以税收优惠激励医药企业研发投入的政策效应研究

周思达 高艳荣 罗丹妤

摘   要：根据对46家样本企业的实证分析结论，我国目前医药企业研发费税前扣除政策的激励效应较弱，企业研发投入强度远低于国际平均水平。研究表明，与税收的直接优惠方式相比，税收的间接优惠方式由于侧重事前扶持，激励研发活动的指向性更加明确，所以对企业研发投入的激励效应更强。故建议借鉴国际相关经验，关注中医与西医技术差异，对我国现行医药企业税收政策从研發费税前扣除适用条件、研发支出扣除范围及加计扣除比例等方面加以完善。

关键词：医药；研发费；税前扣除；制度创新

中图分类号：F276.1        文献标志码：A      文章编号：1673-291X（2024）04-0086-04

引言

医药企业属于高投入、高风险的技术密集型产业，同时肩负创造经济价值和保障人类生命安全的双重责任。近年来，我国基本医疗保险涵盖的人口规模正在不断扩大。COVID-19疫情爆发后，医药产业更是进入快速发展机遇期，中国即将成为世界第一大医药市场。然而大量进口产品占据我国医药市场。根据相关数据，1978—2017年我国医药行业进口额增长了174倍。从研发经费投入强度指标来看，2019年我国医药制造行业研发（R&D）仅为2.5%。从医药研发投入结构来看，中医药研发投入状况更为严峻，在我国《新型冠状病毒感染的肺炎诊疗方案（试行）》中收录的15个中药中有8个是销售额高达数十亿元的药品，但中医药研发投入规模仅相当于西药的1／3。国内医药研发的投入无论总量还是结构都存在不足。

综合国内外文献来看，大多数学者们认为我国实施的研发费税前扣除政策对医药企业研发投入具有正向激励作用，但分析均局限于现代医学即西医领域，国内外学者对我国传统医学即中医的研发行为鲜少关注。在COVID-19疫情中，有74 187确诊病例使用了中医药，占比91.5%。其中，湖北省确诊病例中有90.6%使用了中医药，总有效率超过90%。但我国税收政策对传统医学研发行为鲜有激励措施，税收政策亟待改善。

本文在对样本企业数据分析后发现，鉴于医药企业难以量化外溢性贡献，本应在激励研发中提供资金支持的税收政策，对医药企业的激励作用却显著微弱，需要进一步完善。

一、研究设计

（一）研究假设

首先，研发是资金密集型活动，资金投入尤为庞大。曹阳等研究表明，研发费用的所得税前扣除政策能够为企业缓解资金压力，可以显著激励医药企业加大研发投入。据此提出假设1：

研发费税前扣除政策对医药企业加大研发投入具有激励效应。

其次，根据Alessandro S的研究，税收激励措施能显著提高企业研发效率。税率优惠属于事后补贴，可激励企业创新后期的成果转化。相比事前补贴，税率优惠在企业创新成果转化环节的激励效应更强也更直接。据此提出假设2：

企业所得税税率优惠政策能激励医药企业加大研发投入。

再次，企业现金流是否充盈是研发投入的主要约束因素，而企业的税收支出与研发投入均体现为现金流出。孟媛对沪深两市生物医药制造上市公司数据研究后发现，资金状况越好，税前扣除政策的实施对企业研发投入的促进作用越明显。据此提出假设3：

企业拥有的经营性现金越充足，研发投入意愿越强。

最后，2019年我国医药行业整体销售收入超过2.6万亿元。根据李杰的实证分析结论，企业所得税每增加1%，企业研发投入会减少0.88%。说明企业税收支出加大会导致研发投入意愿下降，反之则研发投入意愿增强。据此提出假设4：

企业营业收入越高，研发投入的意愿越强。

（二）样本选择

本文样本数据来源于国泰安数据库和上市公司会计年度报告数据，从中筛选出享受企业所得税优惠政策，信誉良好，税前利润不小于0，财务数据完善且完整披露研发投入、研发费税前扣除、所得税税率优惠影响税额等数据的46家上市医药企业，从其2014—2016年数据中确定共138个观测点，确定相关变量，通过Eviews软件构建多元线性回归方程。

（三）模型设定

根据前述假设，模型相关各变量的定义如下：

被解释变量R&D，为企业研发投入金额；

解释变量JJKC，为研发费税前扣除政策带来的企业所得税减少额；

控制变量SLYH，为高新技术企业15%税率优惠带来的企业所得税减少额；

控制变量XJL，为企业经营性现金净流量；

控制变量SR，为企业当期营业收入额。

采用弹性方法分析研发费税前扣除政策对企业研发投入的作用效果及程度。首先采用对数方式对各项变量进行回归，以测算各变量因素具体效果，分析模型如下：

lnR&Di，t=λ0+λ1lnJJKCi，t+λ2lnSLYHi，t+λ3lnXJLi，t+μi，t

其中，i为企业下标，t为时间下标，μ为随机扰动项，λ为回归系数。

二、实证检验与结果分析

（一）描述性统计分析

对样本企业进行描述性统计分析后得出每家医药企业的年平均研发投入以及企业所得税的节省情况，如表1：

由上述分析可知，在46家上市医药公司样本中，每家医药企业的年平均研发投入约为13 770.19万元；每家医药企业平均每年因研发费用税前扣除优惠政策带来的企业所得税减少额约为670.584万元，占研发投入金额4.87%；因税率优惠政策带来的企业所得税减少额约为6 422.487万元，占研发投入金额38.16%；两项税收优惠政策平均每年为每家医药企业节省企业所得税约7 093.071万元，约占研发投入的42.15%。

（二）变量相关性分析

为更好考察不同税收优惠政策对医药企业研发投入的激励效应，对变量间相关性进行分析，如表2。

从表2可知，企业因研发费税前扣除政策减免的所得税纳税额（JJKC）与企业研发投入（R&D）呈正相关关系，即医药企业减免的所得税越多，企业研发资金投入意愿越强，符合预期。企业因所得税税率优惠减免的税额（SLYH）与企业研发投入（R&D）呈正相关关系，即医药企业减免的所得税越多，企业研发资金投入意愿越强，符合预期。但SLYH与R&D的相关性弱于JJKC与R&D的相关性，说明降低税率对医药企业加大研发投入力度的激励效果弱于研发费税前扣除政策。此外，企业经营性现金流（XJL）和营业收入（SR）与企业研发投入（R&D）正相关，即医药企业经营性现金状况越好，营业收入越高，企业研发资金投入意愿越强，符合预期。

（三）回归结果分析

1.全行业回归结果分析

首先，采用随机效应模型对面板数据进行多元回归分析，显示结果如表3所示。

其次，对随机效应模型进行豪斯曼检验，检验结果中p值为0.000 0，小于0.05，显示拒绝随机效应模型。故采用固定效应模型进行多元回归分析，得到多元回归模型如下：

InR&Di，t=3.471 994+0.497 416InJJKCi，t+0.120 377InSLYHi，t+0.070 242InXJLi，t+0.168 953InSRi，t

模型结果数据显示，税前扣除减免税额的弹性系数是0.50，即研发费税前扣除政策减免所得税额每增加1%，医药企业研发投入将增加0.50%。具体说明如下。

（1）ln（JJKC）：该变量在固定效应模型中显著性检验的p值为0.000 0，在显著性α=1%条件下通过了显著性测验，回归弹性系数为0.497 416。因模型中回归变量已对数化，故回归结果解释为：医药企业因享受研发费税前扣除政策而减少的企业所得税额每增加1%，企业研发投入将增加约0.50%，表明研发费税前扣除政策对促进医药企业加大研发投入产生激励作用，符合假设1。

（2）ln（SLYH）：该变量在固定效应模型中显著性检验的p值为0.000 4，在显著性α=1%条件下通过了显著性测验，回归弹性系数为0.120 377。因模型中回归变量已对数化，故回归结果解释为：医药企业因税率优惠政策所减免的税额每增加1%，医药企业研发投入约增长0.12%，符合假设2。即企業所得税税率优惠政策对于促进医药企业加大研发投入具有一定的激励作用，但激励效果低于研发费税前扣除政策。

（3）ln（XJL）：该变量在固定效应模型中显著性检验的p值为0.159 2，在显著性α=10%条件下未能通过显著性检验，说明研发投入不会直接受到医药企业当期经营性现金流影响，原因是企业的经营性现金需要维持企业正常经营运转的全部环节，需求量较大。所以，医药企业经营性现金流的增加，并不必然带来研发投入的增加。

（4）ln（SR）：该变量在固定效应模型中显著性检验的p值为0.000 8，在显著性α=1%条件下通过了显著性检验，回归弹性系数为0.168 953，因模型中的回归变量已对数化，故回归结果解释为：医药企业营业收入每增加1%，企业研发投入增加约0.16%，符合假设4，即医药企业当期的营业状况将对研发投入产生影响，两者之间存在正相关关系。

2.子行业回归结果分析

将46家上市公司按照所处子行业进行划分，其中西药企业34家，中药企业12家。分别对相关数据进行实证分析后得出西药企业的多元回归模型为：

InR&Di，t=8.863 319+0.372 024InJJKCi，t+0.055 948InSLYHi，t+0.033 962InXJLi，t+0.094 417InSRi，t

得到中药企业的多元回归模型为：

InR&Di，t=4.439 865+0.091 765InJJKCi，t+0.225 450InSLYHi，t+0.127 740InXJLi，t+0.666 479InSRi，t

从子行业的两个模型结果来看，研发费税前扣除政策对中药企业和西药企业均具有激励作用。具体分析如下。

（1）ln（JJKC）：该变量在两类子行业模型中的弹性系数分别为0.372 024和0.091 765。由于已将模型中的回归变量对数化，因此回归结果解释为：在研发费税前扣除政策带来的企业减免所得税额每增加1%，西药企业的研发投入增长0.37%，中药企业的研发投入增长0.09%。这与前文对行业总体情况的分析相符，即研发费税前扣除政策对医药企业研发投入具有激励作用，但西药企业的弹性系数明显高于中药企业，说明该项税收政策对西药企业的激励作用明显高于中药企业。

（2）ln（SLYH）：该变量在两类子行业的模型中弹性系数为0.055 948和0.025 450。由于已将模型中的回归变量对数化，因此回归结果解释为：当医药企业应享受税率优惠政策所少缴纳的企业所得税额每增加1%，西药企业研发投入增长0.05%，中药企业增长0.02%。这与前文分析结果相符，即高新技术企业所得税税率优惠政策对医药企业研发投入具有激励作用，但激励效果有限。

（3）ln（XJL）：该变量在行业总体模型中未能通过显著性测验，即医药企业当期拥有的经营性现金流对研发投入并没有直接的显著影响。

（4）ln（SR）：该变量的弹性系数为0.094 417和0.666 479。由于已将模型中的回归变量对数化，因此回归结果解释为：营业收入每增加1%，西药企业将在研发投入上增加约0.09%，中药企业增加0.66%。这与前文分析结果相符，即医药企业的营业状况促进其自身的研发投入，且中药企业影响程度更深。

3.研发费税前扣除政策效应测算

很多国家通过税收优惠来激励企业创新，其中税前扣除方式是覆盖面最广的措施之一。为进一步明确其效果，按照实际发生额的150%（中国）、200%（印度）和400%（新加坡）三个标准对面板数据进行测算，进行对比分析。具体测算情况如表4所示。

对比表4数据可知，税前扣除额度为实际发生额的200%时，政策的激励效应为0.630 134，激励效应更为显著。

三、结论与政策建议

（一）研究结论

1.医药企业研发费税前扣除政策对企业研发投入的激励作用大于税率优惠减免政策。研发费税前扣除的减免额和税率优惠减免额两个变量均与企业研发投入呈正相关关系，说明医药企业减免的税额越多，企业研发资金投入意愿越强，但研发费税前扣除政策激励作用更大。

2.企业减免所得税额对中药企业的研发投入激励效应弱于西药企业。在同一税收优惠政策激励下，西药企业研发投入的规模扩大程度约是中药企业的4倍；企业营收增加时，中药企业增加研发投入能力比西药企业更强。这表明税收优惠激励研发的效应在不同类型的医药企业间存在异质性差异，客观上影响了税收政策的公正、公平。

（二）政策建议

1.优化研发费税收优惠政策形式。降低税率属于事后激励，虽然在短期内能够减少医药企业的应纳所得税额，但由于指向性不确定而激励效应不强。税前扣除的优惠方式侧重事前扶持，明确地指向了研发，能够引导医药企业根据税收政策选择研发投入行为。因此，我国应强化医药企业研发费税收优惠政策，且优惠力度应向税前扣除方式倾斜。

2.扩大医药研发费税前扣除范围。我国现行税收政策中，医药企业的大量研发支出中如对医药“二次研发”投入不予税前扣除、委托研发费用有限扣除等政策存在缺陷。药品研发涉及学科面广、操作复杂、药品淘汰率高。“二次研发”是对首次研发的改良与创新，不应被政策遗弃。例如，新加坡认可各种研发形式，符合条件的研发费用均可全额纳入税前扣除范围；美国对委托方拥有成果所有权的研发费用，无论研发是否成功，双方支付的研发费用均可享受税收优惠。

3.提高医药产业研发费税前扣除幅度。根据美国塔夫茨大学药物开发研究中心2014年的数据，开发一个新药的平均成本约需26亿美元，而临床试验成功率仅为10%。在我国，一项新药的研发到上市约耗时10—15年。因此，建议我国提高医药企业研发费税前扣除幅度，以抹平高额研发投入和较长研发周期对医药企业研发意愿的不利影响。可借鉴印度的做法，将加计扣除比重提高至200%，以显著提高医药企业研发费税前扣除政策的激勵作用。

4.强化中医药研发税收激励效应。模型分析表明，我国现行税收政策激励效应存在西医强于中医的差异。这主要是由于现行研发费税前扣除政策是按照西医技术特点确定税前扣除标准，未能关注中西医研发技术差异，使中药企业的大量研发费无法税前扣除。根据国家食品药品监督管理局2008年颁布的《关于印发中药注册管理补充规定的通知》，经典古方可不经临床试验直接申报生产。但“不经临床”并非没有创新，中医的“一人一方”诊疗过程以及现代医学技术与中医的相互融合、传承与创新一直贯穿中医药发展全部过程。故税收政策应针对中药研发特征，单列中医药研发投入税前扣除标准，以促进现代中医药研发活动深入开展。

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