务约束确实会对研发的人力投入造成限制。

（二）中小板、创业板上市公司

中小板、创业板上市公司的模型1回归结果如表3所示。

首先，模型在高于0.05的水平上呈现较强的整体显著性。其次，所得税优惠变量的系数符号與假设一致，但流转税优惠变量的系数符号与假设相反，且二者均不具备统计显著性。至此，就中小板和创业板公司来说，假设1也遭到拒绝。再次，β1>β2仍然成立，假设2仍然遭到拒绝。最后，对A股公司来说，呈现显著性的信息行业虚拟变量在这里也失去了显著性，说明对中小板和创业板公司来说，信息行业的行业征对解释研发人员比重没有作用。负债比率的系数仍然显著为负，与预期一致，且系数数值相对较大，说明中小板和创业板公司中也存在负债越多则研发投入越少的现象。

四、结论

根据模型回归结果，广东省税收优惠政策——包括所得税优惠政策和流转税优惠政策，在A股公司、中小板及创业板公司两个层面上，对先进制造业的技术创新都不具备统计上显著的激励效果。究其原因，有以下两个方面：

第一，广东省现行税收优惠政策存在滥用之势，导致激励效果甚微。尽管政府对对绝大多数先进制造业企业都给予了所得税优惠或流转税优惠，但这些企业本身的技术创新热情并没有显著提高， 比如很多企业落户高新区正是出于套取所得税优惠的目的，多数企业的生存空间及其表现出来的持续发展能力背后的支撑正在于享受税收优惠，税收优惠激发企业技术创新的政策目标在现实中被扭曲而本末倒置（匡小平，肖建华，2008）。

第二，先进制造业的发展受到政治、社会等诸多因素的影响，广东省建设现代产业体系、推进产业转型升级发展的战略是高瞻远瞩的正确选择， 但自主创新能力的成长受到各种宏观政策的制约， 税收政策仅是其中一个方面， 各种宏观经济政策的协调和配合是税收优惠政策在促进自主创新能力培育方面发挥作用的关键之一，仅仅依靠税收优惠的创新激励政策难以实现预期效果。

综上，广东省出于激励企业进行技术创新的税收优惠政策还存在许多有待进一步应用实践的空间。

[参考文献]

[1]陈晓，保荣.对增值税转型的几点逆向思考[J].税务研究，2001（5）：27-31.

[2]朱平芳，徐伟民.政府的科技政策对大中型工业企业R&D投入及其专利产出的影响[J].经济研究（6）：45-53.

[3]娄贺统，徐浩萍.政府推动下的企业技术创新： 税收激励效应的实证研究[J].中国会计评论，2009，Vol7（2）：191-205.

[4]曾庆生，陈信元.国家控股、超额雇员与劳动力成本[J].经济研究，2006（5）.

[5]邓可斌，丁重.中国为什么缺乏创造性破坏—基于上市公司特质信息的经验证据[J].经济研究，2010（6）：66-79.

[6]Kelly， T.M..The influences of firm size and market structure on research efforts of large multiple-product firms[D].Oklahoma State University，1970.

[7]Kamien， Morton I， Nancy L. Market structure and innovation： A survey[J].Journal of Economic Literature，1975（13）：1-37.

（责任编辑：乔虹 董博雯）