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    研發(fā)費用加計扣除與企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力*

    2024-01-01 00:00:00顧振華
    稅收經(jīng)濟研究 2024年5期
    關(guān)鍵詞:稅收優(yōu)惠新質(zhì)生產(chǎn)力供應(yīng)鏈

    內(nèi)容提要:科技創(chuàng)新是提升新質(zhì)生產(chǎn)力、加強供應(yīng)鏈韌性的關(guān)鍵,而研發(fā)費用加計扣除則是激勵科技創(chuàng)新的重要舉措。從供應(yīng)鏈視角下分析研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的影響具有現(xiàn)實意義?;诖?,文章以財稅〔2015〕119號文件的發(fā)布為背景,邏輯推演了稅收優(yōu)惠提升新質(zhì)生產(chǎn)力的路徑,并利用2010—2022年滬深兩市的上市公司數(shù)據(jù)進行實證研究。結(jié)果表明:(1)研發(fā)費用加計扣除政策提升了企業(yè)自身的新質(zhì)生產(chǎn)力,研發(fā)投入是其中的影響機制;(2)該稅收優(yōu)惠政策還提升了企業(yè)所處供應(yīng)鏈上下游的新質(zhì)生產(chǎn)力,人員流動、技術(shù)溢出和效率傳導是政策輻射供應(yīng)鏈的渠道;(3)該政策的效果對供應(yīng)鏈下游產(chǎn)業(yè)和東部地區(qū)的影響更顯著。本研究為實現(xiàn)政府提出的新質(zhì)生產(chǎn)力提升和供應(yīng)鏈韌性目標提供了思路。

    關(guān)鍵詞:研發(fā)費用加計扣除;稅收優(yōu)惠;新質(zhì)生產(chǎn)力;供應(yīng)鏈

    中圖分類號:F812.42" 文獻標識碼:A" 文章編號:2095-1280(2024)05-0070-14

    一、引言

    2024年1月在中共中央政治局第十一次集體學習中,習近平總書記對新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)涵和特征進行了深入闡釋,指出科技創(chuàng)新和新質(zhì)生產(chǎn)力之間的關(guān)系:“科技創(chuàng)新能夠催生新產(chǎn)業(yè)、新模式、新動能,是發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力的核心要素?!庇纱丝梢姡沦|(zhì)生產(chǎn)力能夠提升的最大動力源正是科技創(chuàng)新(謝芬等,2024)。然而,隨著外部環(huán)境不確定性的增加,企業(yè)對于科技創(chuàng)新的決策變得愈發(fā)慎重,能否擁有穩(wěn)定的供應(yīng)鏈關(guān)系成為一個重要考量(肖利平和劉點儀,2023)。在此背景下,若能發(fā)現(xiàn)激勵科技創(chuàng)新的舉措,并且找到將政策效應(yīng)輻射整個供應(yīng)鏈的渠道,對于實現(xiàn)“加快發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力”和“提升產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈韌性”的目標均十分有益。

    研發(fā)費用加計扣除就是一項直接針對科技創(chuàng)新的稅收優(yōu)惠政策。早在1996年,相關(guān)部門就提出,從事研發(fā)的國有和集體工業(yè)企業(yè)的研發(fā)費用可在應(yīng)稅所得額中加計抵扣①。2015年,財政部、國家稅務(wù)總局和科技部聯(lián)合公布了《關(guān)于完善研究開發(fā)費用稅前加計扣除政策的通知》(下文簡稱財稅〔2015〕119號文件),大幅擴大了該政策的適用范圍②,該文件受到了各方的高度重視(戴天仕等,2022)。應(yīng)該說,研發(fā)費用加計扣除是我國政府推動科技創(chuàng)新的一項長期政策,黨的二十屆三中全會也提出明確要求:“提高研發(fā)費用加計扣除比例”。那么,該政策能否通過激勵科技創(chuàng)新,從而驅(qū)動新質(zhì)生產(chǎn)力的提升?在供應(yīng)鏈關(guān)系日趨重視的當下,它的影響又通過什么渠道從企業(yè)輻射整個供應(yīng)鏈?解答上述問題,無論是對于貫徹黨的二十屆三中全會精神,還是實現(xiàn)國家戰(zhàn)略目標而言,都具有現(xiàn)實意義。

    基于此,本文將財稅〔2015〕119號文件的公布視為一次準自然實驗,從理論上推演了研發(fā)費用加計扣除如何提升企業(yè)及其所處供應(yīng)鏈的新質(zhì)生產(chǎn)力,提出了有待于實證檢驗的理論假說,并利用2010—2022年在中國滬深交易所上市的1638家上市公司數(shù)據(jù),通過雙重差分法進行了實證研究。結(jié)果表明:第一,當企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除政策后,不僅自身,而且所處供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力均會得到顯著的提升;第二,研發(fā)投入的增加是研發(fā)費用加計扣除政策影響企業(yè)自身新質(zhì)生產(chǎn)力的機制,而高素質(zhì)人員流動、先進技術(shù)的溢出和生產(chǎn)效率的傳導,則將該政策的影響輻射整個供應(yīng)鏈;第三,該稅收優(yōu)惠政策的影響存在異質(zhì)性,供應(yīng)鏈下游產(chǎn)業(yè)和東部地區(qū)的企業(yè)受到了更為顯著的影響。

    二、文獻綜述

    (一)新質(zhì)生產(chǎn)力的指標構(gòu)建與影響因素

    企業(yè)是經(jīng)濟運行的細胞,是加快形成新質(zhì)生產(chǎn)力的微觀主體。企業(yè)層面的新質(zhì)生產(chǎn)力研究也在不斷增加。趙國慶和李俊廷(2024)、宋佳等(2024)依據(jù)生產(chǎn)要素的二要素理論,從勞動力和生產(chǎn)資料兩個方面對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的量化指標進行構(gòu)建,在新質(zhì)生產(chǎn)力的影響因素上,前者聚焦于企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型,后者則強調(diào)企業(yè)的ESG(Environment,Social and Governance,簡稱ESG)發(fā)展模式。姚樹潔和蔣藝翅(2024)側(cè)重于在數(shù)據(jù)要素范圍內(nèi)計算新質(zhì)生產(chǎn)力,認為數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度決定企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的大小。

    應(yīng)該說,學術(shù)界在如何測算新質(zhì)生產(chǎn)力上,已經(jīng)形成了基本一致的觀點,勞動力、勞動對象和生產(chǎn)資料是其中不可或缺的指標。相比之下,不同學者對新質(zhì)生產(chǎn)力影響因素的研究則各有側(cè)重,產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、數(shù)字化轉(zhuǎn)型、發(fā)展模式、基礎(chǔ)設(shè)施等都被認為是影響因素。

    (二)研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)創(chuàng)新的影響

    創(chuàng)新是新質(zhì)生產(chǎn)力的核心元素。研發(fā)費用加計扣除作為一項多年來直接作用于企業(yè)創(chuàng)新的財稅政策,它對企業(yè)創(chuàng)新的影響一直以來都是政策研究的焦點。絕大多數(shù)研究均肯定了該政策的創(chuàng)新激勵作用。在影響機制上,唐明和曠文雯(2021)認為研發(fā)投入的增加是最主要的機制,該觀點獲得了許多學者的認同。隨著創(chuàng)新研究的不斷深入,越來越多的學者不再將創(chuàng)新視為一個單一的過程,而是將其視為一系列鏈式流程,其中包括了創(chuàng)意、研發(fā)、產(chǎn)品和銷售等諸多環(huán)節(jié)(靳衛(wèi)東等,2022)。馮澤等(2019)從創(chuàng)新鏈視角出發(fā),強調(diào)研發(fā)費用加計扣除在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營各環(huán)節(jié)中均產(chǎn)生了積極的影響,該政策在收入端提高了研發(fā)投入,在產(chǎn)出端擴大了產(chǎn)出規(guī)模,而在收益端則增加了收益強度。梁富山和王心潔(2023)也從創(chuàng)新鏈的思路入手,考察了研發(fā)費用加計扣除政策與財政補貼和綠色創(chuàng)新政策相互疊加后的效應(yīng)大小。

    總的來看,已有文獻構(gòu)建了新質(zhì)生產(chǎn)力的指標體系,肯定了研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)創(chuàng)新的正向效應(yīng)并探索了其中的機制,這為本文提供了研究基礎(chǔ)。與此同時,鏈式創(chuàng)新概念的提出啟發(fā)了本文沿著鏈式思路分析企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的變化。不過,現(xiàn)有研究體系仍有以下兩個方面可以進一步完善:第一,雖然二者之間密切相關(guān),但是新質(zhì)生產(chǎn)力相較于創(chuàng)新,其內(nèi)涵更為豐富,研發(fā)費用加計扣除的實施是否也能驅(qū)動企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的提升,目前尚缺少直接的數(shù)據(jù)驗證;第二,在不確定性較高的環(huán)境下,供應(yīng)鏈上下游伙伴間的關(guān)系日益成為企業(yè)決策時的考量,從供應(yīng)鏈視角分析政策效應(yīng)和政策傳導機制,更符合企業(yè)現(xiàn)狀。

    基于此,本文的邊際貢獻體現(xiàn)在以下三個方面:(1)使用微觀數(shù)據(jù)直接驗證了研發(fā)費用加計扣除對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的提升起到了積極作用。這一發(fā)現(xiàn)不僅彌補了現(xiàn)有文獻在二者正向關(guān)系上的證據(jù)缺失,也為社會各界尋找新質(zhì)生產(chǎn)力的驅(qū)動源提供了新思路;(2)肯定了研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)所處供應(yīng)鏈上下游的新質(zhì)生產(chǎn)力均存在影響。該結(jié)果從供應(yīng)鏈傳導的視角加強了實施研發(fā)費用加計扣除的意義,并拓展了現(xiàn)有新質(zhì)生產(chǎn)力研究的邊界;(3)挖掘了人員流動、技術(shù)溢出和效率傳導三個稅收優(yōu)惠政策在供應(yīng)鏈中輻射影響的渠道,將企業(yè)和其所處供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)串聯(lián)起來,探索了政策落實至企業(yè)及所處供應(yīng)鏈的路徑。

    三、理論分析與研究假說

    對于新質(zhì)生產(chǎn)力而言,其本質(zhì)上就是符合新發(fā)展理念的先進生產(chǎn)力(劉偉,2024)。如果能夠?qū)ふ业酱龠M生產(chǎn)力或者提高生產(chǎn)效率的舉措,那么也就找到了提升新質(zhì)生產(chǎn)力的路徑。既然如此,研發(fā)投入的增加無疑會幫助企業(yè)擁有更高的生產(chǎn)力和生產(chǎn)效率(王薇等,2018),而研發(fā)費用加計扣除正是激勵企業(yè)增加研發(fā)投入的政策,最終提升企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力(劉明慧和李秋,2024)?;诖?,如圖1所示,本文提出有待于實證檢驗的假說1和假說2:

    假說1:企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除后,自身的新質(zhì)生產(chǎn)力得到了顯著提升。

    假說2:研發(fā)投入的增加是研發(fā)費用加計扣除影響企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的主要機制。

    供應(yīng)鏈是由供應(yīng)商、制造商、零售企業(yè)以及客戶等構(gòu)成的鏈式網(wǎng)絡(luò),網(wǎng)絡(luò)中每個企業(yè)的行為都會對整個網(wǎng)絡(luò)中的各個成員產(chǎn)生交叉影響。隨著產(chǎn)業(yè)分工的不斷細化,企業(yè)與所處供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)的關(guān)系愈發(fā)密不可分(鮑群等,2023)。在外部環(huán)境不確定性上升后,供應(yīng)鏈的穩(wěn)定以及供應(yīng)鏈伙伴間的關(guān)系愈發(fā)受到企業(yè)的重視(肖利平和劉點儀,2023)。

    一般而言,當中游企業(yè)增加研發(fā)投入之后,其對上游的需求和下游的供給都會產(chǎn)生影響。上游企業(yè)為了讓自己能夠滿足客戶更高水平的需求,也會加大自身的創(chuàng)新力度(陳勝藍和劉曉玲,2021),而下游企業(yè)在獲得了供應(yīng)商更多高質(zhì)量的產(chǎn)品之后,自身創(chuàng)新的條件和動力也會上升(董明等,2023)。無論是科技創(chuàng)新,還是新質(zhì)生產(chǎn)力的培育,畢竟都要面臨較高的不確定性。只有在信息明確的條件下,整個供應(yīng)鏈中的創(chuàng)新傳導才會加快。

    此時,研發(fā)費用加計扣除政策的實施,與其說是給相關(guān)企業(yè),還不如說是給整個供應(yīng)鏈傳遞了一個明確的信號,那就是被納入政策中的企業(yè)將會加大創(chuàng)新領(lǐng)域的投入,既提高對上游需求的技術(shù)含量,也提升銷售給下游的產(chǎn)品質(zhì)量(魯大宇等,2023)。為了能夠保持一個穩(wěn)定的供應(yīng)關(guān)系,同處一個供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)中的上下游企業(yè)在捕捉到研發(fā)費用加計扣除這類信號時,會立刻著手對自己的生產(chǎn)力進行升級改造,甚至當中游企業(yè)擁有一定的議價能力或者壟斷能力時,供應(yīng)鏈上下游企業(yè)的創(chuàng)新投入會早于受政策激勵的企業(yè)(肖利平和劉點儀,2023),以加強供應(yīng)鏈的穩(wěn)固。基于此,如圖1所示,本文提出有待于實證檢驗的假說3:

    假說3:企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除后,其所處的供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平同樣也會顯著提高。

    根據(jù)生產(chǎn)力二要素理論,構(gòu)成新質(zhì)生產(chǎn)力指標的元素分為活勞動、物化勞動和生產(chǎn)技術(shù)等,按此分類,勞動力、生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)效率便是政策能夠提升新質(zhì)生產(chǎn)力的主要渠道。

    首先,研發(fā)費用加計扣除的實施加大了中游企業(yè)的研發(fā)投入,促使其對研發(fā)人員、生產(chǎn)技術(shù)以及生產(chǎn)效率都有了更高的標準和更大的需求,擴展研發(fā)人員規(guī)模,提高技術(shù)水平并提升生產(chǎn)效率都是該政策所帶來的效果(戴天仕和趙琦,2022;張延平等,2019);隨后,觀察到研發(fā)費用加計扣除的政策后,為了保持供應(yīng)鏈的穩(wěn)定,供應(yīng)鏈中的上下游企業(yè)都會緊跟中游企業(yè)的步伐,甚至當中游企業(yè)具有較高議價能力時,他們會提前從人員、技術(shù)和效率三個方面入手,以留住客戶和供應(yīng)商,如此一來,整個供應(yīng)鏈上下游被緊密地聯(lián)結(jié)在一起。

    與此同時,為了進一步抵消科技創(chuàng)新產(chǎn)生的高企成本,很多供應(yīng)鏈伙伴從傳統(tǒng)的客戶與供應(yīng)商關(guān)系,逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)楹献骰锇殛P(guān)系,通過發(fā)揮各自在勞動力、生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)效率等方面所具有的優(yōu)勢,供應(yīng)鏈上下游企業(yè)的相互合作將會在科技創(chuàng)新或者生產(chǎn)力的提升上實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟現(xiàn)象,這被稱為“合作創(chuàng)新”模式(尹志鋒等,2022)。在該模式下,只要當研發(fā)費用加計扣除給企業(yè)帶來更大研發(fā)投入后,其所處供應(yīng)鏈上下游企業(yè)就會被“合作創(chuàng)新”模式所帶動,一同擴大擴大研發(fā)人員規(guī)模,提高技術(shù)水平并提升生產(chǎn)效率,最終提升整個供應(yīng)鏈的生產(chǎn)力。為了驗證該觀點,如圖1所示,本文提出有待于實證檢驗的假說4:

    假說4:高素質(zhì)人員的流動、先進技術(shù)的溢出以及生產(chǎn)效率的傳導在供應(yīng)鏈中發(fā)揮了影響機制的作用。

    四、研究設(shè)計、數(shù)據(jù)與方法

    (一)實證模型與變量定義

    為了檢驗理論分析中提出的假說1,即當企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除政策后,其自身的新質(zhì)生產(chǎn)力水平將會顯著提高,將有待于實證檢驗的模型設(shè)定為如下形式:

    在模型(1)中,newpower是被解釋變量,反映的是企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平。目前,學術(shù)界主要從活勞動、物化勞動、硬技術(shù)和軟科技四個方面(宋佳等,2024;趙國慶等,2024),在企業(yè)層面進行新質(zhì)生產(chǎn)力水平測算。參考該方法,本文也從上述四個方面進行newpower變量的構(gòu)建,使用員工薪資的對數(shù)值、研發(fā)人員占員工人數(shù)的比例、高學歷人員占員工人數(shù)的比例、是否設(shè)置了技術(shù)性高管,作為反映活勞動的指標;使用固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)之比以及制造費用占比①,作為反映物化勞動的指標;使用研發(fā)支出費用化金額占營業(yè)收入的比例、研發(fā)支出資本化金額占營業(yè)收入的比例、國內(nèi)外申請專利數(shù)、無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例、參與國家或者行業(yè)標準制定數(shù)量、數(shù)字資本投入對數(shù)值,作為反映硬技術(shù)的指標;使用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和權(quán)益乘數(shù)倒數(shù),作為反映軟科技的指標,通過熵值法進行指標的構(gòu)建②。除了使用熵值法之外,還使用因子分析法計算新質(zhì)生產(chǎn)力newpowerf,從不同變量構(gòu)造的角度,保證結(jié)果的穩(wěn)健性。

    policy是解釋變量,表示企業(yè)是否享受了研發(fā)費用加計扣除政策。它由兩個虛擬變量treat和year2015交互而成,treat表示是否屬于享受政策的處理組,year2015則表示是否在政策發(fā)生年份之后。當企業(yè)所在行業(yè)屬于財稅〔2015〕119號文件的適用范圍時③,treat為1,否則為0,考慮到處理組中那些在2015年之后沒有研發(fā)費用支出的企業(yè)已經(jīng)被剔除,因此可以認為在文件適用范圍的企業(yè)均已享受了研發(fā)費用加計扣除政策。財稅〔2015〕119號文件于2015年下發(fā),將2015年視為政策開始的起點,政策實施后的年份,year2015取值為1,否則為0。

    control是由控制變量組成的向量,它主要包含了反映公司財務(wù)特征的其他控制變量,用以控制其他影響企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的因素。本文參考已有研究(Hot,2022;薛迎迎,2023),首先確定了可能產(chǎn)生影響的五個方面:企業(yè)規(guī)模、杠桿水平、股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)價值以及治理狀況;接著通過膨脹因子對相關(guān)變量進行檢驗,最終確定了企業(yè)層面八個財務(wù)指標作為控制變量:size為總資產(chǎn)的自然對數(shù),age是企業(yè)的年齡,它們反映的是企業(yè)規(guī)模大?。籨ebt是企業(yè)的負債與營業(yè)收入之比,leverage是企業(yè)財務(wù)杠桿率,它們反映企業(yè)的杠桿水平;hhi是第一大股東的股權(quán)集中度,反映的是股權(quán)結(jié)構(gòu);cash是期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物余額與營業(yè)收入之比,btm是賬面市值比,它們反映的是企業(yè)價值大?。籨ual是董事長和總經(jīng)理是否兼任,反映企業(yè)的治理狀況。另外,firm是不隨時間變化的企業(yè)固定效應(yīng),time代表年份固定效應(yīng),用年份虛擬變量表示,u代表隨機干擾項,下標i表示每個企業(yè),下標t表示每個年份,下文同。表1報告了模型中主要變量的特征信息。

    (二)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

    本文的研究樣本為2010—2022年在中國滬深交易所上市的1638家企業(yè)。之所以選擇2010—2022年作為研究區(qū)間,主要是因為財稅〔2015〕119號文件于2015年正式對外公布,為了保證在研究區(qū)間內(nèi)擁有足夠的處理組和對照組,將研究區(qū)間的起點定為2010年,這使得該文件發(fā)布前后都有足夠5年及以上的研究窗口可以觀察,而將研究區(qū)間的終點定為2022年,除了保證觀察窗口的時長外,還因為部分企業(yè)或者城市層面的數(shù)據(jù)僅更新至2022年。

    本文的數(shù)據(jù)來源主要有以下五個:一是財政部、國家稅務(wù)總局和科技部聯(lián)合下發(fā)的財稅〔2015〕119號文件;二是國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)中的中國上市公司財務(wù)報表數(shù)據(jù)庫、財務(wù)報表附注數(shù)據(jù)庫以及其他特色數(shù)據(jù)庫;三是國家統(tǒng)計局提供的2012—2020年投入產(chǎn)出表;四是《中國統(tǒng)計年鑒》或者中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫;五是Davis等(2019)構(gòu)建的經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)數(shù)據(jù)庫。

    其中,是否享受研發(fā)費用加計扣除的解釋變量policy來源于財稅〔2015〕119號文件。構(gòu)建被解釋變量所使用的企業(yè)層面數(shù)據(jù),以及控制變量中的企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)和機制變量中的有關(guān)人員流動、技術(shù)溢出和效率傳導的數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。企業(yè)所處供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)的關(guān)系則依據(jù)投入產(chǎn)出表進行判斷。在穩(wěn)健性檢驗中使用地區(qū)數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》或者中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫,而經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)來自經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)數(shù)據(jù)庫。

    基于實證樣本的特點以及有關(guān)研發(fā)費用加計扣除研究的一般處理規(guī)則(劉曄和林陳聃,2021;戴天仕等,2022),本文通過以下步驟對數(shù)據(jù)進行了匹配和處理:(1)按照企業(yè)所處行業(yè)與財稅〔2015〕119號文件進行匹配,構(gòu)建實證模型中的處理組和對照組,將適用于文件范圍的行業(yè)列為處理組,其他行業(yè)列為對照組①;(2)剔除處理組中,自2015年政策發(fā)布之后沒有研發(fā)費用支出的企業(yè),因為這部分企業(yè)事實上并沒有享受研發(fā)費用加計扣除政策;(3)根據(jù)相關(guān)規(guī)定,屬于《國家重點支持的高新技術(shù)領(lǐng)域》等名單中的企業(yè)可以享受該政策,若這些企業(yè)在2015年之前就已經(jīng)享受了政策,就會導致它們不符合處理組在政策實施前未受到影響的要求,因此剔除了在2015年就擁有高新技術(shù)資質(zhì)的企業(yè);(4)將投入產(chǎn)出表中的行業(yè)分類按照《證監(jiān)會行業(yè)分類》(2012版)進行匹配,明確各上市公司所處供應(yīng)鏈的上下游產(chǎn)業(yè)關(guān)系;(5)剔除了金融保險類上市公司;(6)對模型中的主要變量進行線性內(nèi)推或者外延插值,對插值后仍缺失的樣本予以剔除;(7)剔除了正被ST、PT或者*ST處理的觀測值。最終,本文實證模型所用的樣本中包含了2010—2022年在中國滬深交易所上市的企業(yè)1638家,共19276個觀測值。

    (三)計量方法

    Hausman檢驗結(jié)果在1%的顯著性水平上,拒絕了固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型不存在系統(tǒng)差異的原假設(shè),因此選擇在時間和個體上予以固定的TWFE模型作為主要的計量方法??紤]到樣本的時間跨度為13年,觀測對象有1600余家企業(yè),在穩(wěn)健性檢驗時,加入了聚類標準誤緩解異方差和序列相關(guān)性。最后,為了避免離群值產(chǎn)生的干擾,所有控制變量均在前后0.5%的水平上予以Winsorize縮尾處理。

    五、結(jié)果與分析

    (一)描述性統(tǒng)計

    表2描述了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從新質(zhì)生產(chǎn)力的變量newpower可以看到,中國上市公司的新質(zhì)生產(chǎn)力平均水平為2.8644,該結(jié)果略低于宋佳等(2024)的結(jié)果,但是標準差有3.5303。同樣的,以因子分析法得到的新質(zhì)生產(chǎn)力變量newpowerf的標準差也大于平均值的絕對值,且最大值和最小值相差較大,這說明上市公司存在較為明顯的新質(zhì)生產(chǎn)力差異。那么,在中國高度重視新質(zhì)生產(chǎn)力的背景下,究竟是什么樣的因素可以提升企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力,又有什么樣的渠道可以將這種提升作用輻射企業(yè)所處的整個供應(yīng)鏈,這正是本文的研究主題。

    (二)基準回歸結(jié)果

    表3報告了模型(1)的基準回歸結(jié)果。如表3所示,首先,當企業(yè)享受了研發(fā)費用加計扣除政策之后,自身的新質(zhì)生產(chǎn)力會得到顯著的提升,且該結(jié)果在1%的顯著性水平上保持顯著。從第(3)列的影響系數(shù)大小來看,加入控制變量并控制個體和年度固定效應(yīng)之后,研發(fā)費用加計扣除對于自身新質(zhì)生產(chǎn)力的提升影響為0.9710。從第(4)列的結(jié)果可以看到,使用因子分析法構(gòu)建新質(zhì)生產(chǎn)力變量后,結(jié)果仍然保持一致。表3最后一列的可決系數(shù)R2可知,實證模型總體的擬合優(yōu)度在0.484~0.773之間,模型具有較強的解釋力。

    表3的實證結(jié)果驗證了理論分析部分提出的假說1,即企業(yè)享受了研發(fā)費用加計扣除政策之后,提升了自身的新質(zhì)生產(chǎn)力。正如理論分析指出的那樣,研發(fā)費用加計扣除是中國支持科技創(chuàng)新的重要舉措,它的實施有助于實現(xiàn)“加快發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力”目標。在政府層面,一系列政策不斷推出,從事研發(fā)活動的企業(yè)不僅會獲得多次稅收優(yōu)惠,還會在土地、設(shè)施以及培訓等方面得到其他政策的支持。在企業(yè)層面,以上市公司為代表的中國企業(yè)正在加快提升科技創(chuàng)新能力,著力技術(shù)升級,最終提高整個供應(yīng)鏈的新質(zhì)生產(chǎn)力。

    從表3第(3)列和第(4)中企業(yè)層面的控制變量結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),隨著企業(yè)規(guī)模的擴大、企業(yè)年齡的上升、賬面價值的提高、現(xiàn)金流的充盈,企業(yè)自身的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平會提升。與之對比的是,企業(yè)債務(wù)水平、股權(quán)集中度以及財務(wù)杠桿率的下降也會助力企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的上升。這結(jié)果與現(xiàn)有文獻的研究結(jié)論基本保持一致。對于中國上市公司而言,規(guī)模越大、價值越高、股權(quán)結(jié)構(gòu)越合理以及杠桿越低的企業(yè),在生產(chǎn)力上的表現(xiàn)也往往更好,這是因為其一般都擁有較高的效率、較完善的經(jīng)營管理制度以及較公平的議事流程,也更容易獲得各級政府的政策支持。

    (三)穩(wěn)健性檢驗

    1.平行趨勢檢驗

    使用TWFE進行多期雙重差分法的前提假設(shè)是,在政策沖擊到來之前,處理組和對照組的總體變化趨勢不存在顯著性的差異。基于此,參考Liu等(2016)的方法,將有待于實證檢驗的模型設(shè)定為如下形式:

    其中,year是一個年度虛擬變量,若企業(yè)在2015+k當年開始享受研發(fā)費用加計扣除政策,則該變量取值為1,否則為0。為了使得政策沖擊前后保持一個較為對稱的觀察窗口期,k的取值為[-5,7],這樣就可以檢驗從2015年開始,財稅〔2015〕119號文件公布前后5年及以上的企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的變化趨勢。

    圖2報告了在5%顯著性水平上進行的平行趨勢檢驗結(jié)果。從結(jié)果中可以看到,在企業(yè)開始享受研發(fā)費用加計扣除政策之前,處理組和對照組之間,新質(zhì)生產(chǎn)力的水平基本不存在顯著的差異,但是在財稅〔2015〕119號文件公布之后,處理組的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平開始逐年攀升,且開始和處理組拉開了明顯的差距并在時間上具有一定的持續(xù)性。概況而言,本文所用的模型最終通過了雙重差分法所需的平行趨勢檢驗。

    2.安慰劑檢驗:政策提前實施

    除了平行趨勢檢驗之外,為了考察研發(fā)費用加計扣除政策的外生性,參考Topalova(2010)做法,假設(shè)財稅〔2015〕119號文件的發(fā)布時間是在2015年之前兩年,即2013年和2014年,在模型(1)中使用解釋變量policy13和policy14替換原來的解釋變量policy。為了避免和真實的政策沖擊發(fā)生干擾,將研究區(qū)間重新設(shè)定為2010—2014年。從理論上來看,若企業(yè)享受了研發(fā)費用加計扣除確實能夠給企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展帶來正面影響,那么在重新構(gòu)建的安慰劑樣本中,解釋變量的系數(shù)應(yīng)該無法在較高的顯著性水平上保持顯著。

    從表4的結(jié)果可以看到,無論是將文件的發(fā)布時間提前至2013年還是2014年,該政策對于企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展,都沒有在10%顯著性水平上產(chǎn)生顯著的影響。這樣的結(jié)果基本排除了存在其他不可觀測的因素影響企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的可能性。

    3.安慰劑檢驗:隨機抽取處理組

    根據(jù)La Ferrara等(2012)的研究,本文在2015年中國滬深交易所上市的企業(yè)中同樣隨機抽取處理組,并將剩余的觀測值視為對照組,從而對模型(1)采用多期雙重差分法進行檢驗。為了避免小概率事件的干擾,將這個隨機過程執(zhí)行300次。圖3縱軸衡量的是隨機抽取安慰劑檢驗所得系數(shù)的概率密度,橫軸則是系數(shù)大小。另外,為了方便觀察,本文將基準回歸中真實的系數(shù)大小用粗虛線進行了刻畫。如圖3所示,隨機安慰劑檢驗得到的系數(shù)值均值接近于0,大多數(shù)系數(shù)值的p值也低于0.05,而真實的系數(shù)值在圖中顯然屬于異常值。因此,本文采用雙重差分法進行的雙向固定效應(yīng)模型通過了隨機抽取的安慰劑檢驗。

    4.測量誤差和遺漏變量問題的處理

    為了克服Roth等(2023)提出的TWFE方法的不足,本文采用了兩階段雙重差分法(Gardner, 2022)、交互加權(quán)方法(Sun等,2020)、高維泊松偽極大似然估計(莊芹芹等,2022)以及加聚類標準誤的固定效應(yīng)模型等方法進行估計。除此之外,對于遺漏變量而言,本文除了在模型中加入了城市和宏觀層面的控制變量之外,還參考Heckman等(1998)的方法,使用傾向得分匹配的方法構(gòu)建對照組。

    從表5的結(jié)果可以看到,無論采用各類異質(zhì)性的雙重差分法緩解測量誤差,還是加入更多的宏觀變量或者使用傾向得分匹配法,企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除政策后,自身的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平仍然會有所上升,且結(jié)果至少在1%的顯著性水平上保持顯著。這從緩解測量誤差與遺漏變量的角度檢驗了本文假說1中觀點的穩(wěn)健性。

    六、進一步分析

    (一)供應(yīng)鏈傳導

    為了檢驗理論分析中提出的假說3,即當企業(yè)開始享受研發(fā)費用加計扣除政策之后,不僅提升了自身的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平,而且其所處的供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平也會顯著提高,將有待于實證檢驗的模型設(shè)定為如下形式:

    在模型(4)和(5)中,upnewpower和downnewpower均是被解釋變量,它們分別表示企業(yè)所處供應(yīng)鏈中上游產(chǎn)業(yè)和下游產(chǎn)業(yè)的平均新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展水平。在需要判斷上下游產(chǎn)業(yè)關(guān)系的研究之中,產(chǎn)業(yè)或者部門之間的投入產(chǎn)出表是最主要的判斷依據(jù)(Hu等,2020;張虎等,2023),因此本文根據(jù)國家統(tǒng)計局提供的2012年、2017年、2018年和2020年投入產(chǎn)出表①,計算各產(chǎn)業(yè)的直接消耗系數(shù)和直接分配系數(shù),以此尋找到企業(yè)所處供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)。在實證中,將企業(yè)所處供應(yīng)鏈中直接消耗系數(shù)排名前三產(chǎn)業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力的平均值表示為upnewpower。與此同時,將企業(yè)所處供應(yīng)鏈中直接分配系數(shù)排名前三產(chǎn)業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力的平均值表示為downnewpower。模型中其他變量的定義與模型(1)保持一致。

    如表6所示,當企業(yè)開始享受研發(fā)費用加計扣除政策之后,它所處供應(yīng)鏈下游三大產(chǎn)業(yè)的平均新質(zhì)生產(chǎn)力均有顯著的提升,系數(shù)結(jié)果在1%的顯著性水平上保持顯著,而它所處供應(yīng)鏈上游產(chǎn)業(yè)的平均新質(zhì)生產(chǎn)力上升,僅在因子分析法得到的變量upnewpowerf中保持顯著。該結(jié)果基本驗證了假說3的觀點,研發(fā)費用加計扣除政策有助于企業(yè)及其所處供應(yīng)鏈上下游的新質(zhì)生產(chǎn)力提升。

    這背后可能的原因在于,對于下游企業(yè)而言,上游產(chǎn)業(yè)往往是供應(yīng)商,上游產(chǎn)業(yè)為這些客戶提供所需要的產(chǎn)品或者服務(wù)。與之相對,下游產(chǎn)業(yè)往往是企業(yè)的客戶,對上游企業(yè)的產(chǎn)品或者服務(wù)存在需求。因此,當企業(yè)由于享受研發(fā)費用加計扣除政策,新質(zhì)生產(chǎn)力得到提升后,其人員素質(zhì)、技術(shù)水平和生產(chǎn)效率也會進一步提高,這些效果會通過產(chǎn)品和服務(wù)的提供,優(yōu)先通過供應(yīng)鏈進行傳導,促進下游產(chǎn)業(yè)整體新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提升,不過隨著時間的推移,上游產(chǎn)業(yè)也會在下游更高標準的需求下,提升自身的新質(zhì)生產(chǎn)力。

    (二)機制分析

    從假說2和假說4的觀點可知,研發(fā)費用加計扣除政策的實行通過研發(fā)投入的增加,對企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力的提升起到了積極作用,而對于企業(yè)所處供應(yīng)鏈上下游而言,高素質(zhì)人員的流動、先進技術(shù)的溢出以及生產(chǎn)效率的傳導,使得企業(yè)所處供應(yīng)鏈上下游的新質(zhì)生產(chǎn)力也得到提升。為了檢驗假說中的觀點,參考Alesina和Zhuravskaya(2011)檢驗影響機制的方法,將有待于實證檢驗的企業(yè)自身影響機制模型設(shè)定為如下形式:

    參考李宜航等(2022)的研究,模型(6)和模型(7)中,rd表示企業(yè)研發(fā)投入占營業(yè)收入之比。為了檢驗研發(fā)費用加計扣除政策是否通過人員流動、技術(shù)溢出和效率傳導,將提升作用輻射企業(yè)所處供應(yīng)鏈,將有待于實證檢驗的模型設(shè)定為如下形式:

    參考王紅建等(2024)、戴天仕等(2022)的研究,在模型(8)至模型(10)中,rdstaff由企業(yè)研發(fā)人員的占比構(gòu)成,反映企業(yè)高素質(zhì)科研人員的占比大小,patent是企業(yè)國內(nèi)外專利申請數(shù)量/100,反映企業(yè)先進技術(shù)水平,tfp_lp則是使用LP法得到的全要素生產(chǎn)率,反映企業(yè)的生產(chǎn)效率。upstreamean表示企業(yè)所處供應(yīng)鏈上游三大產(chǎn)業(yè)的平均新質(zhì)生產(chǎn)力水平,downstream表示企業(yè)所處供應(yīng)鏈下游三大產(chǎn)業(yè)的平均新質(zhì)生產(chǎn)水平。模型(6)至模型(10)中其他變量的定義與模型(1)保持一致。

    從表7的第(1)列至第(4)列結(jié)果可以看到,企業(yè)享受了研發(fā)費用加計扣除政策之后,企業(yè)的研發(fā)投入、人員素質(zhì)、技術(shù)水平和生產(chǎn)效率開始上升,且該結(jié)果在1%的顯著性水平上保持顯著。從表7中第(5)列至第(11)列的結(jié)果可以看到,企業(yè)享受了研發(fā)費用加計扣除政策之后,研發(fā)投入的增加促使自身新質(zhì)生產(chǎn)力水平提升,而高素質(zhì)的科研人員流動、先進的技術(shù)水平溢出以及生產(chǎn)效率的傳導,使得企業(yè)所處供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)的整體新質(zhì)生產(chǎn)力水平進一步提高。該結(jié)果驗證了假說2和假說4中的觀點。

    (三)異質(zhì)性分析

    表8報告了地區(qū)和產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析的結(jié)果。從表中第(1)列至第(3)列的結(jié)果可以看到,研發(fā)費用加計扣除政策的實施影響了不同地區(qū)企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力,不過從系數(shù)的顯著性上來看,該影響效應(yīng)在東部地區(qū)樣本下更為顯著。這背后可能的原因在于,相較于中西部地區(qū)的企業(yè),東部地區(qū)的企業(yè)不僅擁有較好的硬件和軟件基礎(chǔ),而且獲得的政府支持較多,因此他們會投入更多的資源進入到研發(fā)活動之中。相對而言,中西部地區(qū)企業(yè)提升新質(zhì)生產(chǎn)力的手段較為有限,從事研發(fā)活動的物質(zhì)基礎(chǔ)和人力資本也較弱,因此研發(fā)費用加計扣除的政策效果在東部地區(qū)樣本中更為顯著。

    從表8中第(4)列至第(6)列的結(jié)果可以看到,在國有企業(yè)和私營企業(yè)樣本中,研發(fā)費用加計扣除政策對企業(yè)自身新質(zhì)生產(chǎn)力的提升作用都較為顯著。這背后可能的原因在于,國有企業(yè)是中國經(jīng)濟的重要支柱,其與政府存在天然的“血緣”關(guān)系,在政府的號召和推動下,國有企業(yè)會更加積極地享受以財稅〔2015〕119號文件為代表的激勵政策;相比較之下,私營企業(yè)則是中國研發(fā)創(chuàng)新的重要主體,私營企業(yè)擁有更高的效率和更強大的活力,以財稅〔2015〕119號文件為代表的激勵政策為他們提升新質(zhì)生產(chǎn)力提供了一次契機。

    總的來看,從表2至表8以及圖2和圖3的結(jié)果,從實證的角度驗證了本文的假說1至假說4中的觀點,即企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除政策之后,不僅會提升自身的新質(zhì)生產(chǎn)力,而且還會推動整個供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)整體的新質(zhì)生產(chǎn)力,從機制上來看,研發(fā)投入的增加是企業(yè)自身的影響機制,而高素質(zhì)人員流動、先進技術(shù)的溢出和生產(chǎn)效率的傳導則是政策影響整個供應(yīng)鏈的渠道。除此之外,本文還利用各種研究方法驗證了雙重差分法得以應(yīng)用的合理性,并且緩解了遺漏變量、測量誤差和互為因果關(guān)系等可能引發(fā)的內(nèi)生性問題,因此本文的實證結(jié)論是較為穩(wěn)健的。

    七、結(jié)論與啟示

    (一)結(jié)論

    本文以財稅〔2015〕119號文件的發(fā)布為背景,使用2010—2022年在中國滬深交易所上市的1638家上市公司樣本,通過雙重差分法,實證檢驗了研發(fā)費用加計扣除政策是否提升企業(yè)及其所處供應(yīng)鏈的新質(zhì)生產(chǎn)力,研究結(jié)果表明:首先,當企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除政策后,其自身的新質(zhì)生產(chǎn)力會得到顯著的提升。其次,當企業(yè)享受研發(fā)費用加計扣除政策后,其所處供應(yīng)鏈上下游的新質(zhì)生產(chǎn)力水平同樣會顯著上升。從影響大小和顯著性上來看,對企業(yè)所處下游產(chǎn)業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力的影響更顯著。再次,在影響機制上,研發(fā)投入的增加是研發(fā)費用加計扣除政策影響企業(yè)自身新質(zhì)生產(chǎn)力的機制,而高素質(zhì)人員流動、先進技術(shù)的溢出和生產(chǎn)效率的傳導,則將研發(fā)費用加計扣除政策的影響輻射整個供應(yīng)鏈。最后,研發(fā)費用加計扣除政策的影響效應(yīng)在地區(qū)和產(chǎn)權(quán)存在異質(zhì)性。在地區(qū)上,研發(fā)費用加計扣除政策的影響效應(yīng)在東部地區(qū)的企業(yè)中更顯著。在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上,研發(fā)費用加計扣除政策的影響效應(yīng)在國有企業(yè)和私營企業(yè)樣本中同樣顯著。

    (二)政策啟示

    本文研究對政府實現(xiàn)“加快發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力”和“推動產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈優(yōu)化升級”的目標具有重要啟示意義。

    第一,新質(zhì)生產(chǎn)力的提升是中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的題中應(yīng)有之義,而研發(fā)費用加計扣除政策則是中國打造現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系、推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要手段,本文的實證結(jié)果驗證了以財稅〔2015〕119號文件為代表的政策效果,這為實現(xiàn)“加快發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力”目標提供了一個思路。接下來應(yīng)該擴大100%加計扣除比例的覆蓋范圍,從而把科技創(chuàng)新推動高質(zhì)量發(fā)展的理念和模式在國內(nèi)企業(yè)界全面推廣。

    第二,“推動產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈優(yōu)化升級”是在全球貿(mào)易保護主義持續(xù)抬頭、世界經(jīng)濟的不確定性不斷增加的背景下,政府工作報告所提出的重大發(fā)展要求。本文結(jié)果驗證了稅收優(yōu)惠政策在供應(yīng)鏈中的傳導力和穿透力,促使企業(yè)供應(yīng)鏈上下游產(chǎn)業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力得以提升。那么,在后續(xù)的減稅降費政策的評估中,應(yīng)該將企業(yè)對整個供應(yīng)鏈的重要性作為一個考察指標,對于那些在供應(yīng)鏈中處于核心地位的企業(yè)應(yīng)該賦予更高的權(quán)重,使他們能夠成為推動整個供應(yīng)鏈的發(fā)展源動力。

    第三,高素質(zhì)人員流動、先進技術(shù)的溢出和生產(chǎn)效率的傳導,不僅是稅收優(yōu)惠政策影響供應(yīng)鏈的渠道,也是構(gòu)建現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系的三個必要路徑,本文的實證結(jié)果驗證了它們在政策傳導過程中發(fā)揮的機制作用,從而探索了宏觀政策落實到微觀企業(yè)的路徑。因此,在未來的現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系建設(shè)方案之中,人員流動、技術(shù)溢出和效率傳導應(yīng)該作為三個考核的重點,旨在讓更多的企業(yè)在這三大領(lǐng)域投入更多的人力、物力和財力。

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    (責任編輯:盛楨)

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