梁畢明，孔一名

(吉林財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，吉林 長春 130117)

一、引 言

創(chuàng)新是一個企業(yè)核心競爭力的重要體現(xiàn)，也是企業(yè)實現(xiàn)價值最大化的重要途徑。隨著中國經(jīng)濟進入新常態(tài)，創(chuàng)新的重要性日益凸顯。黨的十八屆五中全會提出“五大發(fā)展理念”，排在首位的就是“創(chuàng)新發(fā)展”。然而由于R&D投入具有公共產(chǎn)品的屬性，具有投入大、風(fēng)險大、回報慢等特點，在市場競爭條件下，公司為追求經(jīng)濟利益的最大化，不傾向于加大R&D的投入強度，因此需要稅收優(yōu)惠等財政政策支持使其投資規(guī)模達到最優(yōu)。

截至2015年末，我國65歲以上人口已超過1.2億。隨著人口老齡化的加劇，醫(yī)療需求隨之迅速加大，我國醫(yī)藥生物行業(yè)的發(fā)展愈加受到關(guān)注，《中國制造2025》將醫(yī)藥生物及高性能醫(yī)療器械作為十大重點領(lǐng)域之一，《“十三五”規(guī)劃》也將醫(yī)藥生物及高性能醫(yī)療器械確定為重點突破領(lǐng)域，生物醫(yī)藥產(chǎn)業(yè)的發(fā)展意義重大，而創(chuàng)新對我國醫(yī)藥生物行業(yè)的發(fā)展更加意義非凡。通常認為，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動是為了提高企業(yè)的長期業(yè)績，加大R&D投入可以提高企業(yè)業(yè)績。近年來，為促進醫(yī)藥生物行業(yè)的創(chuàng)新和發(fā)展，我國加大了對醫(yī)藥生物行業(yè)的稅收優(yōu)惠政策力度，以支持其發(fā)展，那么享受稅收優(yōu)惠是否促進了企業(yè)R&D投入？是否改善了企業(yè)業(yè)績？可見，研究稅收優(yōu)惠、R&D投入、企業(yè)業(yè)績?nèi)咧g的關(guān)系具有重要意義。然而，現(xiàn)有文獻關(guān)于此問題的研究并不豐富。

本文采用醫(yī)藥生物上市公司2013～2015年數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建OLS回歸模型，實證檢驗R&D投入對企業(yè)業(yè)績的影響以及所得稅優(yōu)惠對R&D投入的影響，并在此基礎(chǔ)上進一步實證分析所得稅優(yōu)惠對R&D投入與企業(yè)業(yè)績的調(diào)節(jié)作用。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

企業(yè)R&D投入需要稅收優(yōu)惠等政府政策的支持，以使其投資規(guī)模達到最優(yōu)。國內(nèi)外大多數(shù)文獻研究結(jié)果均表明稅收優(yōu)惠對加大R&D投入具有普遍的激勵作用。如Bronwyn和John[1]探討了稅收優(yōu)惠對企業(yè)R&D投資行為的影響,研究發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠比直接補貼對R&D投入的促進作用更顯著。國家應(yīng)該加大稅收優(yōu)惠力度而不是直接補貼。Kenneth 和 Sershum[2]實證分析了直接稅收補貼和間接稅收補貼兩種財政政策對R&D的影響，研究發(fā)現(xiàn)兩者對R&D均有顯著的正向促進作用，但兩者影響R&D的機理不同，直接稅收補貼影響總成本，間接稅收優(yōu)惠影響單位成本從而影響R&D。Lokshin和Mohnen[3]以荷蘭企業(yè)為研究樣本檢驗了R&D稅收激勵的效果，發(fā)現(xiàn)該激勵有效降低了企業(yè)的R&D成本，并促進了企業(yè)的R&D投入。王俊[4]以我國制造業(yè)1995～2008年的數(shù)據(jù)為樣本，實證發(fā)現(xiàn) R&D 稅收優(yōu)惠對企業(yè) R&D 投入的促進作用是顯著的，對高新技術(shù)企業(yè)R&D投入的促進作用更加顯著。吳錦明[5]分析了政府補貼與稅收優(yōu)惠兩種不同財政政策工具對企業(yè)R&D投入的影響，以及不同稅種對企業(yè)R&D投入的激勵效果，研究發(fā)現(xiàn)，相較于政府補貼，稅收優(yōu)惠更能激勵企業(yè)的R&D投入，其中所得稅優(yōu)惠的促進作用更顯著。馮海紅等[6]加入稅收優(yōu)惠政策力度為新的解釋變量，研究發(fā)現(xiàn)，在最優(yōu)的政策力度區(qū)間內(nèi)，政府稅收優(yōu)惠政策對企業(yè)研發(fā)投入有著顯著的正向促進作用。陳遠燕[7]研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼在一定程度上抑制企業(yè)R&D投入；研發(fā)費用加計扣除政策顯著正向激勵企業(yè)R&D投入；規(guī)模越大、盈利能力越強的企業(yè)，R&D投入強度越大。創(chuàng)新是一個企業(yè)核心競爭力的重要體現(xiàn)，R&D投入的根本目的不是為了申請專利等創(chuàng)新成果，而是通過創(chuàng)新成果在長期提升企業(yè)的業(yè)績。國內(nèi)外大多數(shù)文獻的研究均發(fā)現(xiàn)R&D投入對企業(yè)業(yè)績有顯著的正向促進作用。如Lev和Sougiannis[8]首次區(qū)分資本化研發(fā)支出和費用化研發(fā)支出對企業(yè)業(yè)績的不同影響，研究發(fā)現(xiàn)，資本化研發(fā)支出與企業(yè)業(yè)績顯著正相關(guān)，且資本化研發(fā)支出與滯后期的企業(yè)業(yè)績?nèi)燥@著正相關(guān)。Bosworth和Rogers[9]實證驗證了澳大利亞企業(yè)的R&D投入與企業(yè)業(yè)績之間顯著正相關(guān)。Han和Manry[10]通過實證研究發(fā)現(xiàn)韓國企業(yè)的研發(fā)支出對企業(yè)業(yè)績有正向促進作用?？讘c景[11]選取凈利潤率、營業(yè)利潤率、銷售增長率、企業(yè)價值四個指標，分別實證分析其與研發(fā)強度的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)強度與盈利指標顯著正相關(guān)，與成長能力指標相關(guān)關(guān)系不強，我國企業(yè)研發(fā)投入強度尚不足。魯盛潭和方旻[12]以高科技、高成長性上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)“雙高”企業(yè)R&D投入與其業(yè)績顯著正相關(guān)，且正向影響具有滯后性，滯后第二年的R&D投入顯著性最強。陳海聲和曹梁斌[13]實證檢驗了R&D投入與企業(yè)業(yè)績的相互關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)R&D投入對當期的業(yè)績有顯著促進作用。張鐳和許敏[14]以上海地區(qū)上市公司2007～2009年度數(shù)據(jù)為樣本，選擇營業(yè)利潤率代替業(yè)績，實證發(fā)現(xiàn)R&D投入強度對企業(yè)業(yè)績有顯著的正向影響，且其影響比滯后期影響更顯著。吳云端[15]選取創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)2009～2012數(shù)據(jù)為樣本，實證發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與企業(yè)業(yè)績正相關(guān)，高管持股通過影響研發(fā)影響企業(yè)業(yè)績。稅收是國家影響企業(yè)業(yè)績和創(chuàng)新行為的重要渠道?，F(xiàn)有研究稅收對企業(yè)業(yè)績影響的文獻普遍發(fā)現(xiàn)稅負與企業(yè)業(yè)績顯著負相關(guān)，稅收優(yōu)惠會促進企業(yè)業(yè)績的提升。但是研究涉及稅收、R&D投入與企業(yè)業(yè)績?nèi)哧P(guān)系的文獻很少。楊春梅[16]選取我國10年的A股上市公司為樣本數(shù)據(jù)，從宏觀、微觀兩種稅收負擔(dān)角度研究其對企業(yè)業(yè)績的影響，研究發(fā)現(xiàn)，不論宏觀微觀稅負均與企業(yè)業(yè)績顯著負相關(guān)，側(cè)面說明稅收優(yōu)惠有利于提升企業(yè)業(yè)績。汪盈和呂久琴[17]以浙江某市的福利企業(yè)為研究對象，通過問卷調(diào)查的方式收集相關(guān)樣本數(shù)據(jù)，分析稅收優(yōu)惠對企業(yè)業(yè)績的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，稅收優(yōu)惠對業(yè)績較差的福利企業(yè)的業(yè)績有顯著正向影響。劉行和李小榮[18]從金字塔結(jié)構(gòu)的角度，以地方國有企業(yè)為樣本數(shù)據(jù)研究稅收負擔(dān)對企業(yè)業(yè)績的影響，研究發(fā)現(xiàn)，地方國有企業(yè)實際稅率較高，稅負較重，降低稅負可以促進其業(yè)績的提升。徐健和金貞姬[19]選取光伏企業(yè)2011～2012的年報數(shù)據(jù)為研究樣本，分析光伏產(chǎn)業(yè)稅負對R&D投入與企業(yè)業(yè)績的影響，發(fā)現(xiàn)光伏產(chǎn)業(yè)的稅收優(yōu)惠有效促進企業(yè)R&D投入，但是對企業(yè)業(yè)績的正向影響不顯著。柳光強等[20]從信息技術(shù)、新能源產(chǎn)業(yè)的上市公司業(yè)績的角度分析比較稅收優(yōu)惠與財政補貼對其產(chǎn)業(yè)發(fā)展的激勵效果，研究發(fā)現(xiàn)，稅收優(yōu)惠與企業(yè)的凈利潤和總收入均顯著正相關(guān)，稅收優(yōu)惠政策對促進特定產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是有效的。

基于以上文獻綜述和分析，筆者提出以下三個假設(shè)：

假設(shè)1：所得稅稅收優(yōu)惠與R&D投入正相關(guān)。

假設(shè)2：R&D投入強度越大的企業(yè)業(yè)績越好，即R&D投入與企業(yè)業(yè)績正相關(guān)。

假設(shè)3：所得稅稅收優(yōu)惠有利于企業(yè)加大R&D投入，從而提升企業(yè)業(yè)績，即所得稅稅收優(yōu)惠政策對R&D投入與企業(yè)業(yè)績有正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

研究的樣本數(shù)據(jù)來自于搜狐醫(yī)藥生物板塊中的A股上市公司2013～2015年年報數(shù)據(jù)，并對原始數(shù)據(jù)進行了以下處理：剔除了ST、*ST的公司，以及2013～2015年未連續(xù)三年披露R&D投入的公司。最終得到112家公司336個觀測值(具體見表1)。本文選用的數(shù)據(jù)變量中的R&D投入來源于醫(yī)藥生物上市公司公開披露的年報信息董事會報告部分研發(fā)支出一項，手工收集整理，其余數(shù)據(jù)均來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表1 各區(qū)域醫(yī)藥生物上市公司樣本數(shù)統(tǒng)計

注：區(qū)域劃分依據(jù)為八大經(jīng)濟區(qū)域劃分。

(二)變量定義

1.被解釋變量——企業(yè)業(yè)績。企業(yè)業(yè)績是指企業(yè)一定時期的經(jīng)營成果，一般通過企業(yè)的會計利潤進行衡量。本文參照吳云端的做法，選取會計利潤中的總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)作為衡量企業(yè)績效的變量?？傎Y產(chǎn)凈利潤率是衡量企業(yè)盈利能力的重要相對指標，表示為凈利潤與總資產(chǎn)余額的比值。凈資產(chǎn)收益率(ROE)也是衡量企業(yè)盈利能力的重要相對指標，本文在對實證結(jié)果的穩(wěn)定性進行檢驗時，采取這一指標進行驗證。

2.解釋變量——R&D投入。R&D投入這一絕對指標不具有可比性，因此國內(nèi)外大多數(shù)學(xué)者選取研發(fā)投入強度(RD)這一相對指標衡量R&D投入，表示為研發(fā)支出與營業(yè)收入的比值。所得稅稅收優(yōu)惠(ITAX)，表示為名義稅率與實際稅率之差，其中，實際所得稅稅率為所得稅費用與會計利潤之比，名義稅率為稅法規(guī)定的稅率。因存在納稅調(diào)整問題，計算的所得稅實際稅率比真實值大，因此本文的所得稅稅收優(yōu)惠存在負值情況是合理的。R&D投入與所得稅稅收優(yōu)惠的交叉項，代表所得稅稅收優(yōu)惠對R&D投入與企業(yè)業(yè)績的關(guān)系方向和強度，表示為研發(fā)投入強度與所得稅稅收優(yōu)惠的交乘項。

3.控制變量——公司規(guī)模(SIZE)。國內(nèi)外學(xué)者在進行業(yè)績相關(guān)研究時普遍引入公司規(guī)模作為控制變量，根據(jù)現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)大企業(yè)具備如規(guī)模經(jīng)濟等小企業(yè)不具備的優(yōu)勢，導(dǎo)致企業(yè)的業(yè)績會受到其規(guī)模大小的影響，因此筆者引入公司規(guī)模作為控制變量以優(yōu)化模型，表示為公司年末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)。對各類變量的定義和說明見表2。

表2 變量定義及其說明

注：*在模型1中，研發(fā)投入指標為被解釋變量。

(三)模型構(gòu)建

本文建立模型(1)驗證假設(shè)1，建立模型(2)驗證假設(shè)2、假設(shè)3。

RD=β0+β1ITAX+β2SIZE+ε

(1)

ROA=β0+β1RD+β2ITAX+β3RD×ITAX+β4SIZE+ε

(2)

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表3為樣本各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，由表3可知，醫(yī)藥生物上市公司的研發(fā)投入強度均值為3.5%，所得稅稅收優(yōu)惠均值為6.9%，說明大多數(shù)醫(yī)藥生物上市公司享受所得稅稅收優(yōu)惠。表4是對各區(qū)域研發(fā)投入強度的描述性統(tǒng)計，可以看出醫(yī)藥生物行業(yè)的區(qū)域發(fā)展不是很均衡，由樣本數(shù)量可以發(fā)現(xiàn)醫(yī)藥生物上市公司主要集中于東部沿海和北部沿海地區(qū)，沿海地區(qū)和東北地區(qū)的研發(fā)投入強度均值也較其他地區(qū)大，長江中游、黃河中游和西南地區(qū)研發(fā)投入強度明顯較弱。表5是各區(qū)域所得稅優(yōu)惠描述性統(tǒng)計，表5顯示，黃河中游所得稅稅收優(yōu)惠均值明顯弱于其他區(qū)域，研發(fā)投入強度較強的幾個區(qū)域所得稅優(yōu)惠均值也相對較大。所得稅優(yōu)惠與研發(fā)投入強度的關(guān)系在區(qū)域分組樣本中并不十分明顯，所得稅優(yōu)惠與R&D投入強度的關(guān)系還需要下面的相關(guān)性分析和回歸分析進一步驗證。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

表4 各區(qū)域樣本公司研發(fā)投入強度描述性統(tǒng)計

表5 各區(qū)域樣本公司所得稅優(yōu)惠描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

由表6可知，所得稅優(yōu)惠(ITAX)與企業(yè)研發(fā)投入(RD)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明醫(yī)藥生物行業(yè)的所得稅優(yōu)惠有利于促進本行業(yè)的R&D投入，企業(yè)規(guī)模(SIZE)與研發(fā)投入(RD)相關(guān)關(guān)系不顯著，說明生物醫(yī)藥上市公司不論規(guī)模大小都注重研發(fā)投入，研發(fā)投入強度與規(guī)模之間相關(guān)性不顯著。由表7可知，企業(yè)的研發(fā)投入(RD)、所得稅優(yōu)惠(ITAX)、以及兩者的交叉項(RD*ITAX)均與企業(yè)業(yè)績(ROA)存在顯著正相關(guān)關(guān)系，說明加大研發(fā)投入能夠提升企業(yè)業(yè)績，所得稅稅收優(yōu)惠能夠促進研發(fā)投入提升企業(yè)業(yè)績。這與前面的假設(shè)1、假設(shè)2、假設(shè)3都相符，初步支持了本文的三個假設(shè)。

表6 模型1的Pearson相關(guān)系數(shù)

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表7 模型2的Pearson相關(guān)系數(shù)

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

(三)回歸分析

為了進一步檢驗研究假設(shè)，對研究樣本又進行了OLS回歸分析。表8是模型1的回歸結(jié)果，分別研究了總體上醫(yī)藥生物上市公司所得稅優(yōu)惠對R&D投入的影響，以及各地域分組樣本所得稅優(yōu)惠對R&D投入的影響。其中全樣本回歸結(jié)果顯示所得稅優(yōu)惠與企業(yè)研發(fā)投入強度顯著正相關(guān)，但區(qū)域分組進行回歸時發(fā)現(xiàn)，并不是所有區(qū)域的所得稅優(yōu)惠都能夠顯著促進企業(yè)R&D投入，結(jié)合表4、表5的分區(qū)域研發(fā)投入強度均值和所得稅優(yōu)惠均值結(jié)果，發(fā)現(xiàn)我國醫(yī)藥生物行業(yè)的區(qū)域發(fā)展很不均衡，研發(fā)投入強度差距很大，而且除個別區(qū)域外所得稅優(yōu)惠力度相差不大，但各區(qū)域所得稅優(yōu)惠政策的效果有很大差異。但是總體上，都驗證了假設(shè)1，所得稅優(yōu)惠與R&D投入顯著正相關(guān)。對模型2，筆者采用了分層回歸的方法。如表9所示：(1)為企業(yè)業(yè)績、研發(fā)投入強度與控制變量的回歸結(jié)果。(2)為在(1)的基礎(chǔ)上加入所得稅稅收優(yōu)惠變量的回歸結(jié)果。(3)為在(2)的基礎(chǔ)上加入研發(fā)投入強度與所得稅優(yōu)惠變量的交叉項的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，企業(yè)研發(fā)投入強度(RD)對企業(yè)業(yè)績(ROA)在(1)、(2)、(3)中均在1%水平上顯著正向影響，說明對于醫(yī)藥生物上市公司來說，加大研發(fā)投入確實對提升企業(yè)未來業(yè)績有效。所得稅優(yōu)惠(ITAX)與企業(yè)業(yè)績(ROA)在(2)、(3)中均顯著正相關(guān)，說明所得稅優(yōu)惠對企業(yè)業(yè)績也有顯著促進作用。研發(fā)投入強度與所得稅優(yōu)惠的交叉項(RD*ITAX)與企業(yè)業(yè)績(ROA)的正相關(guān)關(guān)系略低于10%的顯著性水平，說明所得稅優(yōu)惠對企業(yè)業(yè)績的直接影響作用大于通過促進R&D投入對企業(yè)業(yè)績的影響。研究結(jié)果與假設(shè)3不相符，原因可能在于現(xiàn)行醫(yī)藥生物行業(yè)的所得稅優(yōu)惠政策更多的是在激勵R&D投入的環(huán)節(jié)，而不是在轉(zhuǎn)化為成果的環(huán)節(jié)。

表8 所得稅優(yōu)惠(ITAX)對研發(fā)投入強度(RD)的影響

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

表9 所得稅優(yōu)惠對研發(fā)投入與企業(yè)業(yè)績關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

注：*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，筆者引入凈資產(chǎn)收益率(ROE)替代總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)作為企業(yè)業(yè)績的代理變量重復(fù)上述回歸進行檢驗。替換后回歸的結(jié)果與前文基本一致，由于受篇幅限制，回歸結(jié)果不再在此列示。

五、研究結(jié)論與建議

利用醫(yī)藥生物板塊的A股上市公司三年的年報數(shù)據(jù)，運用OLS回歸模型實證檢驗所得稅優(yōu)惠對企業(yè)R&D投入的影響、R&D投入對企業(yè)業(yè)績的影響以及所得稅優(yōu)惠對R&D投入與企業(yè)業(yè)績的調(diào)節(jié)作用，并以八大經(jīng)濟區(qū)域劃分為依據(jù)對樣本數(shù)據(jù)進行分組，分組檢驗各區(qū)域所得稅優(yōu)惠對R&D投入的激勵效果。研究發(fā)現(xiàn)：

1.現(xiàn)行醫(yī)藥生物行業(yè)的所得稅優(yōu)惠政策顯著促進企業(yè)R&D投入，說明現(xiàn)行的醫(yī)藥生物行業(yè)的所得稅優(yōu)惠政策在鼓勵創(chuàng)新方面已見成效。但是各區(qū)域所得稅優(yōu)惠政策的激勵效果有顯著差異，北部沿海、南部沿海、西北地區(qū)、西南地區(qū)的所得稅優(yōu)惠政策對R&D投入的正向影響不顯著，表5所示這四個區(qū)域的所得稅優(yōu)惠均值都在7%左右，所得稅的優(yōu)惠力度并不弱，因此這四個區(qū)域的所得稅優(yōu)惠政策需要加強對創(chuàng)新方面的鼓勵。

2.研發(fā)投入強度與企業(yè)業(yè)績顯著正相關(guān)，說明目前我國醫(yī)藥生物行業(yè)的研發(fā)投入強度已經(jīng)不弱，可以達到提升企業(yè)業(yè)績的效果。但是表4所示的各區(qū)域研發(fā)投入強度均值結(jié)果顯示，我國醫(yī)藥生物行業(yè)的區(qū)域發(fā)展很不均衡，東部沿海與北部沿海的醫(yī)藥生物上市公司最多，占全部地區(qū)上市公司的一半左右，長江中游、黃河中游、西南地區(qū)的研發(fā)投入強度均值顯著低于其他地區(qū)，因此區(qū)域間發(fā)展不均衡問題亟需解決。上述分析發(fā)現(xiàn)黃河中游的稅收優(yōu)惠政策與R&D投入顯著正相關(guān)，但是不論是研發(fā)投入強度均值還是所得稅優(yōu)惠均值都明顯弱于其他區(qū)域，因此黃河中游需要加大所得稅優(yōu)惠力度以加強R&D投入強度。

3.所得稅優(yōu)惠與企業(yè)業(yè)績顯著正相關(guān)，而所得稅優(yōu)惠對企業(yè)研發(fā)投入強度與企業(yè)業(yè)績的正向調(diào)節(jié)關(guān)系略低于顯著性水平，說明所得稅優(yōu)惠對企業(yè)業(yè)績的直接影響作用大于通過促進R&D投入對企業(yè)業(yè)績的影響。原因可能在于現(xiàn)行醫(yī)藥生物行業(yè)的所得稅優(yōu)惠政策更多的是在激勵R&D投入的環(huán)節(jié)，而不是在轉(zhuǎn)化為成果的環(huán)節(jié)。因此現(xiàn)行的所得稅優(yōu)惠制度需要加大對轉(zhuǎn)化為成果的R&D投入的優(yōu)惠，從而達到通過激勵研發(fā)提升企業(yè)業(yè)績的效果，避免其對企業(yè)業(yè)績的直接影響過大，促進醫(yī)藥生物上市公司發(fā)展的長期活力。

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