稅收激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的效應分析

張凱　張靜

[摘要]技術(shù)創(chuàng)新對于一個國家的經(jīng)濟增長和企業(yè)的生存與發(fā)展所具有的核心作用已經(jīng)成為共識。由于技術(shù)創(chuàng)新存在“市場失靈”，就需要政府采取某種形式來干預市場失靈，就世界范圍內(nèi)來看，各國政府大都采取稅收激勵手段去干預市場失靈。大中型工業(yè)企業(yè)是企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新的主導力量，文章運用多元線性回歸模型對內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)稅收激勵技術(shù)創(chuàng)新進行實證分析，研究結(jié)果表明目前內(nèi)蒙古實行的稅收激勵政策沒有達到預期效果。

[關(guān)鍵詞]稅收；技術(shù)創(chuàng)新；內(nèi)蒙古；大中型工業(yè)企業(yè)

[DOI]1013939/jcnkizgsc201808099

創(chuàng)新是人類文明進步的靈魂，是一個國家興旺發(fā)達的源泉。沒有科技創(chuàng)新，經(jīng)濟進步就只能依靠其他創(chuàng)新國家，縮短不了差距。當今世界，科技進步是富國之源，科學技術(shù)是第一生產(chǎn)力，科學技術(shù)的發(fā)展十分迅速，國家與國家間的競爭越來越表現(xiàn)為以技術(shù)進步為核心的全面自主創(chuàng)新上。

近年來內(nèi)蒙古經(jīng)濟高速發(fā)展，但要實現(xiàn)經(jīng)濟的跨越式發(fā)展，技術(shù)創(chuàng)新是根本途徑。由于技術(shù)創(chuàng)新存在“市場失靈”，就需要政府采取某種形式來干預市場失靈，就世界范圍內(nèi)來看，各國政府大都采取稅收激勵手段去干預市場失靈。企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的主體，而大中型工業(yè)企業(yè)又作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主導力量，生產(chǎn)技術(shù)處于全國企業(yè)的領(lǐng)先地位。因此，本文研究了內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過程中稅收激勵所起的作用。

1文獻綜述

通過對國內(nèi)外稅收激勵技術(shù)創(chuàng)新研究狀況的梳理，可以看出，國外的相關(guān)研究成果比較豐富，而國內(nèi)的研究成果則較為有限。筆者通過梳理總結(jié)國外學者對稅收政策與風險投資、研發(fā)活動、企業(yè)家行為等活動的研究，發(fā)現(xiàn)該研究多采用實證分析，即建立了相關(guān)的評價模型，這就為研究稅收激勵技術(shù)創(chuàng)新提供了很好的思路和方法。而國內(nèi)眾多學者的研究多集中在稅收優(yōu)惠政策對于我國技術(shù)創(chuàng)新的激勵效應方面的研究。大中型工業(yè)企業(yè)是企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新的主導力量，本文將借鑒學者的研究成果，運用多元線性回歸模型對內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)稅收激勵技術(shù)創(chuàng)新進行實證分析。

2模型設計

一般說來，政府主要采用兩種政策工具來促進企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新：一是政府通過補貼、采購等財政方式直接支持企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入。二是政府通過稅收優(yōu)惠政策來減少企業(yè)的稅收負擔，降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的成本，間接支持企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動。

本文將研究與開發(fā)（R&D）作為橋梁使技術(shù)創(chuàng)新與稅收激勵有機地結(jié)合起來。從技術(shù)創(chuàng)新的過程、測度企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力上分析，R&D是其中的關(guān)鍵因素，以及國外研究也往往用R&D投入來衡量技術(shù)創(chuàng)新能力。所以，本文將R&D作為度量技術(shù)創(chuàng)新的指標?，F(xiàn)行的稅收優(yōu)惠政策大多針對的是企業(yè)所得稅，而且相關(guān)的稅收條目多而且雜，考慮到分析的可行性和可操作性，筆者著重對內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的企業(yè)所得稅對企業(yè)R&D投入的激勵效應進行研究。文章選取2000年到2013年的內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)R&D費用（Y）作為被解釋變量，內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的企業(yè)所得稅（X1）和內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)科技活動經(jīng)費籌集總額中的政府資金（X2）作為解釋變量建立多元線性回歸模型。

模型設定：Y=α0+β1X1+β2X2+ε1

其中，α0、β1、β2為待估參數(shù)，ε1為隨機擾動項。

3實證分析與計算檢驗

31實證分析

模型中所使用的數(shù)據(jù)來源于《內(nèi)蒙古社會科技年鑒》《內(nèi)蒙古統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》整理所得。

為了能對稅收激勵技術(shù)創(chuàng)新的效果做出更好的分析，需要做進一步的處理，將各變量取對數(shù)，以處理后的結(jié)果去做進一步的分析。

模型變換為：Y′=α′0+β′1X′1+β′2X′2+ε2

即LNY=α′0+β′1LNX1+β′2LNX2+ε2

本文使用EViews 80軟件對模型進行了回歸分析，得到如下估計模型：

LNY=-586+0024LNX1+114LNX2+ε2

32計算檢驗

321經(jīng)濟意義檢驗

主要是檢驗參數(shù)估計值的符號以及數(shù)值的大小在經(jīng)濟意義上是否合理。通過模型可以知道，內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的研發(fā)費用與內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的企業(yè)所得稅成正相關(guān)關(guān)系，和其科技活動經(jīng)費籌集總額中的政府資金成正相關(guān)關(guān)系。其中內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的研發(fā)費用與內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的企業(yè)所得稅成正相關(guān)關(guān)系不符合經(jīng)濟學的一般意義，可能由于內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的企業(yè)所得稅的稅收優(yōu)惠政策效果還沒有顯現(xiàn)。

322統(tǒng)計檢驗

統(tǒng)計檢驗一般包括擬合優(yōu)度檢驗、方程顯著性檢驗（F檢驗）、變量顯著性檢驗（t檢驗）。

第一，擬合優(yōu)度檢驗。數(shù)據(jù)顯示，可決系數(shù)R2=0993403，修正的可決系數(shù)2=0991203，說明模型對樣本的擬合很好。

第二，F(xiàn)檢驗：給定顯著性水平α=005，在F分布表中查出自由度為k-1=1和n-k=7的臨界值F005（1，7）=559，F(xiàn)=4517243>F005（1，7）=559，說明回歸方程顯著，即“企業(yè)所得稅”“政府資金”等變量聯(lián)合起來確實對“企業(yè)R&D支出”有顯著影響。

第三，t檢驗：給定顯著性水平α=005，在t分布表中查出自由度為n-k=7的臨界值t0025（7）=2365，T1=3433212，|T1|>t0025（7）=2365，所以認為該參數(shù)顯著。說明企業(yè)所得稅對促進企業(yè)R&D支出的作用較顯著。

給定顯著性水平α=005，在t分布表中查出自由度為n-k=7的臨界值t0025（7）=2365，由表2可知，T2=2998615，|T2|>t0025（7）=2365，所以認為該參數(shù)顯著。說明政府資金對促進企業(yè)R&D支出的作用非常顯著。

323計量經(jīng)濟學檢驗

模型基本假定的檢驗一般包括多重共線性檢驗、自相關(guān)檢驗和異方差檢驗。

第一，多重共線性檢驗。本文利用相關(guān)系數(shù)檢驗，可以分析解釋變量之間的兩兩相關(guān)情況。使用EViws60軟件得出相關(guān)系數(shù)矩陣。由相關(guān)系數(shù)矩陣可以看出，解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)為03以下，即解釋變量之間低度相關(guān)，不存在多重共線性。

第二，自相關(guān)檢驗。由于D-W統(tǒng)計量僅能夠檢驗隨機擾動項是否存在一階自相關(guān)，本文將采用Breush-Godfrey提出的拉格朗日乘數(shù)檢驗（LM檢驗），即檢驗回歸方程中殘差序列是否存在高階自相關(guān)的，而且LM檢驗在方程中含有滯后因變量的情況下，仍然是有效的。

LM檢驗結(jié)果顯示，Obs×R-squared=4595438，其相應的概率值P=0203934，大于檢驗水平α=005，因此接受原假設H0，即可以認為方程OLS估計所得到的殘差序列不存在自相關(guān)。同時，LM檢驗結(jié)果中F統(tǒng)計量=1043336，其相應的概率值P=0486499，大于檢驗水平α=005，從而表明LM檢驗的輔助回歸方程所有殘差滯后項系數(shù)估計值整體上是不顯著的。

第三，異方差檢驗。回歸模型得到的統(tǒng)計量都是根據(jù)回歸方程的殘差計算出的，如果殘差存在異方差，則這些統(tǒng)計量將可能是不可靠的，從而使得根據(jù)這些統(tǒng)計量作出的判斷可能也存在錯誤。本文將采用White異方差檢驗。

White檢驗結(jié)果顯示，Obs×R-squared=2482723，其相應的概率值P=0647732，大于檢驗水平α=005，因此接受原假設H0，即可以認為方程OLS估計所得到的殘差序列不存在異方差。同時，White檢驗結(jié)果中F統(tǒng)計量=0380945，其相應的概率值P=0813691，大于檢驗水平α=005，從而表明檢驗輔助回歸方程整體上是不顯著的。

通過以上的回歸分析和檢驗，可以得到如下回歸方程：

Y′=-586+0024X′1+114X′2+ε2

4結(jié)果分析與政策啟示

模型的擬合度較好，通過方程顯著性檢驗、變量顯著性檢驗以及多重共線性檢驗、自相關(guān)檢驗和異方差檢驗，說明解釋變量可以很好地說明被解釋變量。計算結(jié)果顯示內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)企業(yè)所得稅的系數(shù)為0024349，表明內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的企業(yè)所得稅和企業(yè)研發(fā)投入之間存在正相關(guān)的關(guān)系，即企業(yè)所得稅優(yōu)惠還沒有刺激企業(yè)加大研發(fā)投入。進一步說明內(nèi)蒙古政府對大中型工業(yè)企業(yè)實行的激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的企業(yè)所得稅的稅收優(yōu)惠政策還沒有達到預期效果。另外，內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)科技活動經(jīng)費籌集總額中的政府資金的系數(shù)為1142271，說明政府向企業(yè)科技活動進行直接投入與企業(yè)研發(fā)投入具有正相關(guān)關(guān)系，即政府向企業(yè)科技活動直接投入越多，更能刺激內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)加大研發(fā)投入。

通過上述研究發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)行的激勵內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新的稅收優(yōu)惠政策效果并不明顯，而政府直接進行的投資對激勵內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)進行創(chuàng)新的效果較為明顯。但是，目前世界各國政府都普遍采用稅收優(yōu)惠政策來激勵企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新，稅收優(yōu)惠政策與直接的政府投入相比，稅收優(yōu)惠政策更能傾向于利用企業(yè)和市場的力量。

根據(jù)目前內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的實際情況，在制定促進技術(shù)創(chuàng)新的稅收政策時，激勵作用的重心向研發(fā)環(huán)節(jié)轉(zhuǎn)移，逐步建立研發(fā)環(huán)節(jié)稅收激勵在整個稅收體系中的核心地位?？傮w上可考慮在增值稅轉(zhuǎn)型基礎上，以所得稅為主體優(yōu)惠稅類，直接優(yōu)惠和間接優(yōu)惠并用，多種優(yōu)惠方式合理配套，形成促進經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變和節(jié)能、環(huán)保等的完善自主創(chuàng)新稅收規(guī)制體系。針對全文對國內(nèi)外稅收政策的梳理以及實證分析的結(jié)果，筆者認為可從以下三個方面著手改進：建立和完善稅收優(yōu)惠法制體系；加快轉(zhuǎn)變稅收激勵方式；進一步提高內(nèi)蒙古大中型工業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

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