研發(fā)費用加計扣除與企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力*

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）