【摘" 要】研發(fā)費用加計扣除政策作為國家鼓勵科技創(chuàng)新的重要政策抓手，在鼓勵研發(fā)方面發(fā)揮了積極作用。論文以醫(yī)藥制造業(yè)A股上市公司為樣本，實證研究表明加計扣除政策對醫(yī)藥制造企業(yè)的創(chuàng)新產出具有顯著的激勵作用，研發(fā)投入發(fā)揮著顯著的中介效應，且該激勵效應存在明顯的異質性。基于此，論文對進一步優(yōu)化稅收政策、促進醫(yī)藥制造企業(yè)技術創(chuàng)新提出建議。

【關鍵詞】研發(fā)費用加計扣除；研發(fā)投入；創(chuàng)新產出；中介效應

【中圖分類號】F812.42；F273.1" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文獻標志碼】A" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文章編號】1673-1069（2024）05-0066-03

1 引言

新冠疫情以來，人民健康意識增強和國家醫(yī)療水平提升，醫(yī)藥制造業(yè)在中國經濟中所占比重增加，醫(yī)藥創(chuàng)新技術的提升有助于我國實現(xiàn)高質量發(fā)展。研發(fā)費用加計扣除政策作為國家鼓勵科技創(chuàng)新的重要政策抓手，多次加大支持力度，在企業(yè)研發(fā)方面發(fā)揮著積極作用。目前學術界關于加計扣除政策的研究呈擴大趨勢，但少有學者關注到其在醫(yī)藥制造領域的影響。因此，本文以醫(yī)藥制造企業(yè)為研究對象，探討加計扣除政策的創(chuàng)新激勵效應。

2 研究機理和待檢驗命題

研發(fā)費用加計扣除政策能夠減少企業(yè)稅收，增加現(xiàn)金流，若企業(yè)將該流動資金用于醫(yī)藥研發(fā)投入，不僅可以降低研發(fā)成本，還能激勵企業(yè)更多地增加醫(yī)藥創(chuàng)新投入，形成良好的研發(fā)投入循環(huán)。另外，醫(yī)藥創(chuàng)新的高度不確定性導致企業(yè)無法避免地存在創(chuàng)新風險。而加計扣除政策通過減少稅收能夠對企業(yè)研發(fā)活動的損失提供一些補償，有效地轉移企業(yè)部分研發(fā)風險，提高風險承受能力，進而激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投入。同時，由于醫(yī)藥制造業(yè)創(chuàng)新活動的高風險性和高投入性，使得企業(yè)依靠自有資金維持創(chuàng)新活動的動力不足[1]。而加計扣除政策向外界釋放了一種鼓勵創(chuàng)新的利好信號，引導社會資本向創(chuàng)新企業(yè)傾斜，提高了資本市場對醫(yī)藥創(chuàng)新活動的支持力度。

研發(fā)投入增加帶來的優(yōu)勢能幫助企業(yè)吸納更多高素質人才，提高科研水平，提升企業(yè)整體創(chuàng)新能力，為產出增長提供持續(xù)動力。另外，企業(yè)可以積累技術、儲備知識，這些技術和知識將增加企業(yè)產品研發(fā)經驗和技術含量，有利于推動實現(xiàn)創(chuàng)新產出。

最后，企業(yè)能夠引進更多的新設備，優(yōu)化生產效率，從而提升企業(yè)的創(chuàng)新效率[2]。

根據(jù)以上理論分析，本文提出以下假設：

假設（1）：研發(fā)費用加計扣除對創(chuàng)新產出有激勵效應。

假設（2）：研發(fā)費用加計扣除對研發(fā)投入有激勵效應。

假設（3）：研發(fā)投入在研發(fā)費用加計扣除與創(chuàng)新產出之間發(fā)揮了中介效應。

3 實證分析

3.1 模型設定

本文參考溫忠麟和葉寶娟[3]提出的中介效應模型，構建模型如下：

模型（1）：Innovationit=ɑ0+ɑ1Deductionit+ɑ2∑Controlit+εit

模型（2）：RDit=β0+β1Deductionit+β2∑Controlit+εit

模型（3）：Innovationit=γ0+γ1Deductionit+γ2RDit+

γ3∑Controlit+εit

其中，Control為控制變量，ε為隨機誤差項，i代表醫(yī)藥制造企業(yè)，t代表年份。

3.2 變量選擇

變量名稱及衡量標準如表1所示。

3.3 數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

本文選取了2015-2022年醫(yī)藥制造業(yè)A股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，其中專利申請數(shù)據(jù)來源于中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（CNRDS），其他數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。通過對數(shù)據(jù)進行處理，本文最終保留了相關數(shù)據(jù)較完整的137家上市公司，共1 096個觀測數(shù)據(jù)。

表2描述性統(tǒng)計結果顯示，從專利申請數(shù)量來看，樣本企業(yè)之間的創(chuàng)新產出水平差異較大，整體創(chuàng)新水平不高。從研發(fā)費用加計扣除強度來看，樣本企業(yè)享受加計扣除政策的優(yōu)惠程度差異較小，表明加計扣除政策在醫(yī)藥制造業(yè)中具有普惠性的特點。從研發(fā)投入強度來看，樣本企業(yè)之間研發(fā)投入差距大，且平均研發(fā)投入力度較低。從各控制變量來看，樣本企業(yè)資產負債率較低，償債能力較強且財務風險低；樣本企業(yè)凈資產收益率和營業(yè)收入增長率較低，盈利能力較差，且企業(yè)之間差距較大；樣本企業(yè)資本密集度較高，資本要素投入較多，資本成本較高且風險較大，但各企業(yè)之間有一定的差距；樣本企業(yè)之間規(guī)模差距較小，企業(yè)競爭相對較小。

3.4 實證結果分析

中介效應回歸結果如表3所示，模型（1）回歸結果顯示，企業(yè)創(chuàng)新產出數(shù)量與研發(fā)費用加計扣除強度的回歸系數(shù)ɑ1在1%的水平上顯著，說明研發(fā)費用加計扣除政策對醫(yī)藥制造企業(yè)創(chuàng)新產出的增加產生了顯著的激勵效應，假設（1）得到驗證。凈資產收益率與創(chuàng)新產出在1%的水平上顯著正相關，說明企業(yè)在凈資產收益率較高的情況下，研發(fā)投入的投資收益高，研發(fā)產出增加；資本密集度與創(chuàng)新產出在5%的水平上顯著負相關，表明醫(yī)藥制造企業(yè)資本周轉效率越低，限制了企業(yè)在創(chuàng)新方面的產出；企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新產出在1%的水平上顯著正相關，是因為企業(yè)規(guī)模越大，有更專業(yè)的研發(fā)團隊和更雄厚的資金支持，越有利于創(chuàng)新產出。

模型（2）回歸結果顯示，企業(yè)研發(fā)投入強度與研發(fā)費用加計扣除強度的回歸系數(shù)β1在1%的水平上顯著，說明研發(fā)費用加計扣除政策對醫(yī)藥制造企業(yè)研發(fā)投入的增加有顯著的激勵效應，假設（2）成立。資產負債率與研發(fā)投入在1%的水平上顯著負相關，表明企業(yè)在受到外部融資約束時，不愿將債務資金用于研發(fā)創(chuàng)新；凈資產收益率與研發(fā)投入在1%的水平上顯著負相關，說明對于凈資產收益率較低的醫(yī)藥制造企業(yè)，盈利能力較弱，可用于投入研發(fā)的資金相對較少；資本密集度與研發(fā)投入在1%的水平上顯著正相關，說明醫(yī)藥制造企業(yè)可能通過加大研發(fā)投入實現(xiàn)創(chuàng)新升級，從而降低資本密集度；企業(yè)規(guī)模與研發(fā)投入強度在1%的水平上顯著負相關，表明企業(yè)在有了一定的市場份額和競爭優(yōu)勢后會減少對研發(fā)創(chuàng)新的依賴，從而限制研發(fā)投入。

模型（3）回歸結果顯示，在控制研發(fā)費用加計扣除強度影響下，研發(fā)投入對于創(chuàng)新產出的回歸系數(shù)γ2在1%的水平上顯著，說明研發(fā)投入在研發(fā)費用加計扣除政策和創(chuàng)新產出之間發(fā)揮了顯著的中介效應，假設（3）成立。其余控制變量的回歸系數(shù)符號及顯著性均與模型（1）一致。

4 穩(wěn)健性檢驗與異質性分析

4.1 穩(wěn)健性檢驗

本文采用企業(yè)當年的專利獲得數(shù)量替換專利申請數(shù)量衡量創(chuàng)新產出作為被解釋變量。表4回歸結果顯示，研發(fā)費用加計扣除優(yōu)惠強度對專利獲得數(shù)量和研發(fā)投入的增加起到了顯著的促進作用，且在1%的水平上顯著。在控制了研發(fā)投入的影響之后，政策對企業(yè)專利獲得數(shù)的直接效應為正，且在1%的水平上顯著；在控制了該政策的影響之后，研發(fā)投入對專利獲得數(shù)的效應也顯著為正，但顯著性檢驗并未通過。于是借鑒溫忠麟和葉寶娟[3]提出的bootstrap檢驗法，基于上述回歸數(shù)據(jù)進行進一步檢驗。表5中的檢驗結果顯示，間接效應_bs_1在95%的置信區(qū)間內不包含0，從而說明研發(fā)投入的中介效應是成立的。這與前文的實證分析結果一致，說明本文的研究結論具有穩(wěn)定性。

4.2 異質性分析

從產權性質回歸來看，研發(fā)費用加計扣除政策對非國有醫(yī)藥制造企業(yè)的創(chuàng)新激勵效應在1%的水平上顯著，而對國有醫(yī)藥制造企業(yè)沒有明顯的激勵效應。這是因為與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)融資壓力更大，抗風險能力更低，面對激烈的市場競爭，它需要不斷改進技術，研發(fā)新產品，因此對加計扣除政策的敏感度更高。而國有企業(yè)在很大的程度上承擔著重要的政治責任，創(chuàng)新和研發(fā)并不是其的首要目標和必需指標。所以，研發(fā)費用加計扣除政策對非國有醫(yī)藥制造企業(yè)的創(chuàng)新激勵效應更明顯。

從地區(qū)回歸結果來看，在1%的顯著性水平下，加計扣除政策對東部地區(qū)的醫(yī)藥制造企業(yè)創(chuàng)新產出具有正向激勵效應，而對中、西部地區(qū)企業(yè)的激勵效應顯著性不通過。這是因為東部地區(qū)經濟發(fā)達，企業(yè)所面臨的市場化進程更快，競爭壓力更大。為了在競爭中取得相對優(yōu)勢，東部企業(yè)更注重技術創(chuàng)新和創(chuàng)新效率。反觀中西部企業(yè)可能面臨雖有加大研發(fā)投入的主觀意愿，但客觀條件難以支撐的困難局面，政策效應難以實現(xiàn)。所以，研發(fā)費用加計扣除政策對東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的創(chuàng)新激勵作用更顯著。

5 結論及建議

本文以A股醫(yī)藥制造企業(yè)上市公司為研究樣本，研究討論了研發(fā)費用加計扣除政策對我國醫(yī)藥制造企業(yè)創(chuàng)新的影響及研發(fā)投入的中介作用機制，得出如下結論：第一，研發(fā)費用加計扣除政策對醫(yī)藥制造企業(yè)的創(chuàng)新產出具有顯著的激勵作用；第二，研發(fā)投入在加計扣除政策與醫(yī)藥制造企業(yè)創(chuàng)新產出之間起著顯著的中介作用，即加計扣除政策通過鼓勵企業(yè)增加研發(fā)投入，進而促進企業(yè)創(chuàng)新產出的提升；第三，加計扣除政策對不同產權、不同地區(qū)的醫(yī)藥制造企業(yè)產生的創(chuàng)新激勵效應存在異質性，即加計扣除政策對非國有醫(yī)藥制造企業(yè)和東部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的創(chuàng)新激勵效應更明顯。

基于上述研究結論，本文提出以下建議：第一，政府應進一步完善加計扣除政策，提高扣除比例，擴大適用范圍，鼓勵醫(yī)藥制造企業(yè)將更多的資金投入到研發(fā)活動中，從而促進企業(yè)創(chuàng)新產出的增加；第二，政府對于非國有醫(yī)藥制造企業(yè)需加強政策扶持和服務力度，提高企業(yè)對加計扣除政策的應用能力，進一步推動企業(yè)創(chuàng)新產出的增長，而國有醫(yī)藥制造企業(yè)應按時核算，積極申報，提高加計扣除政策的使用效率；第三，政府可根據(jù)東中西部地區(qū)醫(yī)藥制造企業(yè)的差異，“因企制宜”，有針對性地制定差異化的加計扣除政策，提高政策實施的精準性和有效性。

【參考文獻】

【1】彭華濤，吳瑤.研發(fā)費用加計扣除、融資約束與創(chuàng)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入強度：基于中國新能源行業(yè)的研究[J].科技進步與對策，2021，38（15）：100-108.

【2】劉志強，盧崇煜.地區(qū)市場異質性、研發(fā)投入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響[J].科技進步與對策，2018，35（12）：99-106.

【3】溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學進展，2014，22（05）：731-745.