R&D税收激励与中国高新制造企业创新的非线性关系研究※——基于企业规模、市场竞争程度的调节效应分析

吴松彬 张 凯 黄惠丹

内容提要：该文基于2012-2015年全国高新技术制造企业税收调查数据，从创新投入和产出两阶段考察R&D税收激励与高新制造企业创新的非线性关系，并探讨企业规模、市场竞争程度对R&D税收激励的调节作用。研究表明：R&D税收激励与高新制造企业创新投入呈显著的U型关系，与创新产出短期内并无显著的U型或促进作用，但长期内对高新制造企业创新产出具有挤入效应。进一步检验企业规模、市场竞争程度对高新制造企业R&D税收激励效应的调节作用，发现小规模企业的创新投入R&D税收激励作用较好，而大规模企业的创新产出R&D税收激励效应较好。市场势力和市场集中度衡量的市场竞争程度对企业创新产出的R&D税收激励效应不显著，但对企业创新投入的R&D税收激励效应的调节作用较明显。即高新制造企业较高的定价权会弱化R&D税收激励作用，而市场集中度较高则会强化R&D税收激励效应。这一定程度上印证了市场竞争程度对R&D税收激励效应具有倒U型调节效应。

一、 引言与文献回顾

改革开放近40年，中国虽创造了“中国奇迹”，成为世界制造大国，然而传统的要素粗放型驱动经济发展方式制约着中国经济可持续发展，制造业“大而不强”，自主创新能力不足，在全球制造业价值链上处于弱势地位。随着美国重振制造业、德国工业4.0领跑全球高端制造产业发展，中国提出“中国制造2025”发展战略，旨在提高自主创新能力，转变制造业发展方式，实现中国制造业向全球价值链的攀升。而轰动业界的“中兴危机”事件则映射出中国高新制造企业还有很多“卡脖子”的关键技术需重点突破。因而，探析制约中国高新制造业技术创新的影响因素具有现实意义。

企业创新的关键影响因素研究一直是国内外研究人员和决策者关注并深究的议题。早在1942年，“创新理论之父”熊彼特就指出企业规模、市场竞争程度对企业创新的重要作用。熊彼特(Schumpeter，1942)率先指出大规模企业较小规模企业具有较强的市场支配力和创新投入，拥有垄断地位的企业有更强的创新能力。而Arrow(1962)认为垄断地位的企业可能会抑制企业创新，构建经济模型推导发现相较于垄断市场环境，竞争市场环境对企业创新的激励作用更明显。Aghion et al.(2005)融合熊彼特创新思想建构渐进创新模型，研究表明企业创新随着市场竞争程度的增加呈先增后减的趋势，即两者存在倒U型关系，且实证检验了该假说。这是因为竞争不仅激励企业增加创新额外利润，还会削弱落后者的创新激励。

但随着中国提出建设创新型国家战略以来，中国学者对“熊彼特假说”是否适用中国企业创新的研究也层出不穷。张杰等(2007)利用江苏省问卷调查数据发现企业规模与企业创新呈显著的倒U型，与安同良和施浩(2006)的结果相反，其原因可能是行业内部差异。聂辉华等(2009)基于规模以上工业企业数据，利用Tobit模型研究发现企业规模、市场竞争与企业创新呈显著的倒U型。孙早等(2016)利用中国A股战略新兴产业数据，研究发现企业规模与企业创新呈显著的∽型关系，而市场竞争与企业创新并无显著联系。无论是理论分析还是经验研究，毋庸置疑的是企业规模、市场竞争程度对中国企业创新具有重要影响。

中国高新制造业作为高新技术领域的典型代表，享受了大量的R&D税收优惠。虽然目前中国尚无针对中国高新制造业制定R&D资助政策，但高新制造企业享受了高新技术领域大量的R&D支持。若忽视R&D税收激励对中国高新制造业创新的影响，则难以全面揭示中国高新制造企业创新的关键影响因素，进而限制决策者制定更精准有效的中国高新制造业创新扶持政策。创新活动具有较高的风险和技术外溢性，而R&D税收激励一定程度上可以帮助企业分担研发成本和降低研发风险，因而R&D税收激励的有效性也一直是研究人员和决策者关注的重点。关于R&D税收激励对企业创新的影响，不少文献多集中探讨R&D税收激励与企业创新的线性关系，如R&D税收激励对企业技术创新具有正效应(Rao，2016)；R&D税收激励对企业创新并无明显的促进或抑制作用(杨国超等，2017；黎文靖和郑曼妮，2016)。但高新制造企业在不同创新阶段的要素投入、研发风险具有差异，政府“一刀切”的税收优惠标准也可能会导致R&D税收激励效果存在不足或者过度的可能。特别是现实中存在部分企业为骗取补贴而进行“策略性创新”的事实更让人深思：大量R&D税收激励的真实效果如何？R&D税收激励是不是越多越好？鉴于此，本文重点考察R&D税收激励与中国高新制造企业创新是否存在非线性关系，以及进一步探讨企业规模和市场竞争程度对R&D税收激励效应是否具有调节作用。

与既有研究相比，本文的边际贡献有三点：一是研究内容上，重点考察R&D税收优惠与企业创新是否存在非线性关系，不同于以往多集中探讨R&D税收优惠与企业创新的线性关系；二是数据上采用目前关于高新技术行业可获得的最大的企业层面数据集——2012-2015年高新技术企业税收调查数据，其丰富的R&D支出和税收减免指标，可有效解决R&D税收减免指标缺失造成的R&D激励效应估计偏差问题；三是研究视角上，充分考虑企业规模、市场竞争对R&D税收激励的调节作用，全面揭示R&D税收激励对企业创新的影响。本文余下部分安排如下：第二部分是阐述理论分析与研究假说，第三部分是介绍计量模型、变量选择、数据来源和描述性统计，第四部分是报告研究结果，第五部分是结论与政策启示。

二、 理论分析与研究假说

R&D税收激励是创新企业和政府为了维护税收收入和企业发展平衡所做出的妥协。过高和过低的R&D税收激励均不利于社会福利的最大化。具体来看，如图1所示，若税收优惠不足(b点左侧，如a点)意味着税收优惠对企业的激励效应不明显，即R&D税收优惠政策引起的R&D增量不明显，R&D税收优惠并未取得预期效果；税收优惠过度(b点右侧，如c点)意味着税收优惠对企业的激励效应呈递减趋势，即大规模税收优惠带来的R&D增幅下降，此时全社会R&D资源并未得到最优配置。因此，只有在税收优惠适度的情况(点a和点c之间)下，政府和企业才达到新的均衡，即政府税收收入最大化以及税收对企业创新的激励效应最强。中国高新制造业属于研发密集型行业，当企业研发投入较小时，R&D税收激励可抵消相应的研发风险，此时R&D税收激励与企业研发投入正相关。然而在信息不对称条件下，政府无法及时了解掌握高新制造企业内部的研发活动具体信息，特别是政府“一刀切”的优惠政策门槛易导致R&D税收激励过度甚至增加企业逆向选择的可能性。如杨国超等(2017)研究发现高新技术企业为骗取巨额补贴进行策略性创新，此时R&D税收优惠力度与企业研发呈现负相关关系。于是本文提出假说1。

假说1：中国高新制造业企业的R&D税收激励与企业创新之间呈倒U型关系。

图1 R&D税收激励效应与税收优惠支持力度倒“U”动态图资料来源：作者自制。

不同规模企业的研发资源、研发风险承受能力和研发意愿不同，间接影响R&D税收激励效应。具体来说，小规模企业多处于企业初创期，还未形成稳定的税前利润，自有研发资金匮乏，且投资者因小规模具有较大的经营风险而保持观望态度，外部融资受限。受制于市场研发经验匮乏和管理流程尚不完善，小规模企业难以承担较高的研发风险。而R&D税收激励一定程度上可分担研发成本、降低风险，且小规模企业享受的R&D税收优惠政策较少，因而小规模企业更会充分发挥有限的R&D税收优惠政策，积极研发提升企业盈利水平进而增加市场份额。相较于大规模企业，小规模企业的创新投入的R&D税收激励作用更强。而大企业则多是成长期或已步入成熟期，拥有较为稳定的利润水平和占据一定的市场份额。虽具有较为顺畅的融资渠道、较低的研发风险和较高的风险承担能力，但其R&D资金分配较为固定，存在一定的研发刚性，灵活性不够。在创新产出方面，大规模企业的创新链条较为完善，创新产出较为稳定。而目前R&D税收激励多集中于创新产出端，因此R&D税收激励对大规模企业的创新产出作用较小规模企业的大。于是本文提出假说2。

假说2：小规模企业创新投入的R&D税收激励作用较强，大规模企业创新产出的R&D税收激励效应较好。

R&D税收激励效应随着市场竞争强弱而发生变化。“熊彼特效应”(Schumpeter effect)和“逃离竞争效应”(Escape effect)谁占主导是市场竞争对企业创新的微观动力机制的真实体现。本文将根据Aghion et al.(2005)构建的研发投入迭代博弈过程阐述市场竞争对R&D税收激励的调节作用。根据R&D税收激励的作用机制，本文的一个基本假设是企业R&D投入越多，那么R&D税收激励效应越强。R&D税收激励效应随市场竞争的动态变化如表1所示。本部分将以两家不同创新等级的企业研发动态博弈为切入点，重点阐释R&D税收激励效应如何随着市场竞争强弱呈现倒U型变化趋势。假设甲企业领先乙企业h个创新单位，在初期的追赶阶段(即所谓的“LL”(Leader-Laggard)型竞争模式)，甲企业已经获得超额垄断利润，若甲企业进行研发，研发将挤出甲企业的垄断租金。受利润最大化动机驱动，甲企业会放弃参与研发竞争。而技术相对落后的乙企业并未获得任何超额利润，为提高下一期获得超额利润的可能性，乙企业必须参与研发竞争。因此在该阶段，垄断使得R&D税收激励对乙企业激励作用较大，而甲企业次之。在同质竞争阶段(即所谓的“NN”(Neck-Neck)型竞争模式)，乙企业经过追赶阶段的创新累积，攫取了甲企业另一半的超额利润，其创新能力与甲企业基本持平，实现两家企业垄断租金共享。同时两家企业为互相争夺垄断租金从而加大研发进行新一轮的研发竞争。此时R&D税收激励对甲企业和乙企业都发挥了作用，因此R&D税收激励取得了预期效果。在超越阶段，经过同质竞争阶段的创新过程，乙企业超越甲企业获取了全部的超额利润，此时乙企业和甲企业的市场地位与追赶阶段相反。而乙企业为避免继续研发挤出自身的垄断租金，放弃研发以获得最大的垄断利润。在该阶段，新垄断局面使得R&D税收激励对甲企业激励作用较大，而乙次之。综合考虑三个不同创新发展阶段，R&D税收激励效果随市场竞争先增后减，因而本文提出假说3。

假说3：市场竞争对R&D税收激励效应具有倒U型调节作用。

三、 研究设计

1. 计量模型与变量选择

本文探讨R&D税收激励(ince)与企业创新(yi t)的非线性关系，且重点考察企业规模(size)和市场竞争程度(市场势力power及市场集中度hhi)对R&D税收激励效应的调节影响。首先构建如下基本面板计量模型：

(1)

其中，被解释变量yi t是企业创新的替代变量，企业创新分别从创新投入(企业研发强度rds)和创新产出(创新产出lgsa)来展开。解释变量包括企业规模size、R&D税收激励ince、市场势力power和市场集中度hhi及其各自的非线性项。εi t是随机干扰项。

表1 三个创新发展阶段两家企业的动态研发博弈过程及R&D税收激励效应的动态演化

资料来源：作者计算整理，下表同。

(ΓX)i t为控制变量组，包含企业成长性(time)、盈利能力(roa、roe)和时间效应(year)等。具体表达式如下：

(ΓX)it=γ1timeit+γ2roait+γ3roeit+γ4areait+γ5induit+γ6yearit

为考察企业规模与企业创新的非线性关系，在式(1)的基础上加入R&D税收激励的二次项ince2作为控制变量，另外，为考察企业规模(size)、市场竞争程度(市场势力power和市场集中度hhi)对R&D税收激励的调节效应，在式(1)的基础上，分别引入企业规模与R&D税收激励、市场势力与R&D税收激励、市场集中度与R&D税收激励的交乘项，分别记作ince×size，ince×power，ince×hhi。可得如下面板回归估计方程：

(2)

(3)

(4)

被解释变量、解释变量、控制变量的详情如下，主要变量定义见表2。

(1) 被解释变量。创新是一个投入产出的高风险、高收益的生产过程。在创新投入[注]非常感谢匿名审稿人的从创新投入和创新产出两个角度考虑企业创新的宝贵建议。方面，本文用研发强度衡量企业创新，用企业研发支出与销售收入之比来定义企业研发强度，记为rds；在创新产出方面，由于所使用数据库并不包含常用的新产品收入或专利等数据，而包含了丰富的R&D税收减免指标，因而本文根据企业减免税代码判断其是否享受了15%税率式R&D优惠政策，进而筛选出国家级高新技术企业作为研究对象，并将样本对应的销售收入作为高新制造企业创新产出指标。这是因为高新技术企业认定标准对国家级高新技术企业的创新产品收入进行了限定，即近一年高新技术产品(服务)收入占企业同期总收入的比例不低于60%[注]科技部财政部国家税务总局关于修订印发《高新技术企业认定管理办法》的通知，http://www.innocom.gov.cn/gxjsqyrdw/ztwj/201602/5e7d1f23faf547de9de2aff3ce9f434a.shtml。。

(2) 核心解释变量。R&D税收激励通过R&D应税抵扣或R&D税收抵扣的方式降低税负从而刺激企业加大R&D投入。以税负减免作为R&D税收激励测量变量，最能体现政府税收支持对企业创新的影响。本文采用税收优惠额与应缴税额之比定义R&D税收激励，记为ince。为进一步探讨R&D税收激励与企业创新投入的非线性关系，本文引入R&D税收激励的平方项，记为ince2。

(3) 控制变量。企业规模(size)。参考聂辉华(2009)的做法，在估计创新投入方程时，本文选取销售收入的自然对数来定义企业规模，记为size。为全面研究企业规模与创新之间的非线性关系，本文逐步引入企业规模的平方项，记为size2。另外在估计创新产出模型时，为避免多重共线性问题，选取企业总资产的对数及其平方项作为企业规模的替代变量。

市场竞争程度。不少文献(吴延兵，2007；姜付秀和刘志彪，2005)用市场势力(power)和市场集中度(hhi)来刻画市场竞争程度。借鉴孙早等(2016)的做法，本文采取销售毛利率作为市场势力的衡量指标，借鉴姜付秀等(2005)的计算方法计算赫芬达尔指数来定义市场集中度，记为hhi。

调节变量。为考察企业规模、市场势力、市场集中度对R&D税收激励的调节作用，本文还引入企业规模(size)二元分组虚拟变量、市场势力、市场集中度与R&D税收激励的交乘项，分别记为ince×size，ince×power，ince×hhi。

另外，本文在考虑企业规模、市场竞争程度和R&D税收激励对企业创新的影响时，还控制了企业成熟度、盈利能力、区域、行业等因素。

表2 主要变量定义

2. 数据来源

本文所用的高新技术企业数据全部来源于2012-2015年全国税收调查数据。该调查数据来自财税部门对全国税收的年度调查，由各地地税机关具体负责，并通过网上直报方式汇总而成，其中包含企业总资产、研发投入、销售收入以及微观个体税收优惠金额。为更好地研究，本文删除了财务数据缺失，以及企业总资产为零及以下、营业收入为零的样本。研发强度变量rds、R&D税收激励力度变量ince、企业市场势力变量power均经剔除、缩尾(比例均为1%)等处理，最后形成观测数为33508的非平衡面板数据集。

四、 实证结果分析

1. 创新投入实证分析

表 3探讨了R&D税收激励与企业创新投入的非线性关系及企业规模、市场竞争程度对R&D税收激励的调节影响。其中分别将市场势力和市场集中度作为市场竞争程度的衡量指标，来考察市场竞争程度对中国高新制造企业R&D税收激励效应的调节效应。在控制了企业规模(size)、市场势力(power)、市场集中度(hhi)、企业成熟度(time)、企业盈利能力(roa和roe)等变量后，表 3中第(1)列为R&D税收激励与企业创新投入的回归结果。表 3中第(2)-(6)列分别是在第(1)列基础上逐次引入R&D税收激励的平方项ince2及企业规模的平方项size2，R&D税收激励分别与企业规模、市场势力和行业集中度的交乘项，以此分别检验高新制造企业规模、市场势力、市场集中度对R&D激励效应的调节作用。下面对表 3的回归结果进行归纳和简要的讨论。

中国高新制造业享受了大量R&D税收激励，这符合企业创新需要政府支持的基本理论。那么一个很自然的问题不可忽视，是否存在一个最优的R&D税收激励，使得R&D税收激励政策能够最大化企业R&D投入。其次，哪些因素影响了R&D税收激励效应的强弱。基于回答上述两个问题的逻辑，本文在控制其他因素时，列(1)考察了R&D税收激励与企业R&D投入二者之间的关系。实证结果显示，变量ince的系数为负，但未通过显著性检验，这显然与已有研究不符。一个可能的解释是，R&D税收激励与企业创新投入可能存在非线性关系，如U型关系。为验证该假设，列(2)是在列(1)基础上引入了R&D税收激励的平方项的实证结果。从模型回归结果看，ince2的系数显著为正，说明R&D税收激励与企业创新存在显著的U型关系，意味着假设的最优R&D税收激励不存在。这或许与政府对科技创新扶持的理念不符。然而这恰恰说明中国R&D税收支持政策还需进一步完善优化。不少学者发现中国“一刀切”式R&D财税政策并未取得预期效果，如杨国超等(2017)、徐长生和孔令文(2017)发现企业的研发强度并未因高新技术企业认定而发生明显变化，说明部分企业享受R&D税收优惠政策更多是进行“策略性”创新骗取补贴，而非实质性创新。

表3中列(4)-(6)的实证结果揭示了中国高新制造业企业规模、市场势力和市场集中度对R&D激励效应的调节作用。规模调节变量ince×size在5%水平显著，说明企业规模越小，R&D激励效果反而越好，这与白俊红等(2010)的R&D资助对小规模企业激励效果更好的研究结论吻合。因为小规模企业受限于内部研发资金的匮乏和外部融资的困难，且缺乏市场研发经验和管理流程尚不完善，难以承担较高的研发风险。而R&D税收激励一定程度上分担了研发风险和成本，且可享受的R&D税收优惠政策较少，因而小规模企业会更充分运用R&D税收激励政策，积极研发提升企业盈利水平进而增加市场份额。

表 3中列(5)-(6)的实证结果显示，市场势力对中国高新制造企业的R&D税收激励效应变量(ince×power)系数显著为负，说明中国高新制造企业较高的定价权弱化了R&D税收激励作用；市场集中度对中国高新制造企业的R&D税收激励效应变量(ince×hhi)系数显著为正，说明中国高新制造业较高的行业集中度会强化R&D税收激励效应。这意味着行业越集中，R&D税收激励效应越强。然而市场势力和市场集中度并无明显的正相关关系，比如一个双寡头市场结构，具有很高的市场集中度，但两家的市场势力可能都很小(聂辉华等，2009)，因而市场竞争程度对R&D税收激励效应的调节作用不明确。对上述现象的可能解释是，中国高新制造企业正处于模仿式创新阶段，且易受地方保护主义影响，因而较易建立一定的市场势力。而基于Aghion et al.(2005)的成本收益视角，企业不会选择成本较为高昂的研发活动作为利润长期动力来源，因此该势力在短期内反而会削弱R&D税收激励效应；长期内，企业在获得较高的垄断势力后反而会加大研发投入，维护已有的市场势力，因而R&D税收激励长期内会发挥功效。这与Aghion et al.(2005)提及的较高市场垄断会削弱企业创新的假说不符，但却一定程度上印证了本文提出的假说3，即市场竞争度对R&D税收激励效应的调节作用呈倒U型特征。

在控制变量方面，企业规模与企业创新投入呈现正相关，说明规模越大，企业创新投入的可能性越强。以企业销售收入衡量中国高新制造业规模变量与以研发强度定义的企业创新投入呈显著U型关系，这与安同良和施浩(2005)的企业规模与企业创新的V型关系结论类似[注]安同良和施浩(2005)的研究对象也是高新技术企业。，而与朱恒鹏(2006)、张杰等(2007)的研究结论相反。出现上述差距的很大可能是样本选择问题。本文数据来源于全国高新技术企业调查数据，是中国高新技术企业的典型代表，而安同良等(2005)、朱恒鹏(2006)和张杰等(2007)的数据来源于中国局部省份的调查数据。自2006年创新型国家建设战略提出以来，中国高新制造企业规模与企业创新的关系或许已悄然发生变化。中国高新制造企业规模与企业创新投入呈显著的U型关系，也符合现阶段中国高新制造企业正处于从渐进式创新(传统产业)向突破式创新(未来产业)过渡的关键时期。这和孙早等(2016)研究的早期企业创新与企业规模呈负向关系，中期企业规模与创新呈现正向关系的观点相似。其原因是早期企业限于内部资金和外部融资困难，对基础性研发还处于摸索过程，不敢贸然加大研发投入，其研发投入增速慢于企业规模增速，因而创新活动与企业规模曲线呈下降趋势。而中期企业处于快速上升期，已初步取得研发成果和创新产品，在同行业竞争日趋激烈背景下，其研发投入速度快于企业规模增速，因此创新活动与企业规模曲线呈逐步上升态势。这也意味着，新时期中国高新制造业规模持续扩大并不一定会抑制创新，反而会促进企业创新。另外以市场势力与市场集中度刻画市场竞争的两个变量与企业创新投入正向相关。

表3 R&D税收激励与企业创新投入的实证结果

注：括号内为t值；***、**、*分别表示1%、5%、10%显著性水平，表4同。

2. 创新产出实证分析

目前，中国尚未制定高新制造企业R&D支持政策，多采用高新技术企业领域的科技创新政策。而该领域的科技创新政策多作用于高新企业的创新产出环节，因此探讨R&D税收激励与高新制造企业创新产出具有一定的实际意义。而本文所使用数据并无学者常用的创新指标数据(如企业专利数)，因而本文根据企业的减免税代码判断是否享受了15%税率式优惠政策，进而筛选出国家级高新技术企业作为研究对象，并将对应的销售收入作为高新制造企业创新产出指标。[注]根据高新技术企业认定办法相关规定，近一年高新技术产品(服务)收入占企业同期总收入的比例不低于60%。资料来源：科技部财政部国家税务总局关于修订印发《高新技术企业认定管理办法》的通知，http://www.innocom.gov.cn/gxjsqyrdw/ztwj/201602/5e7d1f23faf547de9de2aff3ce9f434a.shtml。

表 4探讨了R&D税收激励与企业创新产出的非线性关系及R&D税收激励影响因素。与高新技术企业创新投入不同的是，R&D税收激励与高新制造企业创新产出并未有显著的促进或是U型关系，说明R&D税收激励在促进高新制造企业创新产出方面未达到预期水平。一个可能原因是R&D税收激励确实存在“策略式”创新问题(杨国超等，2017；黎文靖和郑曼妮，2016)；另一种可能是高新技术企业的创新产出具有一定滞后性，即当期R&D税收激励并不会当前发生效果。本文将R&D税收激励分别滞后1期、2期后研究发现R&D税收激励政策实施2年后才对企业创新产出具有挤入效应。

表4中列(7)-(8)的滞后性回归结果说明了R&D税收激励对高新制造企业的创新产出具有正向滞后作用。在控制变量方面，以企业总资产衡量的企业规模变量会促进企业创新产出(列1变量size的系数显著为正)，企业规模与企业创新产出也存在显著的U型关系，这意味着企业规模扩大在一定程度上会促进中国制造业创新产出。

表4 R&D税收激励与创新产出的关系实证结果

五、 结论与政策建议

本文基于2012-2015年全国高新技术制造业企业调查数据，根据调查企业行业代码筛选出中国高新制造企业样本，采用面板回归方法，从创新投入和产出两阶段着重考察R&D税收激励与中国高新制造企业创新的非线性关系，并探讨企业规模、市场竞争程度对R&D税收激励的调节作用。研究表明：第一，R&D税收激励与制造企业创新投入呈显著的U型关系，但只有10%的样本企业位于U型曲线右侧。原因可能是研发强度在中国高新制造行业存在一定的集聚效应，以研发强度作为创新的衡量指标对实证结果造成了一定偏差。但R&D税收激励与创新产出短期内并无显著的U型或促进作用。本文将R&D税收激励滞后2期发现R&D税收激励实施2年后才达到预期激励效果，即R&D税收激励长期内对创新产出具有一定挤入作用。第二，考虑企业规模对R&D税收激励效应的调节作用，研究发现小规模企业的创新投入R&D税收激励作用较好，而大规模企业的创新产出R&D税收激励效应较好。第三，以市场势力和市场集中度衡量的市场竞争程度对企业创新产出的R&D税收激励效应不显著，但对企业创新投入的R&D税收激励效应的调节作用较明显。其中较高的定价权会弱化R&D税收激励作用，而市场集中度较高则会强化R&D税收激励效应。这一定程度上印证了市场竞争程度对R&D税收激励效应具有倒U型调节效应。这和中国高新制造企业处于渐进式创新转向突破式创新的过渡阶段有关。

本文的实证结果对中国高新制造业创新发展扶持政策提供政策启示。

第一，充分落实并优化现有的R&D税收优惠政策。实证检验表明R&D税收激励短期内对企业创新投入和产出均无显著的挤入效应，长期内对创新产出具有一定挤入作用。这意味着现有R&D税收激励政策还需进一步优化。原因可能是中国目前尚未制定专门的高新制造企业R&D税收激励政策，普遍采用“一刀切”的鼓励高新技术企业创新发展的扶持政策，一定程度上限制了中国高新制造企业的创新发展。因而充分落实并优化现有R&D税收激励政策是提高中国高新制造企业创新发展的关键。鉴于研究表明小规模企业的创新投入R&D税收激励作用较好，而大规模企业的创新产出R&D税收激励效应较好，建议政府对小规模企业的研发投入加大R&D税收激励力度，对大规模企业的扶持重心倾向于产品转化、成果交易等环节，从而提高R&D税收激励政策的精准性。

第二，优化R&D税收优惠政策的外部竞争环境，营造一个竞争有序的创新环境，引导高新制造业形成良性的创新生态。Aghion et al.(2005)指出，一定程度的市场竞争会激励企业进行创新。因此政府应当认准自身的边界和角色，发挥好“守夜人”的作用，完善创新市场的知识产权保护体系，尊重创新企业的研发成果，保持创新市场一定的市场竞争强度，最大激发并释放企业创新潜力和活力。