税收激励对企业绿色技术创新的影响研究——基于融资约束的中介效应视角

王 庆,张丹枫

(兰州财经大学 财税与公共管理学院,甘肃 兰州 730020)

1 文献综述

绿色技术创新是推动绿色发展以及实现经济发展、资源集约与环境保护的核心动力。2021年,国务院印发的《2030年前碳达峰行动方案》提出加快绿色低碳科技革命,此后,绿色技术创新成为实现低碳经济、循环经济的重要支撑。企业作为开展环境保护与技术创新活动的微观主体,其绿色技术创新活动成为连接企业微观行为与政府宏观目标的关键枢纽[1]。但由于技术创新高风险、研发成果不确定等因素,易引发投资者间的信息不对称,降低投资者投资意愿,影响企业绿色技术创新。因此,政府需要适度采用宏观调控手段,如降低企业税率、允许企业固定资产加速折旧及研发加计扣除等,缓解资金短缺问题,助力企业绿色创新。

1.1 税收激励对企业绿色技术创新的影响效应

梳理相关文献发现,学术界多从财政和税收宏观政策方面对企业绿色技术创新的影响展开研究,但具体影响结果尚未得出一致结论。有学者认为,企业在进行绿色产品的研发过程中,创新知识的公共性和研发成果外溢的正外部性影响企业研发创新的积极性[2]。税收优惠政策既能优化企业财务状况,规范财务行为,又能切实降低企业经营成本,释放部分流动资金,减轻企业融资过程中受到的限制,为企业经营提供可靠保障,促进绿色研发投入[1],而且还能通过激励作用和杠杆作用促进企业进行绿色产品创新[3]。也有学者认为,企业为迎合财政补贴、税收优惠等产业政策的补助标准开展策略性创新,将获得的补助资金用于企业运营或其他方面,并未实质性提升企业绿色技术创新水平[4]。除此以外,现有税收优惠政策主要针对企业研发投入环节,对研发产出环节的激励效果不明显[5]。进一步研究发现,企业产权性质不同,税收激励对企业绿色技术创新的影响效率也不同。国有企业的实际控股权属于国家,相比于非国有企业多承担着一些社会责任,由于国有企业在市场经济中扮演的角色不同,不可避免地产生研发投入挤出效应,这样反而不利于企业创新。相比之下,民营企业融资约束程度较高,市场竞争压力大,税收激励政策能够提升企业现金流强度,降低融资成本,刺激绿色研发投入[6]。此外,行业属性不同,税收激励对企业绿色技术创新行为的影响也有差异。企业获得高新技术企业资质认定后,研发投入与创新产出质量显著提升,但那些通过虚构财务活动,迎合税收优惠政策标准而获得高新技术企业资质认定的企业,后期创新活动并没有显著增加,企业享受的税收优惠越多,其操纵研发投入的动机就越强[7]。企业还可能通过虚增研发投入,享受更多的税收优惠,不会实质性开展绿色研发创新[8],企业绿色创新成果也不会增加。

1.2 税收激励对企业绿色技术创新的影响机制

税收激励不仅对企业绿色技术创新产生直接影响,还会通过不同途径对企业绿色技术创新产生影响。从融资约束角度看,税收激励通过释放积极的信号,吸收容纳部分社会资本转移至企业,降低企业外源融资成本,缓解融资约束[9],激励企业研发投入。财政补贴政策通过减轻资金供需双方信息不对称,抵消融资约束对产品研发行为的负面影响,拓宽融资渠道,缓解资金短缺压力[10]。不仅如此,税收激励还可通过营商环境和市场化水平对企业绿色技术创新产生影响。良好的营商环境能够为政策工具有效执行提供保障,营造稳定的市场经济环境,提升政策实施效率[11];市场化水平的提升同步优化创新环境,降低研发风险,进而增强企业研发意愿,对企业绿色技术创新会产生促进作用[12]。但也可能由于管理者的短视行为,企业将有限资金投向回报率更高的项目,挤出回报率低且需持续投入的创新项目资金,影响税收激励对企业创新的促进效应[13]。

既有文献对税收激励与企业绿色技术创新之间的相互关系展开了广泛探讨,并从市场化水平、营商环境等方面研究税收激励政策对企业绿色技术创新的作用途径,但总体来看,少有文献系统研究税收激励、企业绿色技术创新与融资约束间的影响机制和作用路径。鉴于此,本文基于“融资约束”视角展开研究,探讨税收激励对企业绿色技术创新的作用途径,检验不同产权属性和资质的企业绿色技术创新的异质性,并探讨异质性成因,以期为我国企业绿色技术创新水平的提升提供更具靶向性的参考建议。

2 理论分析与研究假说

2.1 税收激励与企业绿色技术创新

企业技术创新在实现过程中具有高投入、高风险特征,在此期间企业研发投入需要大量资金,研发周期和产品回报收益的不确定往往导致企业与投资者间信息不对称。多数保守型投资者出于投资风险考虑容易产生逆向选择,影响企业外源融资[14],促使企业依赖内源融资,但企业税负在一定程度上影响着企业现金流,进而对企业研发投入产生影响。基于内生增长理论,政策的实施会对微观主体内部产生影响。税收激励政策作为政府引导企业投资发展的重要手段,能够在企业运营的不同环节带动企业现金流,提升企业绿色技术创新效率。从成本和收益角度来看,政府通过允许固定资产加速折旧、研发加计扣除等政策,可以降低企业绿色技术创新研发成本,提高创新收益和投资回报率,激励企业不断扩增绿色研发投入规模[15]。从企业现金流角度看,政府通过降低企业所得税率,增加企业税后利润,提高企业现金流规模,可以使企业用于创新研发的资本增加,为绿色技术创新提供助力[16]。基于此,提出如下假设。

H1:税收激励能够促进企业绿色技术创新。

基于融资约束理论,企业进行的研发投入资金大多来源于内部融资和股权融资。在内源资金不能满足企业研发资金需求而寻求外源融资时,外部投资者与企业间的信息不对称易导致交易成本增加。针对这一情形,有融资约束问题的企业很可能减少或暂时性停止绿色创新研发[17]。依据信号传递理论,有针对性的税收优惠政策向市场传达享受优惠政策的企业具有更好的经营前景,间接地减轻资金供需双方间的信息不对称,营造良好的市场运营环境,吸引外部投资者关注企业绿色创新活动,形成很好的资金流循环,从而对企业绿色技术创新行为产生很好的激励效果[4]。因此,融资约束在税收激励政策促进绿色技术创新水平提升过程中起着重要作用。基于此,提出如下假设。

H2:融资约束在税收激励与企业绿色技术创新之间具有中介效应。

2.2 产权性质与企业绿色技术创新

国有和民营企业在市场经济中扮演着不同的角色,面临的市场环境和融资约束程度也有所差异。国有企业实际控股权属于国家,相较于其他企业,国有企业能够轻易依靠政府信用背书进行融资,信誉度较高,风险承受能力较强,融资渠道也更多一些,企业发展环境相对较好,因而企业高管对降低企业税负的意愿没有那么强烈[18],税收优惠政策对其绿色创新的影响力较弱。而民营企业风险承受能力相对较弱,所受融资约束程度较高,同时存在着金融环境不太好、绿色低碳发展理念有待提高等情况[19],相比于国有企业,民营企业对税收激励政策更具敏感性。税收优惠政策通过减少民营企业税负,可以增加企业留存收益,减轻企业在生产经营过程中所承受的融资约束。此外,民营企业面临的市场竞争压力大,为提升市场竞争力,民营企业通过增加研发投入助力企业绿色技术创新的意愿更强[6]。基于此,本文提出如下假设。

H3:相较于国有企业,民营企业中税收激励对企业绿色技术创新的促进效果更优。

2.3 行业属性与企业绿色技术创新

就行业属性而言,高新技术企业具有技术密集、更新换代快等特点,对研发创新能力要求较高。税收优惠政策能够显著影响企业现金流,有利于高新技术企业可持续发展,而非高新技术企业的市场竞争力取决于经营销售和成本控制等能力。此外,企业获得高新技术资质后,不一定会扩充其部门在项目研究和开发阶段的经费投入。企业享受的税收优惠越多,其操纵研发投入的动机就越强[7]。企业有可能通过调整企业财务报表,虚增研发投入,享受更多的税收优惠,不会实质性地开展绿色研发创新[8],企业绿色创新成果也不会增加。制造业和服务业企业间也可能存在着差异。制造业企业的产品主要体现为实体商品形式,相较于利用设备、工具、场所等为社会提供劳务、服务的服务业,在生产制造环节制造业企业需要投入更多的技术设备和人力资源,能较好地满足研发费用加计扣除等优惠政策条件[6]。基于此,提出以下假设。

H4:对于不同行业属性的企业,税收激励对企业绿色技术创新的影响效果不同。

3 研究设计

3.1 变量选取及数据来源

本文以2009—2021年中国沪深A股上市公司为样本,对取得的样本做以下处理:①删除研究期间被ST的企业数据;②剔除当年IPO公司;③将金融类和房地产类上市公司数据删除;④将数据缺失的样本删除;⑤剔除财务指标明显异常的样本观测值。本文共保留28202个样本观测值并对全部数据进行1%缩尾处理。文中上市公司数据来自CSMAR和Wind数据库,专利数据来自CNRDS,居民消费价格指数数据来源于国家统计局,基准利率数据来源于中国人民银行。

3.2 变量定义及说明

①被解释变量。企业绿色技术创新(GTI)。现有研究多使用专利数据衡量企业创新水平,借鉴王旭等[20]的方法,采用绿色专利申请量对绿色技术创新进行度量,并对其进行加1取对数处理。

②解释变量。税收激励(EATR)。采用有效平均税率来衡量。有效平均税率的测算分为两种,分别为前瞻性有效平均税率和后视性有效平均税率。后视性有效平均税率多用于解释税负对企业现金流的作用和整体国民收入分配体系中企业的税负水平,前瞻性有效平均税率适合度量税收激励对企业投资水平的影响程度。因此,文章借鉴刘诗源等[6]的方法来测算前瞻性有效平均税率(EATR)。EATR表示对企业投资所得征税导致的投资收益下降比例。税率越低意味着税收激励程度越高。计算公式如下:

(1)

其中,R*为企业投资项目的税前净现值;R为企业投资项目的税收净现值;r为实际利率;p为修正投资回报率。

③中介变量。融资约束(SA)。本文借鉴Hadlock and Pierce[21]构建的SA指数衡量企业所受到的融资约束程度,SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age。

④控制变量。为缓和遗漏变量产生的干扰,根据已有文献设定,选用下列数据作为控制变量:政府补贴(GOV):企业本年度享受的财政补贴收入与企业本年度主营业务收入的比值;企业规模(SIZE):年末资产总额量取对数;财务杠杆(LEV):年末负债总额与资产总额的比值;企业业绩(ROA):年末净利润与年末总资产的比值;盈利能力(ROE):企业年末净利润与净资产的比值;企业年龄(AGE):公司成立到当年的年限。

3.3 研究模型设计

为验证税收激励对企业绿色创新水平的影响效应,本文建立如下双向固定中介效应模型,使用因果逐步回归检验法检验上述模型的系数:

GTIi,t=α0+α1EATRi,t+∑γCVi,t+ηi+ωt+εi,t

(2)

SAi,t=β0+β1EATRi,t+∑γCVi,t+ηi+ωt+εi,t

(3)

GTIi,t=θ0+θ1SAi,t+θ2EATRi,t+∑γCVi,t+ηi+ωt+εi,t

(4)

其中,GTI表示企业绿色技术创新水平;EATR表示税收激励水平;SA表示融资约束;CV为控制变量组;i表示企业;t表示年份数;ηi为企业固定效应;ωt为时间固定效应;εi,t为随机扰动项;α0、α1、β0、β1、θ0、θ1、θ2和γ为方程系数。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

表1为描述性统计结果。企业绿色技术创新的标准差为0.8840,表明企业绿色技术创新水平在不同观测值间差异性较大。有效平均税率的最大值为0.325,最小值为0.1,均值为0.2665,测算结果符合现实税率水平。企业融资约束的最大值为-1.8049,最小值为-5.6459,标准差为0.2672,企业融资约束数据的差异较小。本文选取的控制变量的结果较为符合企业现实。

表1 描述性统计结果

4.2 相关性分析

表2是本文相关性统计分析结果。企业绿色技术创新、有效平均税率和融资约束间的相关性系数均显著小于0.5,且方差膨胀因子不超过6,表明研究变量间不存在多重共线性;有效平均税率与企业绿色技术创新及融资约束间的系数均显著为负,表明企业有效平均税率越低,企业绿色技术创新和融资约束越高。

表2 相关性分析

4.3 基准回归分析

下面,逐步验证税收激励对企业绿色技术创新的促进作用及融资约束在其中的中介效用(表3)。首先,模型(2)表明税收激励对绿色技术创新的作用效果,有效平均税率的系数显著为负,说明有效平均税率与企业绿色技术创新呈负相关关系,即税收激励能够促进企业绿色技术创新水平提高。模型(3)检验税收激励对融资约束的影响机制,其中有效平均税率的系数为0.0494,在1%的水平下有效平均税率与企业融资约束显著正相关,相关性检验结果与此相反,主要源于基准回归控制了部分变量,结果更加符合现实水平,即税收优惠政策在一定程度上能够减轻企业融资过程中受到的限制程度。模型(4)在检验税收激励与企业绿色技术创新影响间加入融资约束变量,验证其中介效应。其中系数θ1为0.4920,θ2为-1.1101,均在1%的水平下显著,说明融资约束的中介作用成立。总体上看,税收激励政策能够促进企业绿色技术创新水平提高。此外,融资约束在税收激励与企业绿色技术创新之间的中介效应成立。

表3 税收激励、融资约束与企业绿色技术创新回归结果

4.4 内生性检验

2015年,财政部出台《关于完善研究开发费用税前加计扣除政策的通知》(财税〔2015〕119 号),规定企业在开展研发活动过程中实际发生的研发费用,形成无形资产的,按照无形资产成本的150%在税前摊销,烟草制造业、住宿和餐饮业、批发和零售业等负面清单行业企业不适用税前加计扣除政策。该政策通过加大纳税所得税前扣除力度,降低企业税负进而减轻其面临的资金短缺问题,助力绿色创新。该政策实施主体不同,因而采用DID模型来进行因果检验,加入政策交互项Post×Treati,t,模型如下:

GTIi,t=α0+α1Post×Treati,t+∑γCVi,t+ηi+ωt+εi,t

(5)

SAi,t=β0+β1Post×Treati,t+∑γCVi,t+ηi+ωt+εi,t

(6)

GTIi,t=θ0+θ1SAi,t+θ2Post×Treati,t+∑γCVi,t+ηi+ωt+εi,t

(7)

其中,Post为政策实施时间的虚拟变量。依据财税〔2015〕119号文可知,该项政策2016年1月1日起实施,故将2016年及其以后年份赋值为1,否则赋值为0。Treat为依据研发费用加计扣除实施行业设置的虚拟变量,政策实验组赋值为1,控制组赋值为0。其余变量含义与上文相同。

研发投入加计扣除政策与企业绿色技术创新之间显著正相关,并且融资约束在研发投入加计扣除政策与绿色技术创新之间的中介效应成立(表4),说明税收激励与绿色技术创新水平之间仍保持积极作用,不存在反向因果等内生性问题。

表4 研发费用加计扣除政策、融资约束与企业绿色技术创新回归结果

本文按照研发费用加计扣除政策适用与否,将样本分为两组,采用分组回归来研究税收优惠政策对绿色技术创新的促进效用及融资约束的中介作用(表5)。从表5回归结果可以看出,享受研发费用加计扣除政策的企业相比于未享受企业,税收激励对企业绿色技术创新水平的促进效果更优,且融资约束在其中的中介效应成立。研发费用加计扣除政策一方面通过提升税前扣除基础降低企业税负,加强企业现金流强度,使企业获得更多的内部资金积累;另一方面向社会释放出积极信号,吸引外部投资者进行投资。这说明,研发费用加计扣除政策能够适度缓解企业融资约束问题,为企业绿色创新研发提供动力。

表5 分组回归结果

4.5 异质性检验

4.5.1 国有企业与民营企业

本文将样本按照企业实际控制人划分为国有企业、民营企业和外资企业,其中外资企业样本量相对较少,予以剔除不进行对比分析。对剩余样本数据进行分组回归(表6)。从表6可以看出,模型(2)中国有企业有效平均税率EATR回归系数α1为-0.7513,民营企业EATR回归系数α1为-1.2678,均在1%的水平下显著,说明税收激励对民营企业的激励效果要好于国有企业。模型(3)中国有企业EATR回归系数β1显著为0.1479,民营企业EATR回归系数β1不显著,表明税收激励能够抑制国有企业的融资约束加重。再将融资约束加入模型(4)进行回归,发现国有企业融资约束SA的回归系数θ1为0.6963,EATR的系数θ2为-0.8542,民营企业SA的回归系数θ1为0.3069,EATR的系数θ2为-1.2643,均在1%的水平下显著,表明税收激励对民营企业的绿色技术创新激励效果整体优于国有企业,但难以证明融资约束在民营企业中税收激励对企业绿色技术创新的中介效应成立。因此,通过Bootstrap法检验得知,直接效应和间接效应的置信区间均不包含0,证实民营企业样本的中介效应成立。通过对不同产权性质进行分组检验后发现,民营企业中税收激励政策对企业绿色技术创新的促进效果更佳。主要原因在于国有企业相较于民营企业需要承担更多的社会责任,挤压企业研发资金投入,对企业绿色技术创新产生不利影响;而民营企业面临着更大的市场竞争压力,更愿意投入技术创新来提高自身发展动力。

表6 产权性质、税收激励、融资约束与企业绿色技术创新回归结果

4.5.2 高新技术企业与非高新技术企业

本文参考证监会《上市公司行业分类指引》(2022年修订)及刘诗源等[6]划分高新技术企业与非高新技术企业的方法,将软件与信息技术服务业、科学研究和技术服务业等划分为高新技术企业,其他划分为非高新技术企业(表7)。表7模型(2)中,高新技术企业和非高新技术企业EATR系数分别在1%和5%的水平下显著负相关,表明税收激励会促进企业绿色技术创新。其中,高新技术企业的促进效果更佳。模型(3)中高新技术企业EATR的系数为0.0473,非高新技术企业EATR系数为0.0418,表明税收激励会抑制企业的融资约束。模型(4)检验融资约束的中介效应。结果显示,不同资质企业的EATR系数和SA系数均在1%的水平下显著。即在不同资质企业中,融资约束在税收激励与企业绿色技术创新之间的中介效应依旧成立。

表7 高新技术企业资质、税收激励、融资约束与企业绿色技术创新回归结果

4.5.3 制造业企业与服务业企业

本文参考证监会《上市公司行业分类指引》(2022年修订)将样本划分为制造业企业和服务业企业,农业企业、采矿业企业等其余样本的样本量相对较少,予以剔除不进行对比分析(表8)。

表8 行业属性、税收激励、融资约束与企业绿色技术创新回归结果

表8结果表明,税收激励能够显著促进制造业企业绿色技术创新水平提升,且融资约束中介效应成立;服务业企业则不显著。这种结果可能源于制造业企业为资本密集型企业,税收优惠政策会影响企业税后现金规模,缓解内部融资约束,为绿色研发投入提供保障。而服务业可以分为生产性服务业和生活性服务业两种,生产性服务业中的信息传输、软件和信息技术等服务业企业,价值实现多依赖于研发创新,同时其得到的财政补贴等政策资源的支持也明显更多,对税收的敏感性相对较低;生活性服务业企业对企业创新的依赖度较低,税收优惠政策对其研发投入的影响程度不大。

4.6 稳健性检验

为保证结果的稳健性,本文采用替换主要变量衡量方式和Bootstrap方法对文章进行稳健性检验。

4.6.1 替换主要变量衡量方式

使用企业承担的各项税负总和与营业收入之比作为前瞻性有效平均税率替换指标,记为Tax Burden(表9)。由表9 Test A所示回归结果发现,税收激励能够减轻企业融资过程中受到的限制程度,推动绿色技术创新发展。此外,本文还采用企业绿色专利授权数来衡量绿色技术创新水平,经“ln(1+专利授权数量)”标准化处理作为企业绿色技术创新的衡量指标,记为GPA。从表9 Test B所示的回归结果看,使用绿色专利授权数衡量企业绿色技术创新水平依旧保持结果稳健,进一步验证了文章的研究假设。上述实证检验表明,替换主要变量衡量方式后,结果依旧显著,即税收激励通过减轻企业融资约束限制程度,解决资金短缺问题,推动绿色技术研发水平升级。

表9 稳健性检验回归结果

4.6.2 Bootstrap方法

下面用Bootstrap方法对融资约束在税收激励与企业绿色技术创新之间的中介效应进行进一步测量,结果如表10所示。融资约束间接效应的置信区间和偏差纠正区间分别为[-0.3009,-0.1990]和[-0.3118,-0.2053],税收激励对企业绿色技术创新的直接效应的置信区间和偏差纠正区间分别为[-1.4499,-0.8708]和[-1.4499,-0.8654],区间内均不包含0。这表明,融资约束在税收激励与企业绿色技术创新之间的部分中介效用成立。

表10 Bootstrap检验结果

5 结语

文章基于2009—2021年沪深上市公司的面板数据,运用双向固定中介效应模型研究了税收激励、融资约束与企业绿色技术创新之间的影响关系、企业产权及资质间的异质性,得出如下结论。

首先,税收激励对企业绿色技术创新水平存在激励效应,融资约束在税收激励和企业绿色技术创新之间的中介效应成立。企业通过税收优惠政策在一定程度上减轻企业融资过程中所受到的限制,降低研发成本,扩增研发投资收益空间,激发绿色技术创新动力。其次,在民营企业中,税收激励对绿色技术创新的激励效应更佳,国有企业承担着更多的社会责任,对研发投入有一定的挤出效应,而民营企业面对着更大的市场竞争压力,更愿意开展绿色技术创新,减少企业环保支出,减轻经营成本,提升竞争力。再次,税收激励对高新技术企业和制造业企业绿色技术创新的促进效果更优,虽然高新技术企业具有技术密集、技术更新换代频率高的特点,但为避免被市场淘汰,高新技术企业更愿意持续开展绿色创新研发。制造业企业为资本密集型企业,税收优惠政策能够增加企业税后现金留存量,缓解内部融资约束,为绿色研发投入提供保障。

根据上述结论,提出以下3点建议。

首先,坚持“减税降费”政策,引导企业开展绿色技术创新。税收激励政策在一定程度上能够缓解企业融资约束困境,因此政府应让利于企业,增加企业留存收益和投资收益率。政府应通过税收优惠政策引导企业关注生态环保问题,鼓励绿色产品研发,促进企业从事绿色技术创新活动。持续开展财税激励政策,不断优化现行税收优惠政策体系,统筹考虑财税政策工具与绿色发展的结合机制,有引导性地鼓励具有绿色发展前景的企业开展适应生态环境和经济环境的项目,激励企业开展绿色技术创新,争取将环境治理集中环节由下游排污治理转移至上游生产,实现全过程绿色环保,助力绿色与经济协同发展。

其次,完善金融市场体制。政府应规范企业的信息披露机制,对及时且严格按照标准披露企业创新研发信息的企业给予适度的奖励,鼓励其信息披露行为,引导市场良性竞争,优化营商环境。消除企业内部投资者与外部投资者之间的信息不对称,尽可能规避虚假宣传,降低投资风险,减少双方的投资成本,减轻企业融资受到的限制,为企业开展绿色创新研发提供资金支持。进一步完善市场金融体制,强化企业经营管理,鞭策其不断提升市场竞争力,保持市场活力。

再次,实行差异化政策。按照企业实际控股人属性,财税政策应适度偏向民营企业,增加企业税收优惠力度,缓解因资金短缺而导致研发停滞等情况,助力民营企业提高绿色技术研发水平。政府应相应地加强国有企业补助资金使用监督力度,强化项目绩效管理,争取财政资金最大限度地用于市场建设,满足公共产品供给,提高资金使用效率。同时,政府还应将高新技术企业所享企业优惠税率与实际研发创新环节联系起来,促使企业通过技术创新来享受税收优惠,避免税收优惠政策成为企业避税途径。