税收负担对制造业企业创新投入的影响.docx

第40卷第5期2023年9月Vol. 40 No. 5Sep. 2023经济经纬EeOnOmiCSUrVey税收负担对制造业企业创新投入的影响郝秀琴1,杨伯坚2(1.河南财经政法大学财政税务学院，河南郑州450046;2.河南财经政法大学会计学院，河南郑州450046)摘要：基于2013-2019年中国上市制造业公司数据，利用固定效应模型，考察税收负担对制造业企业创新投入的影响和作用机制.研究表明:税收负担对企业创新投入产生挤入效应，该结论在一系列稳健性检验后仍然成立.机制分析表明税收负担通过强化企业的节税盈余管理行为促进了企业增加创新投入，企业调整成本一定程度上缓解了税收负担引致的企业增加创新投入行为.研究发现有助于理解税收负担影响制造业企业创新投入的内在机制，为税收政策对企业创新投入的影响效应提供了新的证据，为调整和完善税收政策促迸制造业企业创新提供了支持性证据与实践建议.关键词：税收负担；制造业;创新投入;挤入效应；税收政策基金项目：国家社会科学基金项目(22BJL023)；河南财经政法大学华贸金融研究院2021年度资助项目"财政与金融协同支持河南省绿色产业发展研究"；河南省高等学校哲学社会科学创新团队项目(2019-CXTD-06)作者衙介：郝秀琴(1970-),女，河南辉县人，博士，教授，主要从事财税理论与政策研究；杨伯坚(1968-),男，河南灵宝人，教授，主要从事公司治理研究。中图分类号：F275;F830文献标识码:A文章编号:1006-1096(2023)05-0150-11收稿日期:2023-03-1588888888888888888888888888888888888888888888888888制造业作为中国实体经济的重要组成部分，不仅是我国推进创新驱动发展战略的基础，也是实现经济高质量发展的关键要素改革开放40多年来，我国制造业规模不断增加，极大增强了综合国力和科技实力.但与发达国家相比，中国制造业关键技术、创新投入等还存在一定差距我国制造业增加值率仅为21.5%,远低于工业发达国家35%的平均值，在全球产业链条中处于相对较低的分工地位0中国创新研发支出强度与发达国家差距较大,2019年OECD国家研发支出平均增长4%,研发支出占GDP比重平均为2.5%,研发支出强度远超中国2.2%的水平o"十四五”时期，国内外环境深刻变化,世界贸易保护主义抬头、地缘政治的恶化及由此产生的技术封锁行为等亟须进一步加大中国制造业创新力度、不断提升核心竞争力。2023年中央经济工作会议强调科技等关键领域的政策要持续发力，扎牢高质量发展的基础o面对国内外发展竞争日趋激烈的现实，各国都加大了对制造业发展的政策支持力度。我国政府2008年明确实施结构性减税，之后相继出台了关于所得税改革和全面实行“营改增"、涉及“六税两费"的普惠性减税降费政策o2019-2020年实施并落实更大规模减税降费政策。"十三五"以来在不断加大减税降费力度的基础上重点支持制造业升级，特别是2020年以来强调普惠性减税和结构性减税明确将制造业列为重点减税对象，同时研发创新税收优惠力度和范围也在加大，持续提高制造业企业研发费用等创新投入加计扣除比例。减税降费规模不能无限度扩大，在有序推进更大规模的减税政策的同时，要更加注重相关优惠政策的效率。2021年我国减税政策重心由扩大减税规模转向提高减税质量。2022年继续完善和再提升研发费用税前加计扣除比例的同时，对制造业等行业企业采取更大力度的增值税留抵退税政策.在此背景下，有必要对已有的税收政策进行经验评估，科学调整税收政策，实现对制造业企业创新支持精准发力.本文探究政府减税背景下企业税收负担变化作用于制造业企业创新投入的效应，并探讨其在不同产权和市场竞争度企业间是否存在异质性，经验验证减税背景下税收负担与制造业企业创新投入之间的内在机制，以期适应制造业以及经济高质量发展的需要，不断调整和优化减税政策，提出更具针对性和可操作性的政策建议O本文边际贡献在于：（1）探究税收负担对制造业企业创新投入的影响效应，克服已有文献选取企业税收负担作为税收优惠定量指标，混同税收优惠和税收负担对企业投入影响效应问题O（2）以制造业利用研发费用加计扣除政策进行节税盈余管理渠道进行路径检验，丰富了税收政策影响制造业企业创新投入的细节研究，解释了与以往研究结论不一致的原因，在一定程度上廓清了企业税收优惠是激励抑或是抑制了创新的争论O（3）从资本调整成本角度，探讨税收负担与制造业企业创新投入之间的调节机制，发现资本调整成本在一定程度上缓解了因税收负担加重而引致的企业创新投入增加。因此，本研究有助于丰富政府税收政策效应方面的文献，为国家制定有关创新发展的税收激励政策提供经验参考0一、理论分析与研究假设（一）税收负担与制造业企业创新投入1 .税收负担对制造业企业创新投入具有挤出效应由于研发成果可以加快企业科技创新成果的扩散与应用，促进整个社会的经济发展，但来自研发成果（即研发投资产生的新知识）的利润不能完全被创新者占有，创新具有溢出效应，且伴随着企业市场竞争强度的强化，企业创新活动收益外溢加剧，进而抑制了市场主体创新的能动性O按照庇古的观点，通过减税降低税收负担可以一定程度上补偿企业创新过程中的耗损，降低企业创新投入和收益的非对称性，有效提升企业的创新积极性。学者们通过我国数据进行经验验证这一机制（李彰等,2017;林木西等,2018;梅冰菁等,2020）.同时,企业开展研发创新活动需要大量的资金、人力和设备支持,充裕的资金支持最为重要,企业可以自由支配的资金越多越有利于企业开展技术创新活动。缴纳税收和研发支出对企业资金有一致性需求，企业实际税收负担过重也会降低企业投资回报率和利润率，减少企业现金流，进而抑制企业对研发创新的投入.降低企业税负，减少现金流出的同时，可以提高企业投资回报率和利润率，增加企业可以利用的现金流，促进企业进行创新投入（刘放等,2016;叶显等,2019;毛捷等,2020）,企业税收负担的降低对创新有明显促进作用，企业税收负担强化了对企业创新投入产生挤出效应（邓力平等，2020;徐慧，2020）.税收负担对企业创新投入的挤出效应影响机制表述为：（1）税收负担提高一边际成本提高一加重资源约束一抑制企业创新；（2）减税降费一税收负担降低一边际成本降低一缓解资源约束一促进企业创新。因此,提出假说Ia:税收负担对制造业企业创新投入具有挤出效应。2 .税收负担提高对制造业企业创新投入具有挤入效应微观层面，税收政策的非中性特征会对制造业企业创新投入产生两种截然不同的影响：一是对于利好制造业的非特定受益对象减税降费政策，可能不会带来企业创新投入增加。企业可能仅仅缓解了资金需求压力，状况较好的企业会将减税红利用于投资设备、厂房等固定资产来提高自身生产水平，对研发创新这种风险性投入可能没有实质增加。在这种情况下，减税降费并不会带来创新激励效应。二是税收负担加重时,针对特定受益对象的研发费用加计扣除税收政策在企业进行盈余管理时会起到"税盾”的作用，出于节税目的,企业增加创新投入的动机增强（Berger,1993;林志帆等,2017）此种情形下,企业税收负担越重,开展创新活动的积极性越高，对制造业企业增加研发投入促进作用越显著。即使企业研发失败或者研发成果不具有较大的市场竞争性，研发费用加计扣除政策可以降低前期投入的损失（陶可,2020）,分担企业创新投入的高风险性，降低资本成本，提高企业价值在高昂的企业税收成本负担压力下，理性的企业管理者有强烈的动机充分利用研发费用加计扣除等优惠政策节税或减免税收，增加利润，减少企业外部融资需求，进一步降低资金成本。李香菊等（2019）的研究结论支持上述分析。中国现阶段不断加大研发加计扣除的税收优惠政策力度，政策导向十分清晰，税收负担提高对企业创新投入具有挤入效应。宏观层面，经济发展水平越高，政府越注重改善创新生态，通过反哺式服务间接地促进企业创新（张希等，2014）中国制造业上市公司多位于经济比较发达地区，政府通过征税而增加的财政收入用于民生领域的教育、科技支出等占比相对较大，这些支出可以有效提高社会劳动力资本的素质和知识创新水平，并提供良好的社会公共服务，加大对创新基础设施的投入来改善企业的创新环境，利好企业创新投入。由此提出假说Ib:税收负担提高对制造业企业创新投入具有挤入效应。（二）异质性分析1 .区分企业产权性质（1）税收负担对国有制造业企业创新投入影响不显著。对于国有经济性质的企业而言，高昂的税收成本负担可能会紧箍企业现有资源配置，并进而抑制企业创新能力o第一，国有性质企业实际控制权掌握在中央或地方政府手中，企业的经营决策和经营活动受其影响较大。政府要求国有性质企业承担的社会责任中除了创新领域的攻坚任务，缴纳企业税收也包含其内。企业缴纳税收的积极性更高、避税动机较弱，加上上缴利润和缴纳税收又与高管政治晋升有关联，企业甚至会选择多纳税来获得政治晋升o企业国有性质股权比例越高，实际税收负担率也越高（吴联生,2009）o第二，进行税收筹划必定要产生非税成本，国有企业由税收筹划产生的非税成本往往高于非国有企业，平衡税收筹划收益和非税成本变得困难，由此国有企业的税收筹划积极性下降，承担的企业税收负担更重。而非国有性质企业与政府之间主要是征纳税关系，管理层任期并不由政府决定，税收支出直接影响到企业的实际利润率和企业现金流，而且影响到管理人员的最终收益和任期，因此非国有企业避税意愿更强，会通过税收筹划以及充分利用税收优惠政策等方式来减轻企业的税收负担（彭韶兵等,2011）。国有性质企业能够利用背景优势缓解资源约束，积极履行技术创新社会责任等，弱化了税收负担提高对企业创新的挤出效应。第一，利用背景优势缓解资源约束。在对外融资方面，相较于其他企业，国有性质企业更容易获得金融贷款或社会投资，在面临税收负担的挤出效应时，可以通过背景优势在一定程度上缓解资源约束。创新投入对内部现金流的依赖小，税收负担对企业研发投入产生的挤出效应不显著。国有性质的企业由于其身份的特殊性，能够利用与政府之间的天然的“政治纽带"关系优先获取关于企业创新的政策信息,也会更容易得到政府对于企业研发创新的补贴。第二，履行技术创新这一社会责任是国有性质企业的天职。从企业经营目标来看，国有性质企业更重视社会效益，非国有性质企业则更加注重企业自身利益最大化O国有企业在承担为公司股东创造利润的基础上，政府还要求其承担一定公共责任，就是承担政府部门助手的角色。在企业创新方面，国有企业的目的不仅仅是通过创新获得短期内的高额利润，同时也要完成国家下达的关于特殊领域的研发创新任务；即使国有企业和非国有企业承担一样的税负，国有企业会因为本身研发风险敏感度较低、盈利压力相对较小等特点税负水平对企业创新投入的影响相对较小。由此提出假说2a:对于国有性质的制造业企业，税收负担对企业创新激励投入影响效应不显著。（2）税收负担对非国有性质制造业企业创新投入有显著影响。非国有性质的企业管理者出于对公司长远利益的考虑，会主动选择加强对公司决策层的监督，加大对企业研发创新的投入O与国有性质企业相比，非国有性质企业融资约束偏紧的问题更为突出（王进富等，2019）,针对研发投入税收优惠政策的税盾效应在非国有性质企业的更显著由于国有属性（国有企业，国有银行及国家财政）的存在，相较于非国有企业，国有企业抢占了更多的融资渠道和金融资源，这就使得非国有性质的企业即使有创新研发的动力，也无法及时足额进行创新融资。同时,企业创新行为中的研发投入具有“税盾”效应,部分具有激励企业增加研发投入的内源性激励功能。因此,在减税降费背景下,政府税收优惠会增加具有“税盾”功能的企业研发投入。由此提出假说2b:税收负担对非国有性质的制造业企业创新投入的挤入效应显著。2 .区分市场竞争环境作为一种重要的外部治理机制，所处不同的市场竞争度对相同税收环境下企业的创新决策有不同影响O由于创新研发投入是企业根据行业外部市场环境特点，为实现长期利润最大化采取的战略行动，考虑到中国区域市场划分和区域市场环境差异较大，在研究税收负担对企业创新投入的影响时，会考虑外部市场异质性因素。（1）市场竞争度越高税收负担的创新投入挤入效应越强O政府政策与企业创新投入之间不是简单的线性关系。行业市场竞争程度不同、市场竞争意愿和企业创新意识存在差异,这些异质性特征使得减税降费政策产生的激励效果也会存在差异。市场竞争程度较高的行业，企业出于生存的目的，有较高的意愿开展研发152创新活动o而税收负担加重直接导致企业税后利润减少,企业面临的生存压力加重、发展规模受限，市场竞争力降低。为提高自身市场竞争能力，企业会选择研发新产品，增加税后利润，巩固市场地位。单个企业产品所占的市场份额较小，不仅难以获得超额利润，还有可能在竞争中被淘汰。现金流不足制约企业创新，如果政府出台相应的税收激励政策，企业一般会考虑通过不断地研发创新来保证企业经营下去同时,市场竞争程度高与高度垄断行业相比较，前者企业的前沿技术进步明显快于后者，相同的科技经费投入边际创新收益更高（白明等,2006）,企业创新动力更强。（2）行业市场竞争程度越低税收负担的创新投入挤入效应越强o具有垄断性的制造企业，拥有足够的资金实力进行科研投入，创新能力相对较高、所面临的竞争压力较小。企业拥有创新的“专用权”，创新收益高，研发税收税收优惠政策激励整合研发创新资源，增加企业的研发创新投入强度，研发创新能力进一步增Schumpeter,1942）o税收负担的加重促使垄断性企业更注重通过研发费用的税盾作用来减轻企业的实际税负，不断开发新技术、新产品，提高企业自身在市场生存中的竞争力。市场竞争会抑制企业研发创新投入积极性.而竞争则减少了企业垄断租金，降低企业创新速度高市场竞争度会压缩创新的市场收益，进一步抑制企业创新积极性。有研究表明竞争程度上升对企业的创新有显著的抑制作用（康志勇等，2020）。基于以上分析，提出如下假说。假说3a:行业市场竞争程度越高，企业创新投入对税收负担的敏感性越强。假说3b:行业市场竞争程度越低,企业创新投入对税收负担的敏感性越强。二、数据来源与研究设计（一）数据来源选取2013-2019年制造业上市公司作为实证研究样本,对原始数据做以下处理:第一,剔除ST类企业;第二，剔除税收负担为负值和存在数据披露不全的样本；第三，少数缺失企业规模数据的样本，采用资产总额代替企业规模;第四,对选取的所有微观层面的连续变量进行1%、99%缩尾处理,减少极端数据值的干扰,最终获得615家制造业企业共4305个观测值。所有原始数据均来自国泰安数据库。（二）变量的选取与说明被解释变量为企业创新投入（INNo）0考虑到税收负担直接影响企业现金流，选取企业研发投入强度即企业研发资金投入占营业收入比例表示O解释变量为企业税收负担（TaX）本文采用广义企业税收负担即企业当年支付的各项税费减去收到的税费返还（即现金流量表中支付税费的实际现金流）占营业收入比重。现有研究还有以企业实际税负率作为衡量企业税负的指标，但是考虑到行业之间税收负担的可比性，本文选取的指标更具一般适用性。控制变量。在研究企业创新的影响因素时，除了考虑税收负担的影响外，还应该考虑企业自身的实际发展情况。本文参考彭中文等（2015）、邓力平等（2020）等人的做法,选取企业规模（SiZe）、财务杠杆（Lev）、无形资产比重（IAR）、股权集中度（SC）、董事会独立性（IND）、高管薪酬（ECI）、企业年龄（Age）作为控制变量指标,从公司规模、企业经营、治理结构、高管薪酬等方面对模型进行控制。一般来说,规模越大的企业越有充裕的现金流和物质基础来支持企业进行研发创新活动。企业的资产负债率越高意味着现金流风险越大，企业在开展创新活动时资金投入受到影响越大。无形资产比重越高意味着企业自身创新能力较强，有利于企业持续投入开展创新活动o独立董事人数占比越高意味着企业的决策机制越复杂，此时会对企业开展创新产生一定阻碍。企业年龄越长，发展能力越强，对创新投入越有促进作用O变量名称及释义如表1所示。（三）模型设定为了检验前文的假设，建立整体样本固定效应模型：INNOit="+Taxi,t+CVlt+i+,+i,t（1）上述回归模型中，CV为控制变量，i表示企业,t表示年份;U表示企业个体效应、t表示时间固定效应，表示随时间和企业个体改变的随机扰动项0表1变量名称及释义变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量创新投入INNO研发支出/营业收入解释变量税负Tax（支付的各项税费-收到的税费返还）/营业收入企业规模Size制造业企业总资产的自然对数财务杠杆Lev负债总颔/资产总额无形资产比重IAR无形资产/总资产控制变量股权集中度SC第一大股东持股比率董事会独立性IND独立董事人数/董事会成员总人数高管薪酬ECI薪酬前三名的高管薪献总额/年监高前三名的薪酬总额企业年龄Age当年年份-企业成立年份股权性质SOE国有企业为1,其他为0三、回归结果及分析（一）描述性统计基于上述变量选取,我们对所有变量的均值、所示。表2标准差、最小值和最大值进行描述性统计分析,具体如表2变量描述性统计变量样本里均值标准差最小值最大值INNO43054.55973.34820.0919.21Tax43050.05880.0410.00040.3685Size430522.26541.17720.118225.5965Lev43050.4070.18160.06750.7968IAR43050.04630.03240.00360.1897SC430532.835413.72547.7767.73IND43050.37390.05430.33330.5714ECI43050.92020.11270.47411Age430517.26435.2415631从统计结果中可以观察到：（1）被解释变量研发创新投入的均值是4.5597,标准差是3.3482,说明选取的样本企业平均每年营业收入的4.56%用于研发创新活动，制造业企业整体的研发创新投入较低，而且各个公司之间差异较大。（2）制造业样本企业平均每一单位营业收入需要承担5.88%的税费。其中最高的需承担36.85%,最低的需承担0.04%,说明样本企业所承担的税负差异较大（3）独立董事比例这一变量的均值是0.373,独立董事人数占比没有低于1/3,满足国家对董事会制定的要求。（4）高管薪酬和无形资产在不同企业中所占的比重差距较大O（二）相关性分析表3所示各变量Pearson相关系数结果可知，解释变量税收负担和被解释变量研发创新投入呈现正相关关系，数据对假设1做出了验证，而且各变量之间的自相关系数基本都在合理范围内，说明没有严重的共线性问题,可以开展多元回归分析。表3为采用标准化处理后的数据。表3变量相关系数变量INNOTaxSizeLevIARINDRotaGrowthAgeINNO1Tax0.06681Size-0.2923-0.12431Lev-0.321-0.31390.56381IAR0.03250.0654-0.064-0.01191SC-0.14310.03670.19360.0882-0.02131IND0.09120.00420.01260.01520.00640.03111ECI0.0655-0.00690.03320.0173-0.01770.10310.07521Age-0.1936-0.04840.27450.2034-0.0843-0.0476-0.07950.01311（三）基准回归选择LLC和IPS来检验面板平稳性，发现各变量均平稳。对面板数据回归的选择一般有三种形式：混合效应模型、固定效应模型和随机效应模型。由于混合效应模型无法考虑到时间效应的影响.因此对于面板数据的模型判定.直接采用霍斯曼检验决定使用随机效应还是固定效应。检验结果拒绝原假设.故使用固定效应模型。回归结果如表4所示。表4企业税负对企业创新投入影响的基准回归(1)(2)INNOINNOTax0.0694o(0.0145)Size0.1320.177w(0.0292)(0.0327)Lev-0.124-0.0989,*(0.0159)(0.0182)IAR0.04740.0521o*(0.0135)(0.0154)SC0.007550.0031(0.0194)(0.0225)IND-Q0563-0.0604(0.0122)(0.0138)ECI-0.001760.00466(0.0102)(0.011)Age0.127w0.124w,(0.0246)(0.0291)-cons.91E-I0-0.00655(0.00622)(0.00679)企业固定是是年份固定是是N43053690R20.0530.06注:*、*、*分别表示10%,5$和1%的显著水平,系数下方括号中数值为其标准误。下同。歹U（I）是仅包含公司规模、企业经营、治理结构等控制变量的估计，歹（2）检验了税收负担（TaX）对企业创新投入（INNo）的影响。回归结果显示，在控制一系列企业特征、治理特征、成长性等方面的变量后，税收负担（TaX）与企业创新投入（INNO）的回归系数为0.0694,在1$的水平上显著。该结果表明税收负担（TaX）与企业创新投入（INNO）呈现出显著的正相关关系,假设Ib得到了验证。回归结果中控制变量对创新投入的影响也符合理论预期：企业规模（SiZe）系数显著为正，说明大型制造业对创新的投入更多；资产负债率（LeV）的系数显著为负.意味着高资产负债率会对企业开展创新活动产生抑制作用；无形资产比重（IAR）显著为正，说明无形资产占比越高，企业创新动力越强；董事会独立性（IND）系数显著为负，说明决策机制越简单，企业做出决策会更高效,会更快地应对市场变化，从而对企业创新起到促进作用；企业年龄（Age）对企业创新投入促进作用显著。（四）异质性分析税收负担对制造业企业创新积极性的影响以及调节效应会因异质性因素存在而有所不同。1 .区分产权性质为考察税收负担对不同产权性质制造业企业创新投入的影响有何不同,将制造业企业分为两个样本：非国有制造业企业和国有制造业企业。在4305个企业数据里，非国有性质企业2870个.占总样本数据的比例为65.93$,平均研发创新的投入强度为4.821,企业税收负担是0.0615；国有性质企业有1435个，占总样本数据的比例为34.07%,平均研发创新的投入强度为3.855,企业税收负担是0.0534o对方程（1）分样本进行回归，结果如表5（1）（2）列所示。税收负担系数均为正，其中国有企业税收负担系数不显著，符合假说2a.非国有企业税收负担系数显著为正，符合假说2b,说明国有性质在一定程度上会缓解制造业企业税负对企业创新的挤入作用，非国有性质企业的税负变化对企业创新投入产生的影响更大。2 .区分市场竞争强度根据行业勒纳指数（在O到1之间变动，数值越大，表明垄断势力越大）指标，将低于这一指标中位数的数据划分为一组（LlO）（市场竞争程度高），高于这一指标中位数的数据划分为另一组（LIl）（市场竞争程度低）。对方程（1）分组进行回归，结果如表5（3）（4）列所示。从分组检验结果可以发现.制造业企业税收负担与企业的创新投入均显著正相关。相较于较高市场竞争程度企业，弱市场竞争强度企业创新投入对税负的变化更加敏感，假说3b成立。表5异质性分析(1)(2)(3)(4)INNOINNOINNOINNO国有企业非国有企业强竞争度弱竞争度Tax0.0390.07860.06470.103-(0.0248)(0.0177)(0.018)(0.0256)Size0.03320.2150.248E0.183-(0.0512)(0.0428)(0.0515)(0.0538)Lev-0.0949-0.0988-0.0805*-0.158”'(0.0308)(0.0228)(0.0244)(0.0313)IAR0.134*0.03960.01620.0905(0.0258)(0.0205)(0.0244)(0.0229)SC0.00290.0157-0.03360.0862*(0.032)(0.0304)(0.0331)(0.036)IND-0.0338,-0.0742-0.0321,-0.0648,*(0.018)(0.0193)(0.0184)(0.0221)ECI-0.0378-0.0190.017-0.0127(0.0181)(0.0137)(0.014)(0.0186)Age0.1960.0889”0.107*0.136-(0.0394)(0.0403)(0.0427)(0.0524)_cons-0.2260.145-0.05120.0597-(0.0301)(0.0138)(0.0105)(0.0117)企业固定是是是是年份固定是是是是N1231245921641526（五）稳健性检验为了保证研究结论的可靠性，本文进行以下稳健性检验：1.替换被解释变量以发明专利数量加1取自然对数替换原解释变量，表6（1）列回归结果来看，企业税负系数仍然分别在10%的水平下显著为正，与原固定效应回归结果保持一致。3 .核心解释变量滞后一期由于企业的税收负担变化对研发创新资金投入的影响会存在一定的滞后性，核心解释变量企业税负滞后一期形成新的变量再进行固定效应回归。从表6（2）列回归结果来看，将核心解释变量一期后，企业税负系数仍然分别在5%的水平下显著为正.与原固定效应回归结果保持一致。4 .部分变量回归剔除资产规模较小的公司，将公司规模位于后25$的上市公司剔除数据进行回归。从表6（3）列回归结果来看，部分样本回归结果与全样本量回归结果一致，企业税负系数在5%的水平下显著为正。5 .固定省份和时间效应在基本回归中，本文控制了时间固定效应以监控创新投入变化的时间趋势；控制了企业固定效应，以控制地理位置等不会随时间变化的因素的影响。在稳健性检验中，进一步排除企业的时变因素对其创新投入的影响。从表6（4）列回归结果来看，回归结果与原固定效应回归结果保持一致。但考虑到自由度的缘故，仅排除了各省域随时间变化的因素的影响。各省域对于企业创新的干预和支持强度有所不同。例如，某几个省份对其所有制造业企业予以支持，使得这些企业的创新投入积极得到提升。如果不控制这类政策，那么其效果可能会反映在核心解释变量中，并导致高估。-1565.两步系统法GMM回归为了更好地解决各估计量之间的内生性问题，进一步验证结果的稳健性，采用GMM两步系统法进行稳健性检验，从而使回归检验结果更为可靠。从表6(5)列回归结果来看，两步系统法GMM法下企业税负系数显著为正，与原固定效应回归结果相比没有发生实质性变化,表明之前的结论稳健可靠。表6稳健性检验(1)(2)(3)(4)(5)INNOINNOINNOINNOINNO替换被解释变景自变量滞后一期选择变量区间年份和省份固定两步系统法GMM回归Tax0.0315*0.0319*0.0428"0.0409*(0.016)(0.0167)(0.0226)L.Tax0.0319m(0.016)L.INNO-0.136(0.0204)_cons4.578-0.013-0.013-0.16-(0.00801)(0.0085)(0.0085)(0.175)-企业固定是是是是是年份固定是是是是是省份和年份固定效应否否否是否N3075307536903075R-sq0.0470.0470.111-四、进一步探讨(一)税收负担影响制造业企业创新投入的传导路径上述研究结果表明,税收负担加重将导致制造业企业加大创新投入.但二者之间的作用机制还需要进一步厘清。政府以税收优惠的方式鼓励企业的自主创新活动，企业发生的有关新技术、新产品、新工艺的研发费用允许在税前加计扣除。企业管理层加大创新投入，充分利用税收优惠政策税盾功能，降低税负，在增加企业财务业绩、节约现金流的同时，释放企业税收筹划能力较强、税务管理水平高的信号，有助于投资者对公司未来经营能力做出积极评价,提升企业市场价值。税收负担越重，企业管理层越有动机充分利用政策优惠税盾，加大创新投入强度进行盈余管理，获取更多红利，提升企业的自主创新能力。引入中介变量节税盈余管理强度(AbnonnalRD).选择制造业企业的异常研发支出进行度量。参考Gunny(2010)的方法，运用如下模型对上市公司的异常研发投入进行估计：Rr)IlTHh二6四五MVi,t+63Qi,t+B4J但+1J12).I.x.Rn一,、NormaIRDi,小用班有一+AMVi,t%i,YT4,4TA.a.i1.1RDtt,KbtionnalM),三ormalKi)(4)-MZ"其中，RD为公司当年的研发支出：MV为公司期末总市值的自然对数；Q为公司期末的托宾Q值；INT为公司当年扣除折旧摊销费用前的营业利润；TA表示公司期末总资产；NormaIRD是估计出来的正常研发支出强度：反映了公司的节税盈余管理强度。相应的估计结果见表7(2)(3)(4)列。AbnormaIRD的估计系数显著为正.并通过了Bootstrap检验，存在中介效应。回归结果表明，加入节税盈余管理强度及其与核心解释变量的交互项后，核心解释变量系数依然显著为正，与前文结论一致。企业税收负担通过强化管理层节税盈余管理强度的路径,加大创新投入，中介效应占比5.29%。(二)税收负担增进制造业企业创新投入的缓解路径现实中存在税收优惠政策对企业的创新研发行为激励效应不足，效果存在差异，原因在于政府这只看得见的手对企业的激励效应很大程度上受制于市场这只看不见的手的作用。企业以营利为目的，是否从事创新研发行为或者扩大创新研发支出，需要进行成本收益分析。企业改变研发资本存量，会产生一系列调整成本，包括新设备的购置、生产架构的重组、职工技能培训、设备装配等必须支出。创新研发支出，会影响企业增加创新投入的积极性。考虑到这些成本后，企业创新投入对税收优惠政策的敏感性可能就会减弱(Cooperetal,2010)。表7税收负担与制造业企业创新投入的传导路径(1)(2)(3)(4)INNOAbnormaI_RDINNOINNOTax0.0694400.0539,0.068130.0683(0.0145)(0.0324)(0.0145)(0.0145)LtaxAbnormaIRD0.018100.0256,o(0.00809)(0.00868)Tax×AbnormaIRD0.O2O7w(0.00865)_cons-0.006550.0356-0.00813-0.00713(0,00679)(0.0151)(0.00679)(0.0068)企业固定是是是年份固定是是是N368936893689R20.0620.1210.062由于调整成本组成具有多样性和复杂性，存在数据不可得，以及测算的指标难以确认仅由研发投资计划调整所致等问题。本文参考SUnImerS等(1981)的做法,基于托宾Q值的方程以评估税收政策，通过估算投资与托宾Q值之间的关系，计算投资增加而产在的调整成本。其具体计算步骤为：第一，通过投资与托宾Q值q之间的线性关系，通过回归RDKt=c-L小计算大于0的边际调整成本参数a。其中，c为常数项q为t期Q值：RDt是t期创新研发投入；Kt是t期的研发资本存量。第二，计算总的调整成本为A=IK；0采用余泳泽(2015)改进的永续盘存法计算企业研发资本存量，以2012年企业研发投入数据作为基期计算初始资本存量，即K-=L(1-0.5p)(g+Q)。其中，K为研发资本存量，t为时间,I为资本流量，Q为折旧率，g为研发资本存量增长率。假设研发资本存量增长率g等于企业研发投入增长率，即g=(Kt-Kt-)/Kt-1=(It-It-)It-1o最后，把参数a带入A算式，即求得2013-2019年615家制造业企业单位资本的调整成本(AjUSt)。本文在实证分析中引入调整成本与税收负担的交互项，以分析调整成本与税收负担对企业创新投入的交互影响效应。相应的估计结果见表8。调整成本与税收负担的交互项的估计系数显著为负。调整成本的提高，在一定程度上缓解了税收负担加重为节税而导致的研发投入增加的效应。表8税收负担、创新投入与调整成本-Fnno-Tax0.0772*(0.0141)Ajust-0.105(0.00736)TaxxAjust-0.196-(0.0815)_cons