公司治理视角下财税政策对企业创新激励效应研究

刘 莎，何 倩

(河北金融学院 会计学院，河北 保定 071000)

近几年美国一再围堵打压我国科技企业，更加表明技术创新对一个国家或地区的重要性。作为技术创新的主力军，企业可能会因为研发投入大、周期长、风险高的特点而存在“短视”行为。加之企业创新研发具有显著的外部性，单纯依靠市场机制不利于创新驱动发展战略的实施，因此需要借用国家政策的支持，降低企业进行技术创新的支出和风险。财政补贴与税收优惠作为两种主要的政策工具，已被各国政府广泛使用，我国也是同此。然而，各类财税政策实施过程中也出现了一部分负面效应，例如有些企业利用与政府之间的信息不对称进行政策套利。因此，除了完善科技创新的财税政策体系、加大对财税资金使用情况的监测力度之外，还要从企业内部挖掘影响创新行为的重要因素，从根源上解决企业的“短视”问题。基于上述背景，笔者站在河北省上市公司的微观层面提出如下问题：政府补贴和税收优惠对企业创新绩效产生怎样的影响？财税政策对企业创新绩效的影响是否会被一系列的内部治理因素所调节？

本文可能的边际贡献在于：①以往研究更多的是单一从财税政策激励或公司治理方面研究企业创新活动，从公司治理调节作用考察财税政策对企业创新绩效的文献还比较少。②现有研究多以单一的投入指标(如研发投入、技术人员)或产出指标(如专利申请数、授权数或者是新产品产值)衡量企业创新绩效，笔者综合考虑投入与产出，运用DEA模型对企业的创新绩效进行测算。

1 理论分析与研究假设

1.1 财税政策对企业创新绩效的影响

企业的研发创新活动周期长，易受内外部环境的影响，有可能以失败告终，风险高、成果极易被模仿等致使企业管理者怀有诸多顾虑。政府通过财税政策向企业提供资金，降低企业的创新研发成本，一定程度上缓解企业的忧虑，从而有效引导企业开展创新研发活动。大部分学者验证了财税政策对企业研发活动的积极作用[1-4](David and Halletal.，2000；邓子基等，2011；邹洋等，2016；韩庆潇，2020)。

尽管两者都是政府常用的财税激励政策工具，但政府补贴、税收优惠政策影响企业创新行为的作用机制及效果存在差异[5-8](柳光强，2016；范文林，2017；姚林香等，2018；段姝等，2020)。政府补贴多数是以直接提供财政资金的方式鼓励企业进行科技创新，对申请补贴的企业进行资格审查，监管相对严格。税收优惠则是税务机关给予企业各类税收减免待遇，比如加计扣除研发支出、减计收入、对高新技术企业给予优惠税率等。税收优惠相对于政府补贴具有普惠性、公平性以及透明性的优势[3]，在补偿了企业前期研发支出的同时支持了企业后期的创新成果转化。而财政补贴是政府的相机决策，政策波动较大，作用有限[7]。因此相对而言，税收优惠政策在理论上对企业创新绩效具有更大的激励作用。综上所述，笔者提出假设1。

假设1：政府补贴、税收优惠对企业创新绩效均具有激励效应，税收优惠的激励效果更显著。

1.2 公司治理对企业创新绩效的影响

企业的资源是否恰当地配置于创新活动，很大程度上取决于对资源拥有控制权的主体的创新意愿和能力，而这种控制权与公司治理密切相关。

1.2.1 股权结构

股权结构在一定程度上反映了公司控制权的分布。笔者借鉴潘孝珍的研究视角，从性质和数量两个方面考察企业的股权结构[9]。

1.2.1.1 产权性质。财税政策对研发投入与创新绩效的影响上，国有企业和民营企业所受到的激励效果并不一致[10-12](唐跃军等，2014；李静怡等，2020；陈雄辉等，2020)。国有企业往往肩负着多重经营目标，加之所有者缺位导致代理问题相对严峻，代理人多数具有行政背景，同时国有企业在融资环境、客户资源等方面享有更多的政府支持，这些优势可能会削弱国有企业进行研发创新的主动性。而非国有企业在外部资源不占优势的形势下，拥有更高的积极性来利用财税政策降低企业创新成本，从而获取或保持市场竞争优势。基于此，笔者提出假设2。

假设2：相对于国有企业，财税政策对非国有企业创新绩效的影响更加显著。

1.2.1.2 管理层持股。技术创新意味着企业要进行高额的资金投入并伴随着高风险，对公司短期目标会形成较大的压力，管理层常常会考量研发创新的得与失，导致经理人进行技术创新的意愿和动力不强。作为现代企业解决股东与管理层之间委托代理问题的方法之一，股权激励能够促使企业管理层与企业股东的利益趋于一致，起到协同效应，从而有利于企业研发投入[13]。

假设3：管理层持股比例越高，财税政策对企业创新的激励效应越明显。

1.2.1.3 股权集中度。股权集中度较高时，控股股东侵占企业资源、损害其他股东利益更具便利性，财政补贴与税收优惠为企业提供的资金有可能被控股股东“侵占”，同时，技术创新产生的风险最终要由控股股东承担，风险规避型的控股股东将降低财政补贴与税收优惠资源投入企业技术创新活动，这将进一步削减财政补贴与税收优惠对企业技术创新行为的正面效应[6]。较多研究支持这一关系假定，如程翠凤(2018)、王进朝(2020)等[14-15]。

1.2.1.4 股权制衡。针对实际控制人对企业的“掏空”行为，股权制衡可以起到一定的抑制作用，限制了第一大控股股东利用控制权谋取私人利益的非效率投资行为，能够增加创新项目投资决策的科学性和合理性，因此股权制衡度高的企业创新效率更高。

根据上述讨论，笔者提出有待检验的假设4。

假设4：股权集中度越高，财税支持激励企业创新绩效的效应越小；股权制衡度高的企业，财税政策对企业创新的激励作用越有效。

1.2.2 董事会构成

1.2.2.1 董事会规模。董事会规模越大，各董事之间产生分歧的概率就越高，容易导致决策效率低。再有，随着董事会成员的增多，每个董事为错误决策付出的成本随之降低，致使单个董事降低责任感，产生“搭便车”倾向，导致消极的监督行为[16]。公司组建一个规模较小的董事会，可以更加快速、高效地做出决策，从而有利于企业的技术创新[13]。

1.2.2.2 独立董事比例。国内企业的独立董事多数来自社会知名人士，与外部环境的联系更加密切，企业引入独立董事意味着间接获取相关资源，同时独立董事拥有不同的知识背景和技能经验，能够扩大董事会的视野，帮助企业更好地发现创新机会，提高企业的创新水平[17]。据此，笔者提出第5个假设。

假设5：企业董事会规模越小，越有利于企业创新绩效；独立董事在董事会中所占比例对企业创新绩效具有正面效应。

2 研究设计

2.1 样本选取和数据来源

笔者考察河北省A股上市公司2015年-2019年近5年的创新绩效，在做样本选择和数据处理时做了以下筛选：①剔除了ST和*ST公司；②剔除了主要研究变量缺失严重的公司样本。最终得到了214个观测值。专利申请数从国家知识产权局网站查询，根据合并报表范围对母子公司申请数进行了加总，政府补贴从公司财务报表附注中获取，其他数据来自WIND数据库。

2.2 变量定义

2.2.1 被解释变量

笔者综合考虑企业创新投入—产出的过程，采用数据包络分析法(DEA)进行创新绩效的测算，一定程度上避免停留在研发投入或者产出单一环节上造成的弊端。DEA模型是一种基于被评价对象间相对比较的分析方法，其主要做法是以决策单元投入、产出指标的权重为变量，运用数学规划式将决策单元投影到生产前沿面上，通过比较决策单元偏离生产前沿面的程度来评价比较对象的相对有效性。本文创新产出变量考虑技术产出和经济效益产出，分别用专利申请数和营业收入代表。创新投入则与大多数研究一样，选择研发投入和研发人员两个变量分别代表资金投入和人力投入。由于笔者采用的创新产出—专利申请数存在0值，产出导向模型不允许出现0值[18]，因此笔者选择DEA模型中的投入导向型BC模型进行创新绩效的测算，决策单元技术效率是1时为DEA有效，技术效率小于1时为非DEA有效。

2.2.2 解释变量

2.2.2.1 政府补贴强度。从研究政府补贴的实证分析来看，大多选取企业年报中披露的政府补助金额，有些剔除了收到的税收返还数。企业收到的政府补助具体项目繁多，有些直接以某项目列示，有些则标有技术改造、创新项目补助、创新奖励、专项资金等字样，为了避免分类的主观性，笔者将收到的政府补助总额作为衡量补贴强度的依据。财政部发布的《关于修订印发2018年度一般企业财务报表格式的通知》中明确说明，企业实际收到的政府补助，无论是与资产相关还是与收益相关，均在现金流量表“收到其他与经营活动有关的现金”项目填列。因此，本文2018年、2019年政府补助数据来自现金流量表附注中该项目的明细，由于此前未做规范，2017年及之前的数据根据“收到其他与经营活动有关的现金”“收到其他与投资活动有关的现金”“收到其他与筹资活动有关的现金”或者政府补助明细手工整理得出。会计上作为政府补助核算的税收返还，在现金流量表中应作为“收到的税费返还”项目列示，因此没有再单独剔除。为了消除规模影响，本文用企业当年收到的政府补助总额/资产总额代表政府补贴强度。

2.2.2.2 税收优惠强度。多数研究采用法定税率和名义税率之差[9]或者设置虚拟变量税收优惠[4]来衡量企业享受的税收优惠，这些方法更多地关注了企业所得税税收优惠。除此之外，企业享受的税收优惠政策还包括增值税的即征即退、软件退税等税收返还。因而笔者借鉴柳光强(2016)采用现金流量表中“收到的各项税费返还/(收到的各项税费返还+支付的各项税费)”作为税收优惠力度的衡量指标[5]。

2.2.3 调节变量

公司治理主要包括股权结构和董事会构成两个方面的相关变量，相关指标选择如下：①股权结构“质”的方面，根据最终控制人性质，将样本公司分为国有企业和非国有企业，国有企业取1，否则取0；在管理层激励方面，以管理层持股比例(ms)代替，其中管理层的范围界定为：董事、监事、总经理、副总经理、董事会秘书、财务总监等，计算方法为管理层持股数量占总股数的比例。②股权结构“量”的方面，以第一大股东持股比例衡量股权集中度(top1)；采用公司第二至第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值(bal)作为衡量股权制衡度的指标。③董事会规模(bs)以董事会总人数来表示；董事会独立性(indep)以独立董事人数占董事会总人数的比例来表示。

2.2.4 控制变量

表1 变量定义及说明

①企业规模(size)。规模较大的企业盈利能力强，现金流稳定，融资渠道也更为多元化，因而有意愿也有资源进行研发创新。笔者以总资产的自然对数作为企业规模的替代指标。②资产负债率(lev)。资产负债率越高，反映企业经营风险越高。企业进行创新决策时必须结合现阶段自身风险做衡量，预期债务所需偿还金额越高，财务风险就越大，一定程度上抑制企业的创新活动。③总资产收益率(roa)。资产收益率越高表明企业盈利能力越好，可以有更多的利润进行研发创新，进而影响企业创新绩效。④行业(ind)。根据证监会行业分类，制造业以二级代码分类，其他以一级代码划分，文中共涉及14个行业。

2.3 模型设定

为了检验财税政策对企业创新绩效的影响，针对假设1构建模型(1)：

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

(1)

其中：inno代表企业创新绩效；fiscal代表财税政策，分别用政府补贴强度(sub)和税收优惠强度(tax)两个变量来表示；β0为常数项,β1-β4为各变量回归系数,εit为随机扰动项。

为了检验政府补贴、税收优惠和企业创新绩效之间的关系，构建如下计量模型：

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

(2)

模型(2)用来探究财税激励是否受到公司治理因素的调节，在模型(1)的基础上分别加入公司治理因素与政府补贴强度、税收优惠强度的交互项来检验调节作用。governanceit表示公司治理，涵盖股权结构(产权性质、管理层持股比例、股权集中度、股权均衡)和董事会构成(董事会规模、独立董事占比)两个方面的变量，以此来验证假设2-假设5。

3 实证分析

3.1 描述性统计分析

从表2的统计结果可以看出，企业创新绩效的均值为0.5784，最大值为1，最小值为0.028，表明不同企业创新绩效的差距较大。政府补贴强度的均值为1.271，税收优惠强度均值为12.69，企业得到的税收优惠力度相对较大。管理层持股比例平均值为9.977，说明整体上河北省上市公司对管理层的股权激励不太重视。股权集中度平均值为31.735，股权制衡度平均值为1.099，说明股权相对集中的同时其他大股东能够一定程度上进行股权制衡。董事会平均人数为8.907，这与于东智等学者发现我国上市公司董事会规模偏好9人的研究结论相符[19]。独立董事占比平均值为36.742%，刚刚超过法律规定的不低于三分之一的标准。在控制变量上，企业资产负债率均值为40.08%，但最大值、最小值差距巨大，同样总资产报酬率也存在较大差异。

表2 变量的描述性统计

从表3创新绩效DEA测算的结果来看，近5年河北省上市公司创新绩效呈现下降的趋势，2015年DEA有效的占比为30%，到2019年该比例下降为22.5%，其中国有企业占据主导地位。

表3 创新绩效(inno)统计

3.2 相关性分析

由表4可以看出，税收优惠强度与创新绩效在1%水平下呈现显著的正相关关系，政府补贴强度系数为负，且并不显著，需要进一步通过回归模型来分析。调节变量中产权性质与创新绩效在5%水平下显著正相关。在控制变量中，独立董事比例呈现显著负相关。各变量相关系数较小，基本可以排除变量间的多重共线性问题。

表4 相关系数矩阵

3.3 回归分析

如表5所示，在模型选择上，变量的固定效应和随机效应模型均优于简单的混合面板回归。通过进一步豪斯曼检验可知其同样在5%的水平下显著，因此拒绝原假设，采用固定效应回归结果作为本文的基准回归结果。此外，可以发现混合效应、固定效应和随机效应中核心解释变量的系数符号和显著性基本一致，说明本文的估计结果具有一定的稳健性。

表5 基准回归结果

3.3.1 政府补贴、税收优惠对企业创新绩效的影响分析

从表5第2列可以看到，政府补贴强度回归系数为负，在统计上依然表现为不显著。这与冯宗宪等人的研究结论一致，政府补贴对企业创新的激励效应不显著,甚至存在消极作用[20]。第5列表明税收优惠强度对于企业的创新绩效具有正向激励作用，假设1没有被完全证实。既有文献显示，政府补贴对企业创新行为及结果有两种截然相反的结论，即“挤入效应”和“挤出效应”。“挤出效应”的理论解释为企业技术创新行为最有效的产出难以被识别，对创新成果的测定过程以及相关信息的公开度较低，政府无法获取企业技术创新活动的全部内容，导致政府补贴容易发生错配[6]。而企业需要取得足够多的研发成果才能享受税收优惠，因而税收优惠政策的激励效应更显著。

3.3.2 公司治理对企业创新绩效的调节效应分析

从表6中第1列可以看到政府补贴和产权性质的交互项在5%的显著水平上呈现负相关，说明相对国有企业而言，政府补贴对非国有企业创新绩效的影响更加显著。在第5列和第6列中，尽管政府补贴和董事会规模交互项的系数为负数，和独董比例交互项的系数为正数，但在统计上并不显著，表明董事会规模的精简以及独立董事占比的提高对于企业运用政府补贴进行创新活动不存在明显的调节作用。

表6 政府补贴的调节效应

从表7中第1列可以看到税收优惠强度和产权性质的交互项在1%的显著水平上呈现负相关，与相关性分析、基准回归结果一致，同样说明相对国有企业而言，税收优惠对非国有企业创新绩效的影响更加显著，假设2得到证实。在第2列中，税收优惠强度和高管持股交互项在5%的显著性水平上正相关，表明持股比例高的高管团队能够利用国家的税收优惠政策开展研发活动，提升创新绩效。税收优惠强度与股权制衡的交互项在5%水平下显著为正，反映税收优惠强度对于企业技术创新效率的促进作用在股权制衡大的企业中更为显著。第5列、第6列税收优惠和董事会规模、独董比例交互项的系数依然不显著，表明河北省上市公司在董事会治理方面没有对企业的创新绩效形成助推力。假设5未得到证实。

表7 税收优惠的调节效应

总体上来看，税收优惠强度比政府补贴强度对企业创新绩效的激励作用更为显著，政府补助与企业创新绩效之间的关系更为复杂。不同产权性质的企业在利用国家财税政策进行创新活动的结果存在差异。政府补贴强度、税收优惠强度分别与股权制衡的交互项估计结果证明了股权制衡的调节作用。董事会规模以及独立董事比例对财税政策激励企业创新绩效的影响均不显著，与赵旭峰等结论一致[21]，可能的解释是独立董事的聘任往往是处于“消极合规”的状态。

4 结论与启示

研究结果表明：由于税收优惠、政府补贴作用机制不同，两种政策对企业创新绩效的影响也不同。政府补贴对企业创新绩效影响不显著，而税收优惠的激励效应更明显；非国有企业相对于国有企业，其财税政策与企业创新绩效的正向关系更为显著；高管持股比例在税收优惠与企业创新之间存在显著调节作用，高管团队持股比例高的企业能够利用国家的税收优惠政策开展研发活动，提升创新绩效；股权制衡高的企业，其财税政策与企业技术创新的正向因果关系更为显著；董事会规模以及独立董事比例对财税政策激励企业创新绩效的影响均不显著。

基于此，笔者提供如下建议：①政府应当充分发挥税收优惠政策的有效性。实证结果显示税收优惠表现出显著的激励效果，原因可能在于多数税收优惠政策属于一种事后激励的方式，企业自主支配性强，相较于政府补贴更公平、透明。目前我国针对特定行业、技术领域或企业群体的选择性税收优惠较多，而选择性创新主体的税收政策一定程度上与政府补贴类似，筛选机制并非市场机制，易产生资源错配和分配不公。完善科技创新税收优惠政策要考虑除创新主体之外对创新行为给予普惠性优惠，即创新行为符合条件便可以享受税收优惠。税收优惠政策效果的有效发挥不仅受优惠对象、优惠力度等影响，还与纳税服务、征管流程、管理制度等密切相关。因此，政府有待进一步加强服务、管理与评估，相关部门建立数据信息共享机制，加强对税收优惠政策的跟踪与评价。②进一步引导和推动企业完善治理结构。本文研究结论表明高管持股比例、股权制衡等公司治理因素具有调节作用，能够提高企业合理利用财税政策进行创新的绩效。创新是一种企业资源的分配，公司治理之中的权力关系决定了分配形式以及分配的效率。因此，有关部门应引导企业明晰产权，充分发挥制衡股东对控股股东的监督和约束作用，保护企业创新投入，明确“三会一层”的权利义务，优化董事会成员结构，提高独立董事参与经营管理的积极性，从而强化独立董事的监管作用。引入良性竞争机制，完善职业经理人市场，结合企业实际，探索实施股权激励和管理层持股计划，使高管更注重企业的长期发展。