中国政府创新政策的混合激励效应研究_张杰.pdf
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1、中国政府创新政策的混合激励效应研究*张杰内容提要: 本文实证研究政府创新补贴、 高新技术企业减税、 研发加计扣除三种政府创新政策对中国企业私人性质的创新投入的激励效应。主要发现是: 从混合效应来看, 政府创新补贴政策对企业私人性质创新投入造成挤出效应, 而高新技术企业减税政策和研发加计扣除政策对私人创新投入产生挤入效应。这些效应在不同所有制类型和创新投入水平不同分位区间的企业中, 表现出显著的异质性。从交叉效应看, 总样本中, 政府创新补贴政策、 高新技术企业减税政策及研发加计扣除政策, 对企业私人创新投入均形成相互抵消的挤出效应。而高新技术企业减税政策和研发加计扣除政策之间, 对企业私人创新
2、投入形成相互补充的挤入效应。这些交叉效应在不同所有制类型和创新投入水平的不同分位区间中, 也表现出显著差异性。上述经验证据既为创新政策领域研究增添了重要的中国经验, 也为中国政府创新政策的调整和改革方向, 提供了有价值的参考。关键词: 政府创新补贴高新技术企业减税研发加计扣除混合效应交叉效应*张杰, 中国人民大学中国经济改革与发展研究院, 邮政编码: 100872 电子信箱: zhangjie0402 ruc edu cn。本文是 2021年度国家社会科学基金重大项目 “加快发展现代产业体系” ( 21ZDA022) 、 2020 年度国家社会科学基金重点项目 “加快建设现代化经济体系” (
3、20AZD042) 的阶段性成果。作者衷心感谢审稿人的宝贵意见, 文责自负。一、引言针对微观企业创新投入活动的政府创新激励政策, 不仅在发达国家得到普遍实施, 更是处于创新落后状态或创新追赶阶段的发展中国家政府通常采取的创新激励手段。梳理既有文献, 一国政府所制定和实施的各种创新激励政策, 对微观企业创新投入特别是私人性质( private) 的创新研发投入的效应是不确定的。按照 Becker( 2015) 、 Dimos Pugh( 2016) 等代表性文章的归纳, 可以将政府创新政策对企业创新活动的激励效应分为三种主要假说, 分别是挤入效应假说( crowding- in-effects
4、hypothesis) 、 挤出效应假说( crowding- out- effects hypothesis) 以及中性效应假说( neutral- effectshypothesis) 。Castellacci Lie( 2015) 、 Gaillard- Ladinska et al ( 2015) 等指出, 既有文献一直关注以政府补贴为主的直接政策对企业创新投入的激励效应, 而较少关注企业同时获得以政府补贴为主的直接政策和以减税为主的间接政策对创新活动的混合效应( policy- mixed- effect) , 极少关注二者之间可能存在的交叉效应, 即不同类型创新政策之间的相互抵消或
5、相互促进效应。Busom et al( 2015) 特别指出, 如果忽略了企业同时获得不同类型政府创新政策所内含的混合效应和交叉效应的事实, 必然造成创新政策对企业创新活动激励效应的估计偏差( treatment bias) 。当前, 中国经济正处于由高速增长向高质量发展转变的关键时期。以制造业为主的实体经济部门自主创新能力能否得到有效培育和提高, 不仅是决定高质量发展模式能否形成的微观基础, 更是关乎现代化经济体系和创新型国家能否建成的基础。为了积极响应中央提出的创新追赶战略和创新驱动发展战略, 破解以制造业为主的实体经济部门所面临的产品质量相对低下、 关键核心技术创新能力不足和自主创新能力
6、体系滞后等重大发展问题, 中国各级政府普遍采用以财政资金补贴为主的直接政策或以减税优惠为主的间接政策, 作为引导和刺激微观企业自主创新能力提升的主061张杰: 中国政府创新政策的混合激励效应研究要手段。本文数据库的信息显示, 在 2008 年至 2014 年间, 政府针对规模以上工业企业实施的三种政府创新政策中, 创新补贴资金规模、 高新技术企业减税规模和研发加计扣除金额, 分别由 2008 年的143. 3. 5 亿元、 233. 19 亿元和122. 43 亿元, 大幅度上升到2014 年的383. 68 亿元、 602. 11 亿元和373. 19 亿元。全面反思和科学评估当前中国各级政
7、府积极实施的各种创新激励政策的综合效果和混合绩效显得十分迫切。本文的贡献可能体现在三个方面。第一, 中国情景下的独特视角。既有文献多数是从政府补贴或税收减免的单一视角, 研究中国的政府创新政策对企业创新活动的激励效应, 几乎未见有从多种创新政策的混合效应和交叉效应视角的研究。这可能导致的一个严重缺陷是, 忽略了中国各级政府针对微观企业创新的多样化激励政策使企业同时获得不同类型政府创新政策支持的重要事实, 必然造成既有研究结论的偏差甚至无效, 导致对中国政府创新政策的激励效应缺乏系统性判断。第二, 提供了不同于以往研究的重要发现。从混合效应来看, 不同政策的激励效应表现出显著的异质性。而从交叉效
8、应看, 也表现出显著的异质性。并且, 从不同所有制类型和创新投入水平样本组的角度, 这些异质性的激励效应反映的是中国创新政策对企业自主创新激励的复杂特征, 这为该领域的研究增添了重要中国经验。第三, 构建了合适的计量框架。如何将三种类型的政府创新政策统一到一个计量模型框架中, 一直是相关领域的难点。本文构建了一个适合中国现实背景的结构型计量方程, 依据中国现实逻辑设计的控制函数法( CF) 估计框架, 既可以将企业层面的三种政府创新政策纳入同一计量模型框架, 也可有效处理由此带来的内生性问题, 尽可能保证本文核心发现的可靠性。二、制度背景与理论分析当前, 中国各级政府积极实施的各种创新支持政策
9、, 可归纳为以补贴主导的直接型政策和以减税主导的间接型政策两大类。以补贴主导的直接型政策, 包括中央和地方政府以及相关主管机构部门出台的各种企业创新补贴和奖励政策、 招商引资补贴奖励政策、 高端创新人才和团队引进奖励政策、 专利申请和授权资助奖励政策等。以减税主导的间接型政策, 主要包括中国特色的高新技术企业认定制度及其包含的企业所得税减免政策和企业研发加计扣除政策。从直接型的创新补贴政策的角度, 中国多数地方政府特别是层级较低的地方政府, 由于政府官员并不掌握甄别和预测产业企业创新的专业知识, 未必能够掌握企业自主创新能力的真实信息, 只能按照企业的专利数量、 创新投入规模、 形成的国家行业
10、标准、 注册商标数量甚至创造 GDP 或税收贡献能力等 “硬” 信息, 作为筛选企业的信号, 这就造成中国各级政府的创新补贴、 资助和奖励政策只具有 “锦上添花” 而非 “雪中送炭” 的功效。各级政府实施的创新资助和奖励项目中, 存在大量逆向选择和道德风险行为, 造成创新补贴政策的扭曲性激励( 安同良等, 2009; 张杰等, 2020) 。从间接型的高新技术企业减税政策角度, 高新技术企业认定制度虽然是由国家层面制定的, 但是, 具体的认定和监管却由各省的相关机构来落实。权责分离导致中国的高新技术企业认定活动中蕴含的腐败空间和利益寻租的激励动机, 降低甚至扭曲了高新技术企业制度对中国自主创新
11、能力的正向激励。杨国超等( 2017) 发现, 中国企业在申请高新技术企业认定优惠时, 存在虚报谎报以及故意操作创新投入金额现象, 严重削弱了高新技术企业减税政策的激励效应。高新技术企业减税是针对企业所得税制定的优惠政策, 所得税的获取与企业的市场竞争优势和盈利能力直接相关, 减税政策应该能发挥正向激励作用, 对 “好” 企业的自主创新能力产生促进效应。从间接型的研发加计扣除政策角度看, 监管制度和监管主体比较适应当前的体制环境。企业必须出具详细的财务明细报表, 地方税务部门为了保障本地区的税收收入增长, 对申报的研发加计扣除执行力度非常严格。不仅需要企业报备经过第三方审计、 完整可信的创新活
12、动财务明细报表, 还要经历税务部门的严格审1612021 年第 8 期查和核实, 这导致企业申报和享受研发加计扣除政策的弄虚作假难度和成本大幅度提升。由此, 研发加计扣除政策对企业自主创新能力的挤入效应和促进效应相对比较突出。需要关注的典型事实是, 中国企业获得的三种类型政府创新政策具有突出的重叠性特征。在本文的样本中, 共有 30. 06%的企业获得了政府创新补贴政策支持, 也有 16. 62% 的企业获得了高新技术企业减税优惠政策支持, 另有 16. 07%的企业获得了研发加计扣除政策支持。其中, 既获得高新技术企业减税政策, 也获得研发加计扣除政策的企业占总样本的比重为 10. 68%;
13、 既获得政府新补贴资金政策支持, 也获得研发加计扣除政策支持的企业占总样本的 7. 51%; 既获得政府创新补贴、 资助或奖励资金政策支持, 也获得高新技术企业减税优惠政策的企业占总样本的 7. 42%。而同时获得这三种政策支持的企业占总样本比重为 5. 11%。因此, 既要考虑这三种政府创新政策的混合激励效应( mixed policy effect) , 也有必要将这三种类型创新激励政策变量, 以交叉变量的形式纳入到同一计量模型框架加以测度, 揭示不同类型的政府创新激励政策之间可能具有的相互作用。中国不同所有制类型企业在获得创新政策支持方面存在显著的差异性。依据我们数据库的信息, 占企业总
14、样本 2. 73%的国有和集体企业平均获得的政府创新补贴、 高新技术企业减税和研发加计扣除金额分别为 198. 98 万元、 128. 31 万元和 173. 87 万元, 而占企业总样本数量 76. 07% 的独立法人和私人企业获得的分别为 54. 12 万元、 68. 69 万元和 38. 68 万元, 占企业总样本 21. 20% 的港澳台和外商投资企业分别为36. 12 万元、 129. 17 万元和49. 64 万元。从平均获得金额角度看, 国有和集体企业完全占有优势。这必然导致不同类型政府创新政策对企业自主创新投入产生不可忽略的异质性激励效应, 具体表现在: 第一, 中国国有企业普
15、遍被认为存在预算软约束( Liang et al,2012; 张杰等, 2021) 的情形下, 必然会造成国有企业在获取政府创新政策支持后, 缺乏对前沿科技或高端创新研发团队的专业化管理( Cuervo Villalonga, 2000) 和将政府创新补贴资金转换为创新投入的能力( Carman Dominguez, 2001) , 加剧了原有的冗余问题以及创新资金利用效率低下问题, 削弱了国有企业实施自主创新的内在活力。第二, 政府创新政策对民营企业创新的激励效应可能具有两面性。由于民营企业在实施创新方面具有更大的自主权, 以及快速的创新决策和组织能力( Lin Tan, 1999; Chi
16、ld Pleister, 2003) , 能将获得的政府创新支持政策, 转化为一种体现企业自身市场竞争优势和创新能力优势的信号机制( Choi et al, 2011) , 有助于获取更多的外部创新资源, 增强创新要素集聚能力, 进而促进创新产出和创新绩效的提升( Tan, 2002; Feldman Kelley,2006; Kleer, 2010; Chen et al, 2012) 。相反, 在存在大量寻租的转型国家中, 企业能否获得政府的创新政策青睐, 很大程度上可能是利益合谋的结果( Gill, 2007; 张杰等, 2018) 。Khwaja Mian( 2005)发现, 发展中国
17、家的企业普遍存在通过与政府官员建立私人利益联系, 依靠对掌握要素分配权的政府官员的寻租获取创新要素资源( Boldrin Levine, 2004) 。第三, 对港澳台和外商投资企业而言,创新研发活动可能并不由位于中国国内的子公司或控股企业来实施。因此, 企业获得的中国政府创新补贴和税收减免, 就可能不会直接转化为自身的创新研发投入。三、计量策略与估计框架( 一) CF 估计框架为了尽可能解决三种类型政府创新激励政策与因变量之间可能的逆向因果造成的内生性问题, 同时, 本文对三种类型企业创新政策变量的 Spearman 相关系数矩阵进行观察后发现, 这三种创新政策变量之间的相关系数较小, 表明
18、它们相互之间并不存在严重的多重共线性。因此, 不存在由多重共线性导致的内生性问题, 可以将三个政策变量同时纳入同一个计量方程之中估计。借鉴Wooldridge( 2007) 提出的控制函数法( CF, control functions methods) 的设计思路, 本文采用如下控制261张杰: 中国政府创新政策的混合激励效应研究函数法估计框架加以检验:lnper_privateinnovationspendit= 0+ 1lnper_governsubsidyit+ 2lnper_HTFreducedtaxit+ 3lnper_Dplustaxit+ X + i+ t+ itlnper_g
19、overnsubsidyit= 0+ Y + i+ t+ itlnper_HTFreducedtaxit= 0+ Z + i+ t+ itlnper_Dplustaxit= 0+ W + i+ t+ it( 1)上述 CF 估计框架( 1) 式的第一个核心方程中,因变量 lnper_privateinnovationspendit表示企业 i在年份 t 的私人性质科技活动经费支出与企业当年科技活动人员数比值的对数。其中, 企业当年私人性质科技活动经费支出变量, 是使用企业当年企业科技活动经费总支出减去来自政府部门的科技活动资金额来表示的。核心解释变量 lnper_governsubsidyit
20、, 使用企业当年的科技活动经费投入中从政府获得的各种支持金额与当年科技活动人员数比值的对数值来表示。核心解释变量 lnper_HTFreducedtaxit, 使用企业当年获得高新技术企业减免税额与当年科技活动人员数比值的对数来表示。lnper_Dplustaxit, 使用企业当年研发加计扣除额与当年科技活动人员数比值的对数来表示。控制变量集 X 包括: 企业创新活动中使用的创新人员规模( lninnovationstaff) , 使用企业当年科技活动人员数比值的对数表示; 企业创新形成的人均固定资产额( lnper_innovationcapital) , 使用企业创新活动中形成的固定资产额
21、与当年科技活动人员数比值的对数来表示; 企业年龄( Firmage) ,以企业样本期与注册时间的有效差距值来表示; 为了捕捉年轻企业和成熟企业在不同发展阶段的差异化创新策略, 本文纳入了企业年龄平方项变量 Firmage_sq; 企业出口因素( Newproductexport_sale) , 使用企业新产品出口额与新产品销售额的比加以度量; 企业面临的行业市场竞争程度( HHI_emlpoyee) , 使用按照二位码区分行业中的企业科技活动人员数计算出的赫芬达尔赫希曼指数加以度量; 企业市场势力因素( Marketpower) , 使用企业内部的国家标准或行业标准的数量来加以刻画; 考虑到市
22、场势力可能会对企业创新活动造成复杂的非线性作用, 也纳入了企业市场势力的平方项( Marketpower_sq) ; 企业所处地区金融发展水平( Financedevelopment) , 使用中国各省份地区贷款总额和存款总额之和与地区内当年 GDP 的比值来表示; 考虑到其对微观企业创新投入具有复杂的非线性影响, 纳入该变量平方项 Financedevelopment_sq; 企业所处地区经济发展水平( PerGDP_city) ,使用企业所处地级市的人均真实 GDP 来表示; 同时, 使用细化到三位码分类的企业登记注册类型控制具有动态变化的所有制类型, 且纳入企业层面的虚拟变量和年份虚拟变
23、量; it为常规设置, 表示服从 i i d 的随机扰动项。在因变量为 lnper_governsubsidyit的控制函数中, 控制变量集 Y 包括: 创新形成的固定资产额( lnper_innovationcapital) , 使用企业在创新当年形成的固定资产额对数表示; 研发机构数量( Dinstitutionquantity) , 使用当年拥有的研发机构数量来表示; 创新项目数量( Projectquantity) , 使用企业当年的创新研发项目数来表示; 新产品销售额( lnnewproductsale) , 使用当年的新产品销售额对数值来定义; 企业主持或参与的行业和国家标准数量(
24、 Industrystandard) , 使用企业内部形成的国家标准或行业标准的数量来刻画; 有效发明专利申请数量( Validinventionpatent) , 使用企业当年的有效发明专利数量来衡量; 科技论文数量( Scientificpaper) , 使用企业当年发表的科技论文数量来表示; 企业所处省份的固定资产投资因素( Fixedcapital_GDP) 。按照 Guo et al. ( 2016, 2018) 的思路,本文选择中国各省的固定资产投资额与当年地区 GDP 比重的前三年均值衡量, 该变量一定程度上可以反映地方政府推动地区经济发展的战略意图。3612021 年第 8 期
25、( 1) 式中第一个核心方程的设定, 是通过一个简单的结构性模型导出的。具体推导思路参见张杰等( 2021) 。在因变量为 lnper_HTFreducedtaxit的控制函数中, 控制变量集 Z 包括: 企业创新形成的固定资产额( lnper_innovationcapital) ; 企业是否获得国家高新技术企业认定称号( HTFdummy) ; 地区高新技术企业数量分布状况( HTFnumber_gdp) , 使用地区内的当年高新技术企业数量与当年 GDP 的比重表示。由于地方财力限制和 “撒胡椒面” 效应的存在, 地区高新技术企业数量相对越多, 分摊到单个企业的政府创新补贴相对越少。在因
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- 中国政府 创新 政策 混合 激励 效应 研究
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