税收营商环境优化与企业创新.统“放管服”改革的经验证据_唐飞鹏.pdf

在创新驱动高质量发展之路，如何构筑高水平创新生态是中国政府面临的重大命题。本文以税务系统“放管服”改革试点作为准自然实验，研究发现优化税收营商环境对企业创新质量有显著的提升效应，该效应在正常成长周期、内控质量优良、经营规模较大、创新禀赋较高以及数字化水平较高的企业表现突出。机制分析表明，优化税收营商环境通过降低制度性交易成本、缓解融资约束、减少经营不确定性和增加现金流四个渠道促进企业创新质量的提升。拓展性分析表明，优化税收营商环境不仅可以吸引更多的企业从事非投机创新，还可以显著提升企业创新效率。以上结论为我国更好地实施创新驱动发展战略，培育市场主体科技创新的税收营商环境提供了理论证据。关键词：“放管服”改革税收营商环境创新质量提质增效 中图分类号：F812.2文献标识码：A文章编号：1003-2878（2022）12-0091-16一、引言自党的十九大提出“创新是引领发展的第一动力”以来，创新被摆在中国经济发展更加突出、重要的位置。当前我国处于发展转型、增速转轨的阵痛期，经济需要追求质的有效提升与量的合理增长，实现高质量发展，这给创新提出了新的考验。过去，有诸多企业存在研发操纵、策略性创新行为，行作者简介：唐飞鹏，暨南大学经济学院副教授，电子邮箱：。霍文希（通讯作者），暨南大学经济学院硕士研究生，电子邮箱：。基金项目：国家自然科学基金青年科学基金项目“中国式财政分权下地方税收竞争的决定机制、效率传递与规制设计研究”（71803059）；教育部人文社会科学研究青年基金项目“治理能力约束下兄弟财政竞争对企业迁移的影响研究”（17YJC790138）。作者感谢匿名审稿专家所提宝贵建议，当然文责自负。DOI:10.19477/ki.11-1077/f.2022.12.006税收营商环境优化与企业创新质量92业中出现渐进性创新锦标赛的现象或是采取报复式创新方式攫取利润。然而，低劣的创新无法通过要素积累和生产率进步推动经济更好更快地增长，与创新驱动发展战略背道而驰。中国迈向发达国家的核心机制在于要素质量的创新和升级，因此，如何鼓励市场主体提升创新质量、实现高水平科技自立自强是当下亟待解决的关键问题。各国一直致力于引导企业提升创新质量，创新激励政策是常用手段，然而创新激励政策对企业创新质量激励的有效性仍然备受争议，学界主要形成两种观点：一种观点认为激励政策造成了扭曲效应，刺激企业进行“寻优惠”的投机性创新。政府补贴会导致企业为了获得补贴优惠产生研发税盾（Sougiannis，1994），还可能导致政府出于自身受益最大化考虑，过度授权无效重复的专利申请（Frakes 和 Wasserman，2015），造成政企合谋。黎文靖和郑曼妮（2016）研究表明中国产业政策仅能显著促进企业策略性创新，对实质性创新无明显影响。Chen 等（2021）采用聚束估计的方法对中国企业所得税优惠税率政策进行评估，发现该政策有效推高了企业研发费用投入，但仅有三分之二是真实的研发投入。2008 年实施的高新技术企业认定管理办法对创新的数量和质量均有激励作用，但是存在通过虚增研发投入进行迎合式创新的企业（杨国超和芮萌，2020），特别是高新技术企业，它们存在的创新迎合倾向会显著降低创新产出和创新效率（孙自愿等，2021）。若要纠正对企业创新的扭曲性激励，可以采取政府回购专利的方式（Kremer，1998），或者建立专利权交易的二级市场并监管交易价格和数量（Ayres 和 Parchomovsky，2007），也可以发挥媒体报道关注的监督效应（杨国超和张李娜，2021）。另有不少研究认为激励政策能有效提升企业创新的活力和能力，总体上具有显著的创新提质效应。Howell（2017）证实了政府定期研发补贴能显著刺激企业创新，对企业专利产生积极影响。林志帆和刘诗源（2022）识别了固定资产加速折旧政策的实施效果，认为减税能改善创新结构，使高质量创新的增长幅度大于低质量创新。也有学者利用所得税分享改革（高正斌等，2020）、增值税留抵退税政策（蔡伟贤等，2022）等印证了相似结论。综上所述，目前多数研究的关注焦点在于创新激励政策的效应评估或是对企业投机性创新的治理手段，鲜有学者关注到优化税收营商环境能否促进企业创新质量的提升。地方政府在支持创新方面一直发挥着重要作用，其中，积极营造有利于企业成长的良好环境是关键手段。那么，企业外部成长环境的改善能否切实有效地推动创新质量的提升呢？中国 2017 年和 2018 年分批在部分省市进行了税务系统“放管服”改革，这为本文从税收营商环境的角度探究这一问题提供了良好的准自然实验。相较以往研究，本文可能的边际贡献有以下三个方面：（1）在高质量发展的背景下，实证检验了优化税收营商环境对微观企业创新质量的影响，为未来构筑高水平创新生态和提升市场主体科技创新能力提供了经验证据。（2）利用税务系统“放管服”改革试点这一外生冲击作为优化税收营商环境的准自然实验，缓解了可能存在的企业创新产出与整体营商环境优化之间互为因果的内生性问题，使研究结论科学可靠。（3）重点聚焦“简政放权”“放管结合”“优化服务”三大总体要求，梳理验证优化税收营商环境对企业创新质量的作用渠道，发现优化税收营商环境能够降低企业制度性交易成本、缓解融资约束、减少经营不确定性和增加可控现金流，为中国企业创新质量的提升创造了条件和可能。这印证了改革切实将“放”“管”“服”的政策目标落到实处，对未来进一步深化税务系统“放管服”改革、优化税收营商环境具有启示意义。932022 年第 12 期二、政策背景与研究假说（一）政策背景税收营商环境是市场微观主体发展及其开展科技创新活动的重要土壤，是一个国家或地区重要的“软实力”。早在 2014 年 2 月，国家税务总局就开始启动名为“便民办税春风行动”的项目计划，倡导“便利纳税人，规范税务人”的现代化治税理念，为推进税务系统“放管服”改革奠定了基调。2016 年，国务院印发关于 2016 年推进简政放权放管结合优化服务改革工作要点的通知（国发201630 号），要求进一步推进简政放权、事中事后监管创新和优化政府服务。2017 年 9 月，为了激发市场主体创新创业活力，国家税务总局印发了关于进一步深化税务系统“放管服”改革优化税收环境的若干意见（税总发2017101 号），深化税务系统“放管服”改革的大幕正式拉开。文件提出为了更好地探索改革创新手段，发挥典型示范作用，优先在北京、上海、广州、深圳、江苏省（市）国税局、地税局开展第一批优化税收营商环境的试点工作。2018 年 8 月，国家税务总局关于贯彻落实全国深化“放管服”改革转变政府职能电视电话会议精神优化税收营商环境有关事项的通知（税总函2018461 号）将浙江、江西、湖北、广西、海南、重庆、陕西、新疆、大连、宁波、厦门、青岛 12 个省（区、市）税务局列为第二批优化税收营商环境试点单位。2020 年 9 月发布的关于推进纳税缴费便利化改革优化税收营商环境若干措施的通知（税总发202048 号）和 2021 年3 月关于进一步深化税收征管改革的意见（国务院公报 2021 年第 10 号）均对进一步推动税务系统“放管服”改革提质升级和优化税收营商环境指明了行动方向。根据税总发2017101 号等相关文件的任务部署和工作要求，我国税务系统“放管服”改革重点立足于简政放权、放管结合、优化服务三大方面推进整体营商环境建设，各试点地区在统一行动方案下积极探索了一系列便民办税的创新举措，主要内容包括：第一，在简政放权上做“减法”。全面取消非行政许可审批，实行税务行政审批清单管理并主动公布，有序削减、取消或下放行政审批事项，优化申、报、纳税行政程序，降低制度性交易成本，激发市场整体活力与社会创造力。坚持“最多跑一次、最好不用跑”原则，扩大办税流程网络化、无纸化，实行税务证明事项告知承诺制，以进一步精简涉税资料、证明材料的报送。加快建设统一规范的电子税务局，实现办税事项“全程网上办”，更好地服务和支持市场主体发展。例如近年实施的“非接触式”出口退税服务，允许申请企业容缺办理，不到两小时就可以完成全部手续，切实为纳税人缴费人提供了便利。第二，在放管结合上做“加法”。优化“金税三期”系统并强化其在税收治理中的深度应用，打破税务部门“信息孤岛”，实现跨区域、跨行政部门、跨层级的网络互联、信息共享和协同执法，推动税收征管方式不断优化创新，提升税收征管效能。利用现代大数据、云计算、区块链、人工智能等新技术加强对企业的事前事中监管，对企业资金和发票的往来轨迹进行全时监控、搜索追踪、核算分析、信用评估、风险预警和动态预测，将风险和信用的评估结果应用于分级分类管理服务，采取信用级别高或无风险的不打扰、低风险预提醒，信用级别低或中高风险的严监控的方式优化配置征管稽查资源。严控税务行政处罚裁量权和税收核定权，强化税收执法自我约束机制。落实“首违不罚”清单制度，使刚性的税务执法更有温度。建立并深化“银税互动”的合作机制，税务部门与银行共享纳税信用评税收营商环境优化与企业创新质量94级信息，银行以此作为融资信用向诚信纳税企业提供免抵押、免担保的信用贷款，特别是为小微企业解决融资难、融资贵的问题，同时在全社会形成诚信纳税的价值导向。第三，在优化服务上做“乘法”。继续推动“便民办税春风行动”，想企业所想、急企业所急。通过 12366、门户网站、公众号等多样化形式畅通税企沟通，开展“点对点”政策精准推送和“线上+线下”宣传辅导，确保各项税收优惠政策能够直达快享，帮助市场主体降本减负。针对大企业存在的重大交易疑难事项，提供专业咨询、辅导并给出相应的风险防范建议，减少无知性不遵从和程序性不遵从。加强跨部门数据的互联互通，实现涉税业务“一窗通办”“一厅联办”，大幅压缩办税等候时间和业务办理时间，提升纳税人的满意度与获得感。利用税收大数据的技术优势，为困难企业匹配市场中潜在供销对象，支持企业稳订单、拓市场。随着上述“放管服”改革措施的落地生效，试点地区正逐步构建形成了纳税申报频次少、服务精准、程序简化、宽税基低税负且税务执法规范的高效能、低成本、公平化税收营商环境。根据资料显示，在“十三五”时期，我国税务行政审批事项下降 93%，纳税人申报税资料减少 50%，年度纳税时间缩短超过 57.5%，出口退税时间压缩至 8 个工作日内，与相关国家或地区税务部门开展双边协商 500例（次），为跨境企业消除重复征税 152 亿元。以上取得的显著成效展现了中国税务部门“放管服”改革试点为税收营商环境的优化贡献了巨大力量。根据上述的制度背景分析，中国深化税务系统“放管服”改革、优化税收营商环境采取了试点引领、典型示范、有序推进的策略，具体试点地区情况见表 1，这为本文研究优化税收营商环境对企业创新质量的因果关系提供了良好的准自然实验。表 1税务系统“放管服”改革的试点进程时间试点单位2017 年 9 月北京，上海，广州，深圳，江苏2018 年 8 月浙江，江西，湖北，广西，海南，重庆，陕西，新疆，大连，宁波，厦门，青岛资料来源：根据国家税务总局官网信息手工整理。（二）研究假说在理论层面，企业是否创新及其创新程度虽是基于自身利益理性权衡而做出的独立决策，但是也与税务部门的管理服务有着密切联系。首先，政府简政放权和提升执法规范性可以在很大程度上为企业“松绑”，减少企业创新活动受到政府审批管理的干扰，不仅可以大大减轻企业的制度性交易成本，还可以赋予企业更大的创新自主权、灵活性，让市场机制（“无形之手”）发挥决定性作用，产出更加符合市场需求且有较高技术含量的专利（王永进和冯笑，2018）。其次，随着税收大数据的全国共享和深化运用，税务部门在技术上实现了对企业生产经营的“全过程强智控”，并从事后打击转向了事前事中的精准防控，这有助于治理科技创新税收优惠管理（例如高新技术企业认定）中的寻租问题，数据来源：中国税收营商环境改革发展研究报告（20162020）。952022 年第 12 期从而对那些虚假式、投机性的创新行为产生一定的震慑效应，创造公平竞争的税收环境，激励企业从事真创新。再次，企业科技创新从投入研发费用到获得专利、转化应用再到获得回报需要经历较长时滞（Aw 等，2008），会降低短期盈利表现，部分上市公司高管为了自身的绩效薪酬或股价稳定，对创新行为仅有弱偏好。不少文献证实了税收征管对上市公司代理问题存在外部治理效应（曾亚敏和张俊生，2009），能够使高管的资源配置决策更加满足股东诉求，从而激励企业的实质性创新。此外，质量越高的科技创新越需要大量资金支持，“放管服”改革方案提出了要加强银税合作帮助守信企业以纳税“信用”换取“信贷”，有助于拓宽融资渠道，降低融资成本，解决企业创新道路上的最大掣肘。最后，我国鼓励“万众创新”的税收优惠政策不断加码，税务部门对接到户的精准纳税服务，不仅可以使税收优惠政策及时地应享尽享，帮助创新主体企业通过合理避税节约税收成本，释放现金流，还可以指引企业做好相应的税务处理，再加上“首违不罚”制度给予一定的容错空间，大大降低了企业涉税风险以及遵从成本和轻微不遵从的成本（罚款和声誉双重损失），有助于减少企业整体经营的不确定性。以上分析表明，地方政府通过“放管服”创造优质的税收营商环境可以帮助创新主体企业“轻装上阵”，在“动机”和“可能”两方面促使企业进行更有质量的创新，由此提出以下研究假说：研究假说：优化税收营商环境能显著地促进企业创新质量的提升。三、实证设计（一）模型设定与变量选择为了评估税务系统“放管服”对企业创新质量的边际效应，本文构建以下渐进双重差分（DID）模型进行实证检验：Qualityit=0+1 Reformit+2 Conit+i+t+it （1）式（1）中，下标 i 表示企业，t 表示年份，被解释变量 Quality 表示企业创新质量，用企业年度发明专利申请数量进行衡量，相比实用新型专利、外观设计专利，发明专利在技术含量上更有先进性与突破性，更能反映出企业科技创新活动的“质变”特征或对生产效率提升的“实质”贡献（黎文靖和郑曼妮，2016；李雪松等，2022）。核心解释变量 Reform 是税务系统“放管服”改革试点的代理变量，当企业所在地区当年开始试点或者已经推广了税务系统“放管服”改革，Reform取值为1，反之取值为0。1为本文重点关注的估计系数，若其显著为正，就说明优化税收营商环境能促进企业创新质量的提升。Con 表示一系列控制变量，主要包括：两职合一、垄断势力、产权性质、每股收益、流动比率、权益比率、股权制衡度、固定资产比率、独立董事比率，具体变量定义见表 2。i为企业固定效应，t为年份固定效应，it为随机扰动项。要确保渐进 DID 模型的估计结果准确性，需要满足事前平行趋势假定，本文采用事件研究法构建以下回归模型进行检验：Qualityit=0+j=14j Preij+1Curi+k=13 k Postik+2 Conit+i+t+it （2）式（2）中，Preij为一组 0-1 虚拟变量，代表处置组企业 i 所在地区税务系统“放管服”改革试点税收营商环境优化与企业创新质量96之前的第 j 年。同理，Postik代表改革试点之后的第 k 年，Curi代表开始改革试点的年份，以改革试点前的第 4 年作为基期，其余变量定义与式（1）相同。表 2主要变量定义变量名称变量定义税收营商环境优化若企业所在地区当年试点税务系统“放管服”改革，Reform 取值为 1，反之为 0创新质量年度发明专利申请总数加一取自然对数两职合一若董事长和总经理为同一人，则取值为 1，反之为 0垄断势力若勒纳指数高于样本中位数，则取值为 1，反之为 0。其中，勒纳指数是营业收入减去营业成本、销售费用、管理费用后的余额占营业收入之比产权性质若企业实际控制人类别为国有企业、国家机关、国资委、地方政府或地方国资委，则取值为 1，反之为 0每股收益基本每股收益取自然对数值流动比率流动资产与流动负债的比值权益比率所有者权益与总负债的比值股权制衡度第二至第五股东持股比率与第一大股东持股比率的比值固定资产比率固定资产净额与总资产的比值独立董事比率独立董事人数与董事会总人数的比值（二）样本选择与描述性统计本文基于 20092020 年的沪深 A 股上市公司数据进行实证检验。税务系统“放管服”改革试点地区由作者通过国家税务总局官网发布的政策文件手工整理。除非特别说明，企业各年度专利申请数据和各项财务指标数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS），并通过国泰安数据库（CSMAR）对部分缺失数据进行补充。为了确保回归样本的有效性，本文对原始面板数据进行以下处理：（1）删除财务报表结构与其他行业不同的金融业企业；（2）删除上市状态为 ST、*ST、暂停上市或终止上市的企业；（3）删除资产负债率大于 1、固定资产比率大于 1、流动资产大于总资产或流动负债大于总负债等财务指标异常的企业；（4）删除 2017 年以后新上市的企业；（5）删除关键控制变量缺失数据的企业；（6）对企业层面所有连续型变量进行 1%水平的 Winsorize 处理，避免异常离散值对估计结果产生干扰性影响；（7）删除在样本区间发生行业变更和跨地区迁移的企业，最终得到了 20092020 年上市公司非平衡面板数据，共计 2764 户上市公司，25209 个观测值。表 3 展示了主要变量的描述性统计结果。表 3描述性统计变量观测值平均值标准差最小值最大值税收营商环境优化25209 0.208 0.406 0.000 1.000 创新质量25209 1.861 1.627 0.000 9.074 两职合一25209 0.746 0.435 0.000 1.000 垄断势力25209 0.514 0.500 0.000 1.000 产权性质25209 0.399 0.490 0.000 1.000 972022 年第 12 期变量观测值平均值标准差最小值最大值每股收益25209-1.380 1.175-4.605 0.837 流动比率25209 2.590 2.909 0.310 18.999 权益比率25209 2.565 3.305 0.132 19.917 股权制衡度25209 0.698 0.606 0.025 2.818 固定资产比率25209 0.216 0.164 0.002 0.703 独立董事比率25209 0.398 0.089 0.167 0.667 四、实证分析（一）基准回归表 4 展示了基准回归结果。第（1）列和第（2）列均控制了企业固定效应和年份固定效应，结果表明，不管是否加入控制变量，税务系统“放管服”改革的估计系数都在 1%水平下显著为正，说明优化税收营商环境能促进企业创新质量提升。在此基础上，第（3）列和第（4）列又分别进一步控制了行业时间趋势和行业-时间固定效应，以更好地捕捉行业内随时间变化的不可观测因素，估计系数仍然保持显著为正。以上结果表明基准回归结论在整体上是稳健的。本文的研究假说由此得证。表 4基准回归结果变量（1）（2）（3）（4）税务系统“放管服”改革0.058*0.056*0.061*0.070*（0.021）（0.021）（0.021）（0.021）控制变量否是是是常数项是是是是企业固定效应是是是是年份固定效应是是是是行业时间趋势否否是否行业-时间固定效应否否否是N25209252092520925209R20.7990.8010.8020.808注：*、*、*分别表示在 10%、5%和 1%的显著性水平下显著，括号内为异方差稳健标准误。下同。（二）事前平行趋势应用渐进 DID 模型必须满足事前平行趋势假定，本文利用式（2）进行检验，同时控制企业、时间固定效应和行业时间趋势，图 1 展示了改革试点前后各期的估计系数变化。结果表明，在税务系统“放管服”改革试点之前三期，估计系数均未通过显著性检验，说明处置组与对照组企业的创新质量不存在明显的事前差异，具有平行趋势。在改革试点发生后，当期估计系数值上升至 0.085，并且通过了 1%水平的显著性检验，处置组企业的创新质量相比对照组开始产生显著优势并保持至事后第 2 期。以上结果表明本文的渐进 DID 模型满足使用前提，同时也说明优化税收营商环境助力创新质量提升具有长期性。续表税收营商环境优化与企业创新质量98（三）安慰剂检验企业创新质量的变化可能是由于自身发展而不断提升的。为了排除影响企业创新质量的偶然性因素，本文采用安慰剂检验进一步印证税收营商环境优化和企业创新质量的因果关系。由于税务系统“放管服”改革试点涉及直辖市、地级市、县级市等，这里统称为地区。本文样本数据涵盖 337 个地区，涉及试点的共计 122 个地区，我们将上市公司按照所在地区分成 337 组，并从中随机抽取 122 组作为虚假政策处置组，每一个虚假政策处置组从 20092020 年当中随机抽取一个年份作为虚假政策试点年份。以地区和时间双随机抽取的原则构造虚假政策变量 Reform，并利用式（1）进行回归。通过蒙特卡洛模拟随机重复上述实验 3000 次，绘制得到估计系数分布如图 2 所示，结果表明估计系数均小于真实图 2安慰剂检验图 1事前平行趋势检验992022 年第 12 期试点改革的回归结果，并且以零为中心呈近似正态分布，这在大概率上排除了企业创新质量提高是由其他偶然性因素造成的可能。（四）熵平衡法本文参照 Hainmueller（2012）利用熵平衡法对样本个体中每一个特征协变量都进行一阶矩（均值）、二阶矩（方差）和三阶矩（偏度）的调整，促使每一个个体特征做到精准对照。具体而言，通过熵平衡法找到一组加权数，让处置组与对照组的特征协变量分布尽可能保持一致，最后利用加权回归调整后的样本进行回归，回归结果如表 5 第（1）列所示，估计系数在 5%水平下显著为正，印证了基准回归结果是稳健的。进一步地，我们还对经熵平衡调整后的特征协变量进行了平衡性检验，发现变量分布几乎趋于一致，确保了熵平衡法的准确性。（五）替换变量检验基准回归中被解释变量是以发明专利申请数量来衡量企业创新质量的。考虑到申请过程中的发明专利依然存在优劣之别，只有真正获得授权的发明专利才应视为被国家认可的较高质量创新产出，本文将企业 t 年创新质量的度量方法改为 t 年申请的发明专利在当年（t）、第二年（t+1）、第三年（t+2）、第四年（t+3）的获得个数之和加上 1 后的自然对数值。代入式（1）重估的结果如表 5 第（2）列所示，优化税收营商环境对以发明专利授权数表示的企业创新质量的估计系数仍然显著为正，这再度支持了基准回归结果的稳健性。（六）经济弱势城市检验尽管已经控制了不同层面的固定效应，政策冲击的非随机性仍会支配回归结果。税务系统“放管服”改革是先在经济发达且创新活跃的地区试点，而后向中西部铺开。不同地区的初始资源禀赋、创新基础配套设施存在极大差异，这可能导致基准回归得到的改革成效是不准确的。故而，本文以 2019 年度GDP 总量为标准，删除所在城市排名前 50 的上市公司样本，以专门排除“经济发达地区的企业创新更活跃”这一潜在内生性因素对处理效应的干扰。表 5 第（3）列的回归结果显示，税务系统“放管服”改革的估计系数在 1%的水平下显著为正，说明即使是在经济资源禀赋较差的弱势城市，优化税收营商环境也能切实促进企业创新质量的提升，这印证了我国税务系统“放管服”改革具有地区“普惠性”特征。（七）排除替代性假说的检验在本文观测期内，我国财税体制改革不断向纵深推进，基准回归结果有可能掺杂了其他政策改革或外部冲击的影响。本文尝试排除以下五个相对重要的事件冲击：（1）“金税三期”工程。在基准DID 模型中引入相应的虚拟变量，若企业所在地区开始试点或者已经实行“金税三期”就取值为 1，反之取值为 0。（2）固定资产加速折旧优惠政策。在基准回归中引入该政策的虚拟变量，自 2014 年开始只要是符合政策享受条件的行业企业均取值为 1，反之则为 0。（3）“营改增”。重新筛选回归样本，仅保留在“营改增”前后都有涉及增值税的行业，主要包括农、林、牧、渔业，采矿业，制造业，电力、热力、燃气及水生产和供应业，建筑业，房地产业（张克中等，2020）。（4）国地税合并。参照范子英等（2022），剔除向地税局缴纳所得税的企业样本，主要包括 2002 年以前成立的非中央企业、非外资企业和 20092018 年以缴纳营业税为主的企业。（5）新冠肺炎疫情。删除 2020 年全部样本数据，限于篇幅，结果备索。税收营商环境优化与企业创新质量100因为当年企业可能由于遭受疫情冲击导致财务指标数据异常。表 5 第（4）列至第（8）列的回归结果显示，五个估计系数均至少在5%水平下显著为正，说明上述外生事件冲击对本文的实证结论均不构成重大影响。表 5稳健性检验变量（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）（8）熵平替换经济弱势排除替代性假说的检验衡法变量城市检验金税三期 加速折旧营改增国地税合并新冠肺炎疫情税务系统“放管服”改革0.046*0.060*0.138*0.056*0.065*0.073*0.072*0.049*（0.023）（0.022）（0.048）（0.021）（0.021）（0.023）（0.035）（0.023）控制变量是是是是是是是是企业、年份固定效应是是是是是是是是N25209202797549252092520920058929222891R20.8000.7170.7630.8010.8020.8030.8200.806注：表中所有回归均控制了企业、年份固定效应和控制变量。五、机制检验与异质性分析（一）机制检验本文的基准回归证实了税务系统“放管服”改革对企业创新质量有显著的提升效应。那么，具体是通过何种机制渠道实现的？接下来，本文将重点把握“放管服”优化税收营商环境的三个总体要求：“简政放权、放管结合、优化服务”，验证可能存在的机制路径。1.制度性交易成本。税务系统“放管服”改革的首要任务当属进一步深化简政放权。简政放权通过完善制度规范标准，形成透明高效、有机衔接、运转流畅的权责清单运行体系，减少政府“有形之手”的不必要干预，企业各项繁琐的行政审批流程得以简化，大大压缩了与政府“打交道”的次数、时间和非生产性寻租支出（唐飞鹏，2017），这有利于企业更加专注地开展自主创新活动，致力于提升创新能力和创新质量。本文以企业管理费用占营业收入比重 Cost 作为简政放权的代理变量：Costit=Adminfeeit Revenueit （3）其中，Revenue 为企业营业收入，Adminfee 为管理费用。将 Cost 代入式（1），回归结果见表 6 第（1）列，优化税收营商环境显著降低了企业制度性交易成本，有效落实了简政放权的目标要求。2.融资约束。税务系统“放管服”改革要求税务部门创新监管方式，强调与其他相关部门的协同合作，特别是要深入推进“银税互动”融资对接机制，将纳税信用评价信息对银行放开共享，作为融资信用的重要依据，为守信企业营造更加快捷通顺的融资渠道，激励其提升创新质量。本文构造企业融资约束 SA 指数作为被解释变量代入式（1），表 6 第（2）列的回归结果显示，估计系数在 1%的水平下显著为负，优化税收营商环境有效缓解了企业融资约束。依据公式 SA=0.043sizesize 0.737size 0.04age 进行计算，size 为企业年末资产总额取自然对数，age 为企业年龄，计算结果均为负值，取绝对值处理后，若 SA 越大说明企业融资约束越大。1012022 年第 12 期3.经营不确定性。科技创新具有长周期性和高风险性，税收营商环境的优化使得市场更加公平、健康、稳定，有利于降低外部发展环境的不确定性，让企业增强“安全感”并树立良好预期。本文利用文本分析法，以企业年报中涉及风险的词汇数占总词汇数比重衡量企业主观感知的经营不确定性Risk，也在较大程度上间接反映了企业实际面临的生产经营风险大小。根据 AKRD 数据库统一口径，该指标选取的风险词汇包括：风险、债务、危机、困境、失控、失效、失灵、宏观、汇率、流动、系统、缺陷、落后、负担、过期、过剩 16 个关键词。具体计算见下式：Riskit=Riskkeywordsit Wordsit （4）其中，Riskkeywords 为企业年报中的风险词汇数量，Words 为企业年报中的总词汇数量。将 Risk 作为被解释变量代入式（1）中，表 6 第（4）列的回归结果表明，估计系数在 1%显著性水平显著，表明优化税收营商环境能够降低企业主观感知的经营不确定性。4.现金流。科技创新活动具有高成本性和正外部性的特征，优质的纳税服务可以帮助企业“用尽”各项减税降费政策，减轻实际税费负担并释放现金流，充足的现金流支撑有助于增强企业的信心和决心，为自主创新活动及其质量提升提供长期支持。本文计算的企业现金流 Cashflow 为企业销售商品、提供劳务和其他与经营活动有关的收到现金总和的自然对数值。表 6 第（4）列的回归结果表明，优化税收营商环境显著改善了企业的经营性现金流。表 6机制检验变量（1）（2）（3）（4）制度性交易成本融资约束经营不确定性现金流税务系统“放管服”改革-0.002*-0.008*-0.008*0.047*（0.001）（0.002）（0.002）（0.013）控制变量是是是是企业、年份固定效应是是是是N25203252052478125199R20.7440.9490.7350.911（二）异质性分析不同特征的企业受到“放管服”改革冲击的程度及其表现出的行为反应会有所差别，本文构建以下的交互项模型进行异质性探讨：Qualityit=0+1Reformit+2 Reformitdiffit+3diffit+4Conit+i+t+it （5）其中，diff 为反映企业特征的调节变量，估计系数 2若显著为正，则说明优化税收营商环境更有利于提升具有该项特征企业的创新质量，反之亦反。其他变量定义与式（1）相同。风险词汇是“年报关键词研究数据库”（Keyword Research Database of Annual Report,AKRD）中“风险信息披露程度”类别所选取的 16 个关键词。税收营商环境优化与企业创新质量1021.成长周期。企业所处的发展阶段不同，其生产经营策略的侧重点也会有所不同。正常发展期的企业更愿意进行创新投资以保持未来的核心竞争力，但是，衰退期企业往往面临管理低效、利润亏损、资不抵债甚至退市等严重问题，固然无心顾及、也无能力推进任何研发创新项目。本文按照企业经营、投资、筹资三类活动的现金流量净额将企业分为正常期和衰退期（Dickinson，2011），若企业处于正常期，diff 取值为 1，否则取 0。回归结果见表 7 第（1）列，与预期一致，优化税收营商环境对处于正常成长周期的企业创新质量有更强的提升效应。2.内控质量。企业之所以进行迎合式的虚假创新，套取税收和补贴优惠，一个重要原因是上市企业普遍存在委托代理问题，而内控质量却参差不齐。企业实质性创新能够提升产品质量或生产效率，但是具有长期滞后效应（Aw 等，2008），短期会因为挤占要素资源而牺牲实际产能、报表利润以及股价。由于委托代理双方的信息不对称，企业经理人往往更关注短期绩效而非长远发展，因而更倾向于通过“凑数量”的创新行为来寻求税收优惠或科技补贴。而一个健全的内控机制有助于纠正经理人与股东的利益目标偏离（“道德风险”），从而能更加有效地推动创新质量提升。本文利用迪博内部控制质量评价指数作为度量，若企业该指标高于样本中位数，diff 就取值为 1，反之为 0。表 7 第（2）列的回归结果显示，交互项估计系数显著为正，表明了企业内控质量越好，优化税收营商环境对企业创新的提质效果越好。3.经营规模。企业经营规模会在一定程度上影响创新能力上限和内部创新决策，从而使税收营商环境对不同规模企业的创新提质效应产生差异。本文以企业年末资产总额的自然对数值来衡量经营规模，若其大于样本中位数，diff 就取值为 1，反之取值为 0。回归结果报告于表 7 第（3）列，规模较大的企业创新质量受到“放管服”试点改革的提质影响比规模较小的企业更加大。然而，中小微企业在市场中占有较大比例，同时也是创新最具活力的市场主体，因而如何通过进一步优化税收营商环境打造有利于他们的创新环境是改革需要关注的重要问题。4.创新禀赋。拥有不同创新初始禀赋的企业其创新行为处在不同“起跑线”，高禀赋企业在创新质量竞争中可能具有一定的先行者优势。本文以企业是否属于高技术行业来区分企业创新禀赋的高低，因为高技术行业在生产要素构成、社会资源流向和创新动机等方面具有明显的相对优势。若企业属于该行业，就将 diff 取值为 1，反之取值为 0。高技术行业代码按照国家统计局高技术产业（制造业和服务业）分类来确定。表 7 第（4）列的回归结果显示，优化税收营商环境更能有效提升高技术行业企业的创新质量。5.数字化水平。大数据、人工智能、区块链等数字技术引发了传统要素流动机制的变革。数字化转型可以克服传统生产过程中空间、资源的限制，提升整体创新资源的使用效率（李雪松等，2022），从而为企业提升创新质量赋能增效。本文利用文本分析法选取企业年报中与数字化转型相关的关键词，包括大数据、物联网、深度学习、数字金融、智能家居、移动支付、语音识别、开放银行等 76 种词汇，原始数据来自 CNRDS。采用数字化转型词汇数量占年报总词汇数量之比来度量企业数字化水平，若高正常期的判断条件是“经营现金流量净额=0，投资现金流量净额 0 或经营现金流量净额 0，投资现金流量净额 0 或经营现金流量净额 0，投资现金流量净额=0，筹资现金流量净额=0”；其他情况为衰退期。1032022 年第 12 期于样本中位数，diff 就取值为 1，反之取值为 0。回归结果见表 7 第（5）列，企业数字化水平越高，优化税收营商环境推动创新质量提升的效果越突出。表 7异质性分析调节变量（1）（2）（3）（4）（5）成长周期内控质量经营规模创新禀赋数字化水平Reformdiff0.216*0.160*0.285*0.110*0.164*（0.032）（0.027）（0.029）（0.029）（0.029）控制变量是是是是是企业、年份固定效应是是是是是N2520925209252092520925209R20.8010.8010.8040.8010.801六、拓展性分析优化税收营商环境对企业创新的提质效应显著，那么，是否能进一步增加非投机创新企业数量和提升企业创新效率呢？（一）优化税收营商环境对非投机创新企业数量的影响中国高新技术企业认定政策严格规定了近三个会计年度的研发投入强度必须达到一个最低门槛，门槛值按照企业最近一年销售收入的所处区间（以 5000 万元和 2 亿元为界）进行三级累退设计：20082015年依次是 6%、4%、3%，2016 年至今是 5%、4%、3%。研发投入强度为研究开发费用占同期销售收入的比例。杨国超和芮萌（2020）认为处在门槛值 1%附近的企业存在研发操纵的机会主义行为，一些“寻优惠”企业为了获评高新技术企业，会策略性地将研发投入强度“适可而止”地保持在政策门槛值以上 1%之内的区间。据此逻辑，我们设定一个是否非投机创新企业的虚拟变量 Standard：若企业研发投入强度超过高新技术企业认定门槛值一个百分点就赋值为 1，其他的投机创新或无创新、低创新企业统一赋值为 0。基于基准回归模型式（1），分别使用 FE 模型和 Logit 模型进行估计，结果见表 8 第（1）列和第（2）列，税务系统“放管服”改革显著提升了样本企业从事非投机创新的可能性，增加了整体样本中非投机创新企业的数量，表明优化税收营商环境使更多的企业有能力和意愿开展非投机创新活动。（二）优化税收营商环境对企业创新效率的影响本文采用 Levinsohn-Petrin 半参数法测度