吳姍姍，李范婷

（安徽大學(xué) 國(guó)際教育學(xué)院，安徽 合肥 230001）

一、引 言

2019 年長(zhǎng)三角地區(qū)發(fā)展上升為國(guó)家戰(zhàn)略，迎來發(fā)展新機(jī)遇，作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)最活躍的區(qū)域之一，其科創(chuàng)型企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展也成為了帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的強(qiáng)大動(dòng)力源。從東方財(cái)富Choice 統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)看，截至2020年8月23日，科創(chuàng)板上市的159家公司中，長(zhǎng)三角地區(qū)有72 家，比例高達(dá)45.28%，占據(jù)半壁江山，而且長(zhǎng)三角地區(qū)科創(chuàng)板上市企業(yè)的多重指標(biāo)數(shù)據(jù)趨好，首發(fā)募集資金占比達(dá)33.45%、市值占比達(dá)46.20%、研發(fā)費(fèi)用占比達(dá)31.80%，呈現(xiàn)出強(qiáng)勁的發(fā)展勢(shì)頭。同時(shí)，在國(guó)家相繼發(fā)布的多項(xiàng)政策中，均強(qiáng)調(diào)了對(duì)長(zhǎng)三角地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新引領(lǐng)的重視，長(zhǎng)三角科創(chuàng)型企業(yè)亦得益于這些政策引導(dǎo)，正值黃金發(fā)展期。2019年12月《長(zhǎng)江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》中提出“到2025年，科創(chuàng)產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展體系基本建立，區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新體系基本形成，成為全國(guó)重要?jiǎng)?chuàng)新策源地，鼓勵(lì)長(zhǎng)三角地區(qū)高成長(zhǎng)創(chuàng)新企業(yè)到科創(chuàng)板上市融資”；2020年10月《長(zhǎng)三角G60 科創(chuàng)走廊建設(shè)方案》提出“到2022 年，長(zhǎng)三角G60 科創(chuàng)走廊建設(shè)初顯成效，科技創(chuàng)新能力明顯增強(qiáng)，地區(qū)研發(fā)投入強(qiáng)度達(dá)到3%”，“到2025 年，長(zhǎng)三角G60 科創(chuàng)走廊具有國(guó)際影響力，成為我國(guó)重要?jiǎng)?chuàng)新策源地，地區(qū)研發(fā)投入強(qiáng)度達(dá)到3.2%以上”；2020年12 月《長(zhǎng)三角科技創(chuàng)新共同體建設(shè)發(fā)展規(guī)劃》也提出遠(yuǎn)景目標(biāo)，“2025 年，形成現(xiàn)代化、國(guó)際化的科技創(chuàng)新共同體”“研發(fā)投入強(qiáng)度超過3%”“2035 年，全面建成全球領(lǐng)先的科技創(chuàng)新共同體”。

在長(zhǎng)三角一體化發(fā)展新格局下，科創(chuàng)板作為資本市場(chǎng)的重要組成部分，其服務(wù)長(zhǎng)三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)功能不斷增強(qiáng)。科創(chuàng)板重點(diǎn)支持的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，歷來都重視對(duì)企業(yè)研發(fā)的投入，這也是企業(yè)衡量自身創(chuàng)新能力的一個(gè)重要標(biāo)尺。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

目前，對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入的影響研究比較豐富。

（一）政府補(bǔ)助

國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)于政府補(bǔ)助對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入的影響研究主要呈現(xiàn)出兩種觀點(diǎn)，即“促進(jìn)說”和“擠出說”。一些研究表明政府的創(chuàng)新補(bǔ)助并不一定都能有效激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新自主投入，比如Boeing[1]對(duì)2001—2006年中國(guó)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有瞬時(shí)擠出效應(yīng)；武咸云等[2]研究了我國(guó)2010—2013 年278 家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司，結(jié)果顯示政府補(bǔ)貼存在一個(gè)臨界點(diǎn)，在臨界點(diǎn)之前補(bǔ)貼度強(qiáng)可以促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，而在該臨界點(diǎn)之后補(bǔ)貼度強(qiáng)則會(huì)減少企業(yè)研發(fā)投入。還有不少學(xué)者的研究證實(shí)了政府補(bǔ)助總體上對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入具有促進(jìn)作用?；艚值萚3]對(duì)2012—2014 年中小板信息技術(shù)類上市公司的研究表明，政府補(bǔ)助明顯地促進(jìn)了這類企業(yè)的研發(fā)投入；王楠等[4]對(duì)2010—2013 年創(chuàng)業(yè)板公司的研究同樣表明，政府資助促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入，而且越是擁有較高資源稟賦的企業(yè)，政府資助越能促進(jìn)它們加強(qiáng)對(duì)創(chuàng)新研發(fā)的投入；戴浩等[5]研究了創(chuàng)業(yè)板2011—2016 年251 家科技型中小企業(yè)，結(jié)果顯示當(dāng)期以及滯后期的政府補(bǔ)助明顯促進(jìn)了企業(yè)對(duì)研發(fā)的投入；曹陽(yáng)等[6]對(duì)2012—2015 年中國(guó)生物醫(yī)藥制造業(yè)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助確實(shí)促進(jìn)了企業(yè)對(duì)研發(fā)的大力投入；余菲菲等[7]研究了我國(guó)2009—2013 年112 家科技型中小企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府的科技補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的激勵(lì)效應(yīng)；李傳憲等[8]研究了滬深A(yù) 股2012—2016 年的新能源上市公司，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對(duì)這些公司無論是探索式創(chuàng)新投入，還是開發(fā)式創(chuàng)新投入都具有較為明顯的激勵(lì)作用。

基于以上分析，故而提出假設(shè)1：政府補(bǔ)助與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)。

（二）稅收優(yōu)惠

王春元[9]對(duì)我國(guó)2013年正式實(shí)施的稅收優(yōu)惠政策的效果進(jìn)行了評(píng)估后，發(fā)現(xiàn)對(duì)國(guó)家重點(diǎn)扶持以及小微高新技術(shù)企業(yè)來說，稅收優(yōu)惠政策并未起到預(yù)期的正向激勵(lì)作用。但是不少學(xué)者還是認(rèn)為稅收優(yōu)惠對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)的研發(fā)投入起到了較好的正向影響。Yang 等[10]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)的稅收抵免，尤其是對(duì)電子企業(yè)所實(shí)施的這項(xiàng)政策，極大地促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)支出的增長(zhǎng)；Ernst 等[11]分析了歐洲專利局企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)專利收入的低稅率舉措提高了一國(guó)所從事項(xiàng)目的平均盈利能力和創(chuàng)新水平；陳海聲等[12]研究了滬深A(yù) 股551 家高科技上市公司2445 個(gè)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)實(shí)施了稅收優(yōu)惠政策后，企業(yè)的研發(fā)投入明顯增加，而且非國(guó)有企業(yè)、市場(chǎng)化程度更高地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入增加得更多；曹陽(yáng)等[13]對(duì)我國(guó)146家生物醫(yī)藥企業(yè)2008—2014年面板數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所得稅優(yōu)惠和研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除這兩項(xiàng)政策，顯著促進(jìn)了戰(zhàn)略性新興企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度、盈利能力、發(fā)展能力和技術(shù)能力；程曦等[14]基于2007—2015 年滬深A(yù) 股上市公司的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)所得稅和流轉(zhuǎn)稅這兩種稅收優(yōu)惠政策對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入有明顯的正向激勵(lì)；陳洋林等[15]考察了2011—2015 年滬、深證券交易所558 家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司，發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠對(duì)這些企業(yè)的創(chuàng)新投入存在正向激勵(lì)作用，而且對(duì)民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新投入的激勵(lì)效果更強(qiáng)；Chen等[16]研究了2010—2012年中國(guó)上市公司的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)研發(fā)稅收的抵免政策顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出。

基于以上分析，故而提出假設(shè)2：稅收優(yōu)惠與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)。

（三）內(nèi)部現(xiàn)金流

對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)來說，資金是首先要解決的問題，通常企業(yè)持有內(nèi)部現(xiàn)金流的大小是科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入的一個(gè)重要制約因素，不少學(xué)者的研究也都證實(shí)了這一點(diǎn)。Bates 等[17]研究發(fā)現(xiàn)1980—2006年的20余年間，美國(guó)工業(yè)企業(yè)的平均現(xiàn)金資產(chǎn)比率翻了一番多，但是公司卻傾向于持有更少的存貨和應(yīng)收帳款，而且越來越注重研發(fā)；Martinsson[18]考察了20世紀(jì)90年代末和2000年初在英國(guó)和歐洲大陸出現(xiàn)的高科技企業(yè)研發(fā)熱潮，發(fā)現(xiàn)新上市公司的聯(lián)合現(xiàn)金流效應(yīng)很顯著；Sasidharan 等[19]研究了1991—2011 年融資約束對(duì)印度制造業(yè)企業(yè)研發(fā)支出的影響，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部現(xiàn)金流與企業(yè)研發(fā)支出兩者之間顯著正相關(guān)；陳鵬等[20]研究了2012—2016 年我國(guó)140家中小板信息技術(shù)類上市公司的面板數(shù)據(jù)，結(jié)果也表明這類企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)；熊廣勤等[21]從產(chǎn)業(yè)集聚視角研究了2013—2017 年中國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司，發(fā)現(xiàn)此類公司的研發(fā)投資具有顯著的現(xiàn)金流敏感性；吳凡等[22]利用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法研究發(fā)現(xiàn)一般科技企業(yè)的現(xiàn)金持有與研發(fā)平滑之間存在明顯的正向相關(guān)性；崔也光等[23]依據(jù)企業(yè)生命周期理論和融資約束理論，研究了2010—2016 年全部A 股上市公司，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流的不確定性能夠促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，而且在研發(fā)投入與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系中起到正向調(diào)節(jié)作用。

基于以上分析，故而提出假設(shè)3：內(nèi)部現(xiàn)金流與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)。

（四）股權(quán)制衡度

雖然Minetti等[24]通過2萬(wàn)家意大利制造商的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)所有權(quán)集中對(duì)創(chuàng)新有負(fù)面影響，因?yàn)槿狈Χ鄻踊鸬娘L(fēng)險(xiǎn)厭惡導(dǎo)致了大股東的創(chuàng)新意愿降低，尤其在大股東和小股東產(chǎn)生利益沖突的時(shí)候，股權(quán)集中度越強(qiáng)的企業(yè)反而研發(fā)投入越小。但是不少學(xué)者認(rèn)為股權(quán)制衡度的提高有利于促進(jìn)科創(chuàng)型企業(yè)的研發(fā)投入。Gavious 等[25]研究了金字塔型所有權(quán)結(jié)構(gòu)與高科技公司創(chuàng)新投資強(qiáng)度之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度越高，企業(yè)的研發(fā)投資強(qiáng)度就越強(qiáng)；Lin等[26]的研究表明合理的股權(quán)制衡度能為企業(yè)治理和控制機(jī)制的健康運(yùn)行提供有效的保障，進(jìn)而能促進(jìn)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)；楊風(fēng)等[27]研究了2009—2014 年深圳證券交易所創(chuàng)業(yè)板的上市公司，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡促進(jìn)了公司的研發(fā)投資，具有正向激勵(lì)作用；朱德勝等[28]依據(jù)2010 年以前上市的高新技術(shù)企業(yè)樣本，利用2010—2013 年的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效率有顯著正向影響，股權(quán)制衡度越高，企業(yè)的創(chuàng)新效率越高；蘭秀文等[29]研究了我國(guó)創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的成長(zhǎng)情況，同樣發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度與研發(fā)投入明顯正相關(guān)，證實(shí)了股權(quán)制衡度的增加明顯提升了企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度；宋玉祿等[30]研究了2007—2016 年主板上市公司的數(shù)據(jù)，認(rèn)為前五大股權(quán)集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)為最優(yōu)的股權(quán)結(jié)構(gòu)，這種結(jié)構(gòu)下第二、第三大股東對(duì)第一大股東的制衡度大，有利于企業(yè)加大研發(fā)投入；姜婷等[31]研究了2014—2016 年新三板掛牌公司，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度會(huì)顯著加強(qiáng)企業(yè)滯后期研發(fā)投入與公司成長(zhǎng)性之間的正相關(guān)關(guān)系；秦云松等[32]通過研究2016—2018 年創(chuàng)業(yè)板企業(yè)，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度的確能夠促進(jìn)這些企業(yè)研發(fā)資金的投入。

基于以上分析，故而提出假設(shè)4：股權(quán)制衡度與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)。

（五）行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度

關(guān)于行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果并未表現(xiàn)出完全的一致性，Hecker 等[33]研究了德國(guó)社區(qū)創(chuàng)新調(diào)查中的2789 家企業(yè)數(shù)據(jù)，結(jié)果認(rèn)為市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力呈倒U 型關(guān)系，只有中等的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)才能促使企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)力達(dá)到最大化；Chen 等[34]的研究認(rèn)為競(jìng)爭(zhēng)和創(chuàng)新激勵(lì)之間并不存在穩(wěn)健的關(guān)系；徐曉萍等[35]研究發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)也是呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系，而且在民營(yíng)企業(yè)中將更加陡峭；夏清華等[36]研究了2012—2017 年我國(guó)高新技術(shù)企業(yè)平衡面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與創(chuàng)新投入之間也呈現(xiàn)倒U 型結(jié)構(gòu)?？紤]到科創(chuàng)型企業(yè)的自身特點(diǎn)，有效的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)通常會(huì)促進(jìn)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)活動(dòng)增加，何玉潤(rùn)等[37]研究了2007—2012 年滬深兩市非金融類A 股上市公司，考察了“行業(yè)內(nèi)市場(chǎng)勢(shì)力”和“行業(yè)間市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)”兩個(gè)維度，結(jié)果表明產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度具有明顯的促進(jìn)作用，而且這種效應(yīng)在非國(guó)有企業(yè)中更強(qiáng)；周瑜勝等[38]選取2007—2013 年上市公司研發(fā)投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)研發(fā)強(qiáng)度具有正向影響；程昔武等[39]研究了2010—2015 年中國(guó)A 股上市公司，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)，而且市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)非國(guó)有企業(yè)以及決策權(quán)集中企業(yè)的研發(fā)投入促進(jìn)作用更為顯著；蔣樟生[40]研究了2009—2019 年滬深A(yù) 股制造業(yè)上市公司，發(fā)現(xiàn)企業(yè)所在行業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越激烈，企業(yè)越傾向采取開放式創(chuàng)新。

基于以上分析，故而提出假設(shè)5：行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)。

三、實(shí)證分析

選擇2017—2019 年長(zhǎng)三角地區(qū)科創(chuàng)板上市企業(yè)或申報(bào)企業(yè)為研究對(duì)象，剔除掉審核狀態(tài)為終止?fàn)顟B(tài)以及數(shù)據(jù)不全的樣本，最終獲取240 組樣本數(shù)據(jù)。選擇企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度作為被解釋變量，政府補(bǔ)助、所得稅稅率優(yōu)惠、企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流、股權(quán)制衡度和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度作為解釋變量，利用STATA15.0軟件進(jìn)行實(shí)證分析。考慮到企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿和區(qū)域也會(huì)對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生顯著的影響，所以將這三個(gè)影響因素作為控制變量。數(shù)據(jù)主要來源于各上市企業(yè)的年度財(cái)務(wù)報(bào)告和各申報(bào)企業(yè)的上市申報(bào)稿。為了更方便地處理數(shù)據(jù)，對(duì)變量進(jìn)行賦值和量化，具體如下表所示。

表1 變量設(shè)置和說明

續(xù)表1

依據(jù)研究假設(shè)，構(gòu)建多元線性回歸模型：

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)表

由表2 可知，長(zhǎng)三角地區(qū)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度取對(duì)數(shù)后均值為1.8462，最大值為3.9729，最小值為-6.2146，這表明長(zhǎng)三角地區(qū)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度整體水平不高，且企業(yè)間的差異較大。政府補(bǔ)助和所得稅稅率取對(duì)數(shù)后均值分別為5.9913 和2.3681，其標(biāo)準(zhǔn)差依次為1.2383、0.6619，這說明政府對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)的扶持力度較大，但不同企業(yè)享受到的扶持力度差別較大。在控制變量中，企業(yè)規(guī)模取對(duì)數(shù)均值為10.5545，說明長(zhǎng)三角地區(qū)科創(chuàng)型企業(yè)正處于良好發(fā)展態(tài)勢(shì)。描述性統(tǒng)計(jì)分析只是針對(duì)樣本均值標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行初步的分析，接下來還要對(duì)樣本做進(jìn)一步的回歸分析。

（二）全樣本回歸分析

從表3 可知，所得稅稅率優(yōu)惠的回歸系數(shù)為0.3971，且通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，所以所得稅稅率優(yōu)惠與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入之間呈正相關(guān)關(guān)系，即政府的稅收優(yōu)惠力度大，將會(huì)顯著推動(dòng)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入的提高。股權(quán)制衡度和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的T值分別為4.64和2.89，均超過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明股權(quán)制衡度和企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度這兩個(gè)解釋變量與科創(chuàng)型企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)。政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)是0.1154，也通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明政府補(bǔ)助也與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度存在著正相關(guān)關(guān)系。而企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的回歸系數(shù)不顯著，說明該解釋變量與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

表3 多元線性回歸分析表

在控制變量中，企業(yè)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿和區(qū)域都通過了顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)分別為-0.4967、-0.1528 和-0.1797。這表明對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)來說，并非規(guī)模越大研發(fā)投入強(qiáng)度越高。資產(chǎn)負(fù)債率越低，企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況越好，研發(fā)投入強(qiáng)度越高。

（三）區(qū)域差異分析

表4 皖與江浙滬地區(qū)回歸分析表

從表4可知，江浙滬地區(qū)樣本中的所得稅稅率優(yōu)惠和政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)分別是0.4774和0.1403，而皖樣本中的所得稅稅率優(yōu)惠和政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)分別是0.1930和0.0995。這表明相較于皖，江浙滬地區(qū)政府的稅收優(yōu)惠政策和財(cái)政補(bǔ)貼政策對(duì)提升科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入影響更加顯著，正向的激勵(lì)效應(yīng)更為明顯。

另外，從表中可以看到，皖樣本中的企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流變量顯著，行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度變量不顯著；而江浙滬樣本中的行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度變量顯著，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流變量不顯著。這主要是因?yàn)榻銣貐^(qū)科創(chuàng)型企業(yè)數(shù)量較多，已經(jīng)形成良性的競(jìng)爭(zhēng)氛圍，企業(yè)為了更好地成長(zhǎng)，必然會(huì)重視研發(fā)。而在皖的科創(chuàng)型企業(yè)數(shù)量有限，企業(yè)研發(fā)投入更多地依賴于企業(yè)內(nèi)部的現(xiàn)金流。

四、研究結(jié)論

以2017—2019 年長(zhǎng)三角地區(qū)科創(chuàng)板上市企業(yè)或申報(bào)企業(yè)為研究對(duì)象，對(duì)政府補(bǔ)助、所得稅稅率優(yōu)惠、企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流、股權(quán)制衡度和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度與科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度之間的關(guān)系進(jìn)行了回歸分析，得到以下結(jié)論。

第一，所得稅稅率優(yōu)惠對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度具有顯著的促進(jìn)作用。因此，政府應(yīng)當(dāng)大力提高稅收優(yōu)惠的力度，擴(kuò)大科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)費(fèi)用加計(jì)扣除的范圍。保持稅收優(yōu)惠政策的系統(tǒng)性和靈活性，確保能充分匹配不同發(fā)展階段的科創(chuàng)型企業(yè)。這將有利于科創(chuàng)型企業(yè)更好地應(yīng)對(duì)研發(fā)不確定性所產(chǎn)生的消極影響，有效地激勵(lì)該種企業(yè)加快技術(shù)創(chuàng)新的步伐。

第二，政府補(bǔ)助能有效地推動(dòng)科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入的提高。政府要持續(xù)加強(qiáng)對(duì)科創(chuàng)型企業(yè)的財(cái)政補(bǔ)貼力度，保持財(cái)政補(bǔ)助政策的長(zhǎng)效性，打消科創(chuàng)型企業(yè)對(duì)研發(fā)投入的高風(fēng)險(xiǎn)和不確定性的顧慮，以增強(qiáng)科創(chuàng)型企業(yè)對(duì)科研創(chuàng)新和研發(fā)投入的信心。

第三，從實(shí)證分析可知，安徽省科創(chuàng)型企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流因素對(duì)研發(fā)投入影響顯著，說明在皖科創(chuàng)型企業(yè)研發(fā)投入更多地依賴于企業(yè)內(nèi)部的現(xiàn)金流創(chuàng)業(yè)。針對(duì)處于初期或是暫時(shí)處于虧損的科創(chuàng)型企業(yè)，政府要加大稅收優(yōu)惠政策和財(cái)政補(bǔ)貼政策，幫助該類科創(chuàng)型企業(yè)順利走出研發(fā)困境，從而進(jìn)一步提升自身科研競(jìng)爭(zhēng)力。

第四，股權(quán)制衡度與科創(chuàng)型企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)。安徽省科創(chuàng)型企業(yè)可以考慮適當(dāng)增加第一股東的持股比例，這將會(huì)使職業(yè)經(jīng)理人的短視行為得到有效規(guī)避，使企業(yè)的決策更加具有長(zhǎng)遠(yuǎn)性和發(fā)展前景，從而推動(dòng)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力的提升。