税收优惠、创新投入与成本粘性

摘 要：国家采取政府补助和财税政策等手段激发企业创新，然而，创新投入的增加可能对企业成本调整产生影响，促进成本粘性的产生。针对创新投入对成本粘性的影响机制进行实证研究，结果显示：企业创新投入强度对成本粘性的产生起到显著促进作用，享受税收优惠力度高的企业，成本粘性越高。基于此，引入税收优惠政策调节变量，对创新投入与成本粘性的关系进行补充研究，为企业面对成本粘性的产生提供新思路。

关键词：創新投入 成本粘性 税收优惠

一、引言

当前，我国正处于经济由高速增长向高质量增长转型的新阶段，为充分发挥创新投入在调整产业结构、优化资源配置中的关键作用，政府采用税收优惠这一财税政策对企业进行研发激励。在企业提高创新投入强度的同时，成本调整过程中的“成本粘性”现象也日渐凸显。现有的学术研究多从管理层特征、公司治理，成本调整等这几方面对成本粘性的影响因素进行研究，缺少对于创新投入因素对成本粘性影响的关注。本文对创新投入与成本粘性的关系展开研究，并引入税收优惠这一调节变量，研究在税收优惠政策的作用下，创新投入与成本粘性的关系变化，以充实成本粘性领域的研究，具有重要的理论和实践指导意义。

二、文献回顾、理论分析与问题提出

Anderson等（2003）通过实证方法发现销售收入每增加1%，销售费用、一般费用和管理费用增加0.55%;销售收入每减少1%，这三项费用减少0.35%，由此证实了成本粘性的存在[1]。孙铮和刘浩（2004）发现我国上市公司具有成本粘性，相较美国上市公司，我国上市公司更不愿意向下调整成本[2]。对于成本粘性的影响因素研究，国内外学者主要从管理层特征、公司治理，成本调整等几个方面进行。在管理层特征方面，Anderson等（2003）发现，当企业处于收入上升期时，管理者对公司前景较为乐观，不削减成本费用，导致成本粘性增加，相反在收入连续两年下降的情形下，管理者受悲观情绪影响，削减成本，减小成本粘性[1]。Banker等（2011）研究发现，当销量下降时，乐观的管理者不倾向于减少物质资本和人力资本，从而增加企业成本粘性[3]。万寿义和王红军（2011）发现管理层自利行为会增加企业成本粘性[4]。在公司治理方面，Dierynck等（2012）、江伟等（2015）发现当管理者有向上调节盈余动机时，会少记成本费用，弱化成本粘性;管理者有向下调节盈余动机时，会多记成本费用，加强成本粘性[5-6]。Banker等（2010）、Calleja（2006）从代理成本角度发现管理者具有帝国建造动机，即当销售收入上升时，会通过加大投资不断扩充企业规模，当销售收入下降时，会为了继续维持控制权不愿意削减资源，从而增加成本粘性[7-8]。在成本调整方面，Banker等（2013）、刘媛媛等（2014）发现《劳动合同法》的实施加大了成本粘性，法律越严格，劳动力调整成本越高，成本粘性越大[9-10]。此外，王雄元和高开娟（2017）从企业与客户关系视角切入，发现企业、客户会通过合作机制促进信息共享，缓解管理者的盲目自信状态，从而降低成本粘性[11]。通过回顾文献，只有少部分学者对创新投入与成本粘性的关系进行研究。宋玉等（2017）研究发现削减研发投入的调整成本高于研发活动继续进行需要投入的资源，管理层基于理性决策，不愿意调整成本[12]。韩岚岚（2018）研究发现创新投入对成本粘性的影响在内部控制质量高的企业中更显著[13]。赵息等（2016）指出研发投入会提升管理层乐观预期，进而减少成本的削减[14]。何熙琼和杨昌安（2019）指出在高新技术资质企业中，创新投入对成本粘性的影响作用最强[15]。基于以上分析，提出以下假设：

H1：创新投入与企业成本粘性之间显著正相关

关于创新投入影响因素的研究，成果颇丰。康志勇（2013）发现融资约束会抑制企业进行创新投入[16]。鲍新中等（2014）研究发现相较于成本领先战略，差异化战略对企业创新投入的促进作用更明显[17]。蔡地和万迪昉（2012）发现当政府干预水平低、知识产权保护水平高、外部金融环境发展稳定时，有利于促进企业投身研发创新[18]。方阳春和陈洁（2018）通过实证检验发现，对企业家进行股权激励、鼓励高层管理者参加继续教育提升学历、为高层管理者合理制定任职时间，这些举措都将有效促进企业创新[19]。杨炳昕和陈耿飞（2019）研究发现环境不确定性将有效促进企业提升创新能力，以应对客户变化的需求，从而获取竞争优势[20]。王水娟、江希和（2015）和胡华夏等（2017）进一步发现政府的税收优惠政策能够激励企业研发创新。税收优惠主要是政府让渡部分税收收益以激励企业加大创新投入[21-22]。本文研究税收优惠对创新投入与成本粘性关系的调节作用，提出以下假设：

H2：税收优惠政策会加强企业创新投入对成本粘性的促进作用。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

由于我国制造业存在固定资产比重大，产业链长等特点，存在的成本粘性现象最为明显，所以本文选取我国2008-2019年沪深两市A股制造业上市公司作为样本进行研究。财务数据选取于国泰安数据库，经过筛选，剔除ST、*ST的公司、研究期间内相关数据缺失的公司，最终获得14914个样本观测值。为消除极端值的影响，本文对连续型变量进行1%水平winsorize处理。使用STATA软件进行数据处理和结果输出。

（二）变量定义

1.被解释变量。本文借鉴韩岚岚（2018）与何熙琼和杨昌安（2019）研究，选择营业成本作为成本粘性研究中的被解释变量[13，15]。

2.解释变量。本文借鉴宋玉等（2017）、鲍新中等（2014）的研究，选择创新投入水平R&D作为解释变量[12，17]。

3.控制变量。本文参考宋玉等（2017）、赵息等（2016）、韩岚岚（2018）的研究成果，对其他会影响回归结果的变量进行控制，最终选取了资本密集度、员工密集度、连续两年营业收入下降、产权性质、两职合一、资产负债率作为控制变量[12，13，14]。此外还应控制年份效应。

4.调节变量。本文的调节变量为税收优惠。借鉴胡华夏等（2017）的研究，采用企业所得税税率作为税收优惠（Erp）的替代变量[22]。将所得税税率高于中位数的企业划分为税收优惠力度低组，低于中位数的企业划分为税收优惠力度高组。

（三）模型构建

本文参照Anderson等（2003）的研究，采用ABJ模型验证成本粘性的存在[1]。在模型（1）中，β1表示营业收入增加1%时企业成本费用的变化，β1+β2表示当营业收入减少1%时，成本费用的变化，当β2显著小于0时，表示存在成本粘性。建立模型（2）以分析创新投入对成本粘性的影响，当β4为负时，表明创新投入促进成本粘性的产生。

（一）描述性统计

分析发现，营业收入变动的均值为0.125、营业成本变动的均值为0.126，意味着样本营业收入、营业成本总体是增加的，这与我国经济发展的基本趋势相一致。此外，样本公司营业收入下降的均值为0.264，营业收入连续两年下降的均值为0.083，再次说明样本公司收入呈增长态势的良好情况。研发支出占营业收入的 均值为0.044，最小值为0，最大值为2.516，说明样本企业的创新投入强度总体不高，两极分化严重。税收优惠、资本密集度、员工密集度、两职合一、产权性质、资产负债率的均值与现有文献吻合，验证了数据的可靠性。

（二）相关性分析

分析发现，营业成本变动与营业收入变动之间、营业收入持续下降与营业收入下降之间存在着较强的机械相关关系，这与以往文献的研究结论相同。其余变量间的相关系数均小于0.57，与现有文献预测方向基本一致，不存在多重共线性，可进行回归分析。

（三）回归分析

本文首先通过混合随机效应模型OLS对数据进行回归。H1的检验结果如表2所示：运用模型（1）检验成本粘性得到列（1）的数据。ln salei，t salei，t-1 的系数为0.990，而D*ln salei，t salei，t-1 的系数为-0.071，并且都呈现1%水平下的显著状态，实证了成本粘性的存在。列（2）是检验创新投入对成本粘性影响的结果，由于缺失值的影响，加入变量创新投入后，样本量减少2227个，为12687家上市公司。加入创新投入变量后，交乘项D*ln salei，t salei，t-1 *R&D的系数仍显著为负（β4=-0.452，t=-5.17），说明创新投入可以促进成本粘性的产生。本文的假设H1成立。

为了说明检验的稳健性，本文再次通过固定效应模型对数据进行回归。列（3）是运用模型（1）检验成本粘性的存在性，ln salei，t salei，t-1 的系数为0.988，D*ln salei，t salei，t-1 的系数为-0.089，同样为1%水平显著，证明存在成本粘性。列（4）是加入创新投入后的结果，交乘项D*ln salei，t salei，t-1 *R&D的系数为-0.547，1%水平显著，再次验证假设H1成立。

为了证明本文的假设H2，本文将制造业上市公司样本按照实际所得税率的中位数，分为低税收优惠力度组和高税收优惠力度组，研究税收优惠力度对创新投入影响成本粘性的调节效应。结果如表3所示：列（1）是采用OLS模型验证低税收优惠力度组下，创新投入对成本粘性的影响，交乘项D*ln salei，t salei，t-1 *R&D的系数为正0.446，列（2）是采用OLS模型验证高税收优惠力度组下，创新投入对成本粘性的影响，交乘项D*ln salei，t salei，t-1 *R&D的系数为负且显著（β4=-0.474，t=-4.95）。最后为了验证分组回归结果的可靠性，本文采用费舍尔组合检验模型对组间相关系数进行检验，得到p值为0.03。根据以上数据分析，得出在低税收优惠组下，创新投入并没有促进成本粘性的产生，在高税收优惠组中，创新投入对成本粘性的产生具有促进作用，本文的假设H2得到验证。

为了说明检验的稳健性，本文再次通过固定效应模型对数据进行回归。列（3）是固定效应模型下的低税收优惠组回归结果，交乘项D*ln salei，t salei，t-1 *R&D的系数为正1.517，列（4）是固定效应模型下的高税收优惠组回归结果，交乘项D*ln salei，t salei，t-1 *R&D的系数为负且显著（β4=-0.592，t=-4.91）。采用费舍尔组合检验模型对组间相关系数进行检验，得到p值为0.04，固定效应模型下的回歸结果依旧支持假设H2。

五、结论与建议

本文以2008-2019年沪深两市A股制造业上市公司为样本，实证检验了成本粘性、创新投入与成本粘性的关系，发现创新投入对成本粘性存在促进效应，并发现这种促进作用在高税收优惠力度的企业组里更显著。本文的研究结论为企业正视成本粘性的存在提供了新思路：一方面，享受税收优惠力度大的企业不愿意向下调整企业成本费用，造成资源的浪费，税收优惠的调节效应敦促企业重视成本费用的管理;另一方面，企业应正确看待成本粘性的产生，政府税收优惠政策旨在对企业进行研发激励，但是不可避免对成本粘性的产生发挥了促进作用，企业可将适当的剩余资源作为应对环境变化的缓冲物，化资源冗余的消极效应为积极，促进企业创新研发，提升企业绩效。

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（凌雁，上海财经大学浙江学院）