税收优惠对资源型企业数字化转型的影响研究

成琼文 丁红乙

(中南大学商学院)

1 研究背景

根据中国信息通信研究院发布的《中国数字经济发展白皮书(2021)》，2020年我国数字经济仍在逆势中加速发展，规模达到39.2万亿元，占GDP比重为38.6%。同比提升2.4个百分点，其中，产业数字化作为传统实体企业数字化转型的直接成果体现，其规模达31.7万亿元，占数字经济比重为80.9%。可以认为，“实体经济+数字化”模式已经成为了传统实体企业实现可持续发展的必由之路，因而有效激励企业数字化转型自然就成为了关键内容。企业数字化转型是遵循数字经济发展规律所做出的战略选择，具体指建立在数字化转换、数字化升级基础上，进一步触及公司核心业务，以新建一种商业模式为目标的高层次转型,是一个从管理到运营、从生产到销售、从管理者到员工，涉及信息化、人力资源、业务模式以及经营模式的创新型、综合型、全方位的转型过程[1～5]。

较为典型的，以采矿业和资源加工业为主的资源型产业是传统战略性支柱产业，其发展质量甚至关乎国家经济安全与国防安全，但传统粗放型发展模式已经使得资源型产业陷入产能过剩和质效不佳的双重困境，因而借助数字化转型有效获取、整合、利用内外部资源是资源型企业破解发展困境，从而实现可持续发展的关键。然而，数字化转型过程具备风险大、投资回报率不确定等特征，资源型企业时常面临着“不会转型”“不能转型”和“不敢转型”等问题，考虑到数字化转型是一项系统工程，政府的税收优惠支持[6～8]、优秀的企业家精神[9～11]、适度的市场竞争环境[12～14]都极有可能是企业转型升级不可或缺的因素，因此，基于政府支持、市场环境、企业主体等多维协同视角研究资源型企业数字化转型的影响因素和驱动机制，不仅有利于资源型企业实现可持续发展，也对实现高质量发展战略目标和构建“双循环”新格局有重要的现实意义。

有鉴于此，本研究旨在从“有为政府-有效市场-有志企业”协同治理视角着手，为推动传统资源型企业数字化转型提供理论依据。本研究重点关注以下3个科学问题：①研发费用加计扣除与税费减免政策，对资源型企业数字化转型产生怎样的直接影响和政策组合效应？②需要塑造怎样的企业家精神，才有利于不同类型税收优惠政策促进企业数字化转型？③市场竞争处于什么程度，将有助于税收优惠政策促进企业数字化转型？

本研究可能的边际贡献有：①实证检验了研发费用加计扣除和税费减免政策与企业数字化转型之间的因果关系，相比现有多数的规范研究和案例研究，本研究是对数字化转型影响因素和驱动前因文献的深化和拓展；②现有文献鲜少基于数字化转型角度探索税收优惠的有效性，而本研究从这一新颖视角出发，探索不同税收优惠政策的有效性和政策组合效果，是对税收优惠政策评估文献的有益补充；③基于有为政府、有效市场和有志企业的协同视角，明晰了不同类型税收优惠政策促进企业数字化转型的条件机制，为设计有效的税收优惠政策、优化市场竞争环境和培育企业家精神，从而协同促进企业数字化转型提供了理论依据。

2 理论基础与研究假设

2.1 税收优惠与企业数字化转型

对于企业数字化转型而言，通常具备风险高、不确定性大等特征，企业很有可能因为缺乏必要的资源、能力而没有充分的转型动力，此时，政府支持对企业数字化转型就显得尤为重要，税收优惠作为政府支持企业可持续发展的重要工具之一，是典型的“事后补偿”型政策[15]，其实施方式可以细分为直接优惠和间接优惠两种类型。直接优惠方式主要包括减免税、即征即退和先征后退(返)等形式，而间接税收优惠方式主要包括加计扣除、税前扣除和加速折旧等形式。

事实上，无论是直接型还是间接型的税收优惠，既有文献已经从企业创新、企业绩效、全要素生产率等多个视角考察了其有效性[6～8]。在此基础上，本研究认为，研发费用加计扣除和税费减免政策也极有可能促进资源型企业数字化转型。原因在于：①融资约束缓解效应。尽管具体的优惠方式和流程不同，但是研发费用加计扣除和税费减免都可以减轻资源型企业的纳税负担，达到提升企业现金流动性、缓解融资约束的目的[7]，进而促进企业将有限资源稳定投入到企业数字化转型实践，尤其对于风险巨大但又至关重要的数字化转型项目而言，税收优惠可以在一定程度上分担企业的转型风险。②创新驱动效应。资源型企业在可持续发展过程中，面临着创新动力不足等现实问题，而大量研究表明，研发费用加计扣除和税费减免都能通过激励企业加大研发投入、促进内部资源有效配置、助力企业吸引外部融资等路径提升企业创新产出[6，16]，而数字化产品、工艺、流程、商业模式等创新成果显然对数字化转型会产生较大的驱动效应[17]。此外，创新能力的提升也可以为企业持续数字化转型提供必要的软硬件基础条件[18]。③企业竞争效应。无论是研发费用加计扣除还是税费减免政策，都能通过市场机制发挥激励作用，这有利于发挥资源型企业的主观能动性，并结合自身情况做出最佳的竞争决策[7，8]，从而促进企业数字化转型。综上分析，研发费用加计扣除和税费减免政策主要可以通过缓解融资约束、创新驱动、竞争效应等渠道促进企业数字化转型。据此，提出如下假设：

假设1就平均效应而言，研发费用加计扣除和税费减免政策可以促进资源型企业数字化转型。

考虑不同类型税收优惠政策的偏向性和着力点，研发费用加计扣除是在开发新产品、新技术、新工艺等发生的研究开发费用实际发生额基础上再加成一定比例，作为计算应纳税所得额时的扣除数额的一种税收优惠政策，其政策初衷主要是促进企业加大研发投入，提高自主创新能力[15]。而税费减免政策是指对应纳税款给与部分减少或全部免除，具体操作形式可以是不予以征收、或者先征后退，且减税范围不是仅仅针对研发活动，可以更大范围地缓解企业融资约束[7，8]。由此可见，研发费用加计扣除与税费减免在形式、流程、着力点等方面都有所不同，研发费用加计扣除更有可能通过激励资源型企业加大研发投入强度，通过创新驱动效应促进企业数字化转型；而税费减免主要通过缓解融资约束促进企业数字化转型。由于研发费用加计扣除和税费减免的政策偏向性和侧重点有所不同，因而当两种政策配合实施时，政策组合有可能会对资源型企业数字化转型产生协同激励效应。据此，提出如下假设：

假设2相比单一政策效果，当研发费用加计扣除与税费减免配合实施时，会形成协同激励效应，对资源型企业数字化转型产生更显著的促进效果。

2.2 异质性企业家精神对税收优惠政策有效性的影响

大量研究表明，企业家精神可以通过培育企业新型文化、改善公司内部治理、优化企业创新发展战略等渠道促进企业可持续转型与发展[9～11]。在数字经济时代，企业家精神作为企业数字化生态培育的重要力量，极有可能影响研发费用加计扣除和税费减免的政策效果，进而影响企业数字化转型程度。企业家精神可以细分成多种类型，首先，企业家创新精神作为企业核心竞争力的源泉，是企业家精神的核心，快速变革、巨大不确定性和风险性是数字经济背景下的常态，因而在数字化转型过程中更需要优秀的企业家创新精神。其次，企业既有经济责任、法律责任，也有社会责任、道德责任。勇于承担社会责任，是企业家精神的重要内容，因而企业家社会责任精神也不容忽视。最后，充分考虑资源型企业的业务范围和生产特点，该类企业在经营过程中仍然存在一定的环境负外部性，因此企业家环保精神也是重要因素之一。本研究认为，企业家创新精神、社会责任精神、环保精神指数的差异会显著影响研发费用加计扣除和税收优惠对数字化转型的促进作用。据此，提出如下假设：

假设3企业家精神显著影响研发费用加计扣除和税费减免对企业数字化转型的促进效应。

2.3 市场竞争程度对税收优惠政策有效性的影响

企业数字化转型过程伴随着技术进步和升级，而市场竞争被看作是技术进步和企业创新的引擎[13]，因此，市场竞争对企业数字化转型会产生深刻影响。一方面，市场竞争可以降低信息不对称程度，有利于委托人有效判断企业绩效信息和公司代理人的责任履行情况[14]；另一方面，市场竞争程度的提升还会增加企业所处环境的不确定性，相对低不确定性的外部环境，企业此时面临更大的生存和可持续发展压力，企业高管更有可能以数字化转型来应对外部环境的冲击。有鉴于此，市场竞争程度的增加可以有效提高企业的数字化转型动力，从而强化税收优惠政策的实施效果，提升企业数字化转型程度。据此，提出如下假设：

假设4市场竞争程度越高，研发费用加计扣除和税费减免对企业数字化转型的促进效应越明显。

本研究的逻辑框架见图1。

图1 逻辑框架

3 研究设计

3.1 变量定义

本研究各变量定义如下。

(1)企业数字化转型借鉴张永坤等[19]、祁怀锦等[20]、何帆等[21]的研究，本研究也采用企业无形资产中与数字化相关的无形资产衡量企业数字化转型(DT)。对于数字化无形资产，使用文本分析与关键词检索法，检索并整合资源型企业年度报告无形资产明细栏目中的数字化资产，其中，主要的关键词包括数据管理、管理系统、软件(例如：计算机辅助设计(CAD)、制造执行系统(MES)、产品生命周期管理系统(PLM)等)、智能平台等。对于数字无形资产总额，本研究予以对数化处理。值得一提的是，考虑到数字化与信息化存在区别，尽管二者难以完全剥离，但在进行数字无形资产关键词检索时，本研究仍旧有意识地区分了数字化与信息化无形资产。

(2)税收优惠本研究重点考察研发费用加计扣除(KC)和税费减免(TA)两种税收优惠政策。对于研发费用加计扣除，基于扣除强度视角，用企业获得的研发费用加计扣除额度予以衡量，并对扣除额度进行对数化处理；对于税费减免，参考柳光强[8]的研究，用税费返还/(税费返还+支付的各项税费)的计算方式予以衡量。

(3)企业家精神本研究聚焦公司层面的企业家精神，并将其细分为企业家创新精神、企业家社会责任精神、企业家环保精神3个重要维度。首先，企业对创新实践的资源投入力度可以反映企业家创新精神，因此采用研发投入强度衡量公司层面的企业家创新精神(IS)，具体计算方式为研发支出与营业收入的比值。其次，考虑到企业家社会责任应包含对股东、员工、社会公众等利益相关者的贡献程度，故采用企业每股社会贡献值衡量公司层面的企业家社会责任精神(SS)。最后，环境效益的高低是公司层面企业家环保精神(ES)的重要体现，据此，利用企业环境效益衡量企业家环保精神。参考于连超等[22]的研究，采用生态效益法计算环境效益，具体计算方式为企业营业收入自然对数与环境税自然对数的比值。该比值越大，企业家环保精神指数越高。

(4)市场竞争程度由于行业集中度是决定市场结构最基本、最重要的因素，集中体现了市场的竞争程度，因此本研究采用行业集中率(CRn指数)衡量市场竞争程度，具体计算方式为行业内最大的前5家公司的营业收入占全行业营业收入的比例，该比值越小，则市场竞争程度越高。

(5)控制变量本研究还将企业规模、两职兼任、独立董事比例等纳入到基准回归模型中，以作为控制变量。

本研究各关键变量及其计算方式见表1。

表1 变量定义

3.2 基准模型构建

3.2.1税收优惠对企业数字化转型的平均影响效应

本研究构建基准模型(1)检验假设1；为了检验假设2，在基准模型(1)的基础上，加入研发费用加计扣除和税费减免政策的交乘项，构建基准模型(2)。

DTi,t=α0+α1KCi,t+α2TAi,t+αiControli,t+εi,t；

(1)

DTi,t=β0+β1KCi,t+β2TAi,t+

β3KCi,t×TAi,t+βiControli,t+εi,t，

(2)

式中，i表示企业；t表示时间；α0、β0均表示常数项；α1、α2、αi、β1～β3、βi均表示系数；Control表示控制变量；ε表示残差项。

3.2.2税收优惠对企业数字化转型的非线性影响

本研究利用面板门限模型，进一步探索研发费用加计扣除和税费减免强度对企业数字化转型的非线性效应，并构建如下基准模型：

DTi,t=γ1KCi,tI(KCi,t≤ω1)+

γ2KCi,tI(KCi,t>ω1)+γnControli,t+εi,t；

(3)

DTi,t=θ1TAi,tI(TAi,t≤ω2)+

θ2TAi,tI(TAi,t>ω2)+θnControli,t+εi,t，

(4)

式中，γ1、γ2、γn、θ1、θ2、θn均表示系数；I(·)为指示函数，当括号中的条件满足时，I值为1，否则为0，由于基准模型(3)和模型(4)分别检验研发费用加计扣除和税费减免对数字化转型的门限效应，因此括号中的门限变量即为核心解释变量本身；ω为门限值，尽管基准模型是单门限回归模型的情形，但ω的个数实际上并不确定。在正式的门限回归分析之前，本研究首先对模型进行1 000次的自助抽样(Bootstrap)，若单门限效应存在，就进行双门限效应检验，同时对单门限效应回检，以此类推到三重门限效应检验，之后进行似然比(LR)检验，根据门限值的置信区间，判定门限值的真实性，最终根据检验结果设定门限回归模型的具体形式。

3.2.3企业家精神和市场竞争对不同类型税收优惠政策效果的影响

本研究构建如下基准门限模型，以实证检验假设3和假设4。

DTi,t=ρ1KCi,tI(σi,t≤ω)+ρ2KCi,tI(σi,t>ω)+

ρnControli,t+εi,t;

(5)

DTi,t=δ1TAi,tI(σi,t≤ω)+δ2TAi,tI(σi,t>ω)+

δnControli,t+εi,t,

(6)

式中，ρ1、ρ2、ρn、δ1、δ2、δn均表示系数；σ为门限变量，根据门限效应模型基本构建思路，门限变量既可以是核心解释变量，也可以是其他门限变量，基准模型(5)和模型(6)重点考察企业家精神和市场竞争影响下的税收优惠政策效应，因此σ实际包含了异质性企业家精神和市场竞争程度。

3.3 样本选取与数据来源

本研究聚焦资源型上市企业，参考现有文献，将传统资源型企业定义为开发与加工能源与矿产资源为主业，且依赖资源的独占获取形成竞争优势的企业[23]，一般而言，这类企业对资源环境具有较强的负外部性。基于我国证监会2012年的行业分类标准，资源型企业主要包括采矿业(煤炭开采和洗选业、石油和天然气开采业、黑金属矿采选业、有色金属矿采选业、非金属矿采选业)和资源加工业(石油加工及炼焦业、非金属矿物制品业、黑金属冶炼和压延加工业、有色金属冶炼和压延加工业、金属制品业等)两大类型。剔除观测期内出现ST、*ST及缺失核心变量观测数据的样本后，剩余202家样本企业，本研究时间跨度为2013～2019年，总共1 414个观测值。

本研究中，研发费用加计扣除、税费返还、数字无形资产等变量的观测数据来源于企业年度报告，专利数据来源于国家知识产权局官网，其余公司治理、企业特征、财务数据等观测数据均来源于国泰安数据库(CSMAR)和锐思数据库(RESSET)。

4 主效应回归结果分析

4.1 关键变量描述性统计

关键变量的描述性统计结果见表2。由表2可知，企业数字化转型程度的均值为6.831，最小值和最大值分别为0、20.437，标准差为6.934，这表明在传统资源型企业中，数字化转型程度差异仍然较大。

表2 关键变量的描述性统计(N=1 414)

4.2 不同类型税收优惠对资源型企业数字化转型的影响效应

税收优惠对企业数字化转型平均影响的检验结果见表3。由表3列(1)可知，KC的系数估计结果为0.081，达到了1%的显著性水平。这表明总体而言，研发费用加计扣除显著正向影响企业数字化转型。列(2)揭示了税费减免的政策效应，TA的系数估计结果也在1%的水平上显著为正，系数估计值为3.209。这表明税费减免同样对企业数字化转型产生显著的正向促进效应。当研发费用加计扣除与税费减免配合实施时，列(3)结果显示，KC和TA的系数估计数值都有所下降。这初步表明当研发费用加计扣除和税费减免政策配合实施时，可能并没有产生政策组合效果。本研究进一步加入两种政策的交乘项做回归分析，并进行连续变量的去中心化处理。列(4)的结果显示，交乘项系数并未达到显著性水平。这证明了研发费用加计扣除和税费减免的政策组合效果并不明显。总结表3的回归结果，就平均影响效应而言，研发费用加计扣除和税费减免均能有效促进企业数字化转型，但是两种税收优惠政策的组合却没有发挥理论预期的协同效应。也即假设1得到验证，但是假设2并不成立。

表3 税收优惠对企业数字化转型的平均影响(N=1 414)

4.3 内生性问题和稳健性检验

本研究的内生性问题和稳健性检验如下。

(1)利用工具变量法缓解因果反向的内生性问题。由于效益或价值更好的企业可能更容易获得政府的税收优惠支持，因此税收优惠和企业数字化转型之间潜在的因果反向会导致有偏估计。鉴于此，本研究采用工具变量法缓解潜在的内生性问题。大量文献表明，政治关联作为企业无形资源，有利于为企业带来财政补贴、税收优惠等外部资源，甚至缓解企业所面临的外部环境不确定性[24～26]。换言之，企业若与地方政府具备紧密联系，则更容易获得研发费用加计扣除和税费减免等政府支持，因此本研究以企业是否具备政治关联背景(PL)作为税收优惠政策的工具变量之一，参考FAN等[27]的研究，认为国有企业、高管(董事长和总经理)曾任和现任政府官员、人大代表、政协委员的民营企业具备政治关联背景，PL赋值为1，而其余的民营企业则不具备政治关联，PL赋值为0。在模型中，采用PL的滞后一期；TM为时间变量。此外，本研究还将研发费用加计扣除和税收减免的滞后一期作为其本身的第二个工具变量，并采用两阶段最小二乘法进行系数估计(见表4)。表4中，列(1)、列(2)的结果表明，KC的估计系数在1%的水平上显著为正，TA的估计系数在5%的水平上显著为正。此外，第一阶段回归的F统计量分别为402.88、557.32，而HansenJ统计量的p值分别为0.300、0.378，这表明工具变量满足相关性和外生性的假设条件，保证了估计系数的一致性。因此，在缓解了潜在的因果反向内生性问题后，研发费用加计扣除和税费减免同样对企业数字化转型产生显著的正向促进效应。假设1再次得以验证。

表4 稳健性检验结果分析

(2)利用双重差分倾向得分匹配模型(PSM-DID)，评估研发费用加计扣除政策对企业数字化转型的影响。利用PSM-DID模型对《财政部国家税务总局科技部关于完善研究开发费用税前加计扣除政策的通知》(财税〔2015〕119号)，即扩大研发费用加计扣除激励对象范围的政策效果予以评估。在2016年政策正式实施之前，只有特定行业可以享受研发费用加计扣除政策的激励，而在政策实施之后，除了“负面清单”中列示的6个行业之外，所有的企业都可以享受税收优惠。据此，若企业在2016年前未享受研发费用加计扣除政策的激励，而在2016年及之后受到政策激励，则企业属于实验组样本，KC赋值为1，否则企业属于对照组样本，KC赋值为0；若处于2016年之前，时间变量(TM)赋值为0，否则赋值为1。本研究构建基准DID模型进行回归分析：

DTi,t=φ0+φ1KCi,t+φ2TMi,t+

φ3KCi,t×TMi,t+φiControli,t+εi,t，

(7)

式中，φ0表示常数项；φ1～φ3、φi均表示系数。

在回归分析之前，采用PSM对实验组和对照组样本进行有效匹配。由表4中列(3)回归结果表明，交乘项KC×TM(DID)的系数估计值为2.943，达到了1%的显著性水平，这表明企业受到研发费用加计扣除政策的激励可以显著提升其数字化转型程度。

(3)替换企业数字化转型的衡量方式。本研究采用数字化无形资产占总无形资产的比例衡量企业数字化转型程度，重新检验研发费用加计扣除和税费减免对数字化转型的平均影响效应，表4中，列(4)和列(5)的结果表明，KC和TA的系数估计结果分别为0.002、0.081，均达到了10%的显著性水平，再次验证了两种税收优惠政策对数字化转型的促进效应。

5 税收优惠政策促进企业数字化转型的条件机制检验

本研究主要从优惠强度、企业家精神指数和市场竞争程度，这3个视角考察研发费用加计扣除和税费减免政策促进企业数字化转型的条件机制。

5.1 扣除强度、减免强度的门限效应检验

在正式的门限回归分析之前，必须进行门限效应显著性和门限值真实性检验，以此为依据建立具体的门限回归模型。门限效应显著性检验结果见表5。由表5可知，单门限效应的F统计值为3.502，达到了10%的显著性水平，而双重门限效应的F统计值为6.866，达到了1%的显著性水平。门限值真实性检验结果见表6。由表6可知，第一门限值和第二门限值的置信区间都在可以接受的范围之内。因此，本研究建立双重门限效应模型，以考察研发费用加计扣除强度对企业数字化转型的门限效应(见表7)。由表7列(1)可知，当研发费用加计扣除强度小于等于18.054，或者大于18.835时，研发费用加计扣除的政策效应不显著；而当扣除强度处于(18.054，18.835]区间时，研发费用加计扣除对企业数字化转型产生明显的促进效应。

表5 门限效应显著性检验结果(N=1 414)

表6 门限值真实性检验结果(N=1 414)

表7 税收优惠政策强度对企业数字化转型的门限效应结果(N=1 414)

根据门限效应的显著性检验和门限值真实性检验结果，本研究建立双重门限效应模型，以检验税费减免强度对数字化转型的影响。根据表7列(2)的回归结果，只有当税费减免强度小于等于0.118时，税费减免才能显著正向影响数字化转型；而当减免强度超过0.118时，税费减免要么抑制企业数字化转型，要么政策效果并不显著。这表明税费减免强度不宜过高，否则反而会抑制数字化转型。

5.2 异质性企业家精神对税收优惠促进企业数字化转型的门限影响

在探索门限效应之前，本研究也考察了异质性企业家精神对数字化转型的直接影响，回归结果表明，企业家创新精神(IS)和企业家社会责任精神(SS)的系数估计值分别为0.193、0.952，分别在5%、1%的水平上显著为正，这表明就平均效应而言，企业家创新精神和社会责任精神指数越高，就越有利于企业数字化转型。但企业家环保精神的估计系数并未达到显著性水平。

在明晰了企业家精神对企业数字化转型的直接影响效应后，本研究经过门限效应显著性和门限值真实性检验步骤，进一步构建门限回归模型，以探索异质性企业家精神对税收优惠政策效果的影响。首先，构建单门限回归模型，以检验企业家创新精神对税收优惠政策促进数字化转型的影响(分别见表8、表9)。由表8列(1)、表9列(1)的回归结果可知，当企业家创新精神指数(IS)超过阈值5.600时，研发费用加计扣除和税费减免都会对数字化转型产生正向影响。其次，本研究建立双重门限模型，以探索企业家社会责任精神对税收优惠促进数字化转型的影响。表8列(2)的回归结果表明，企业家社会责任精神只有超过阈值3.481时，研发费用加计扣除才会对企业数字化转型产生明显的正向影响；否则要么政策效果不明显，要么甚至负向影响数字化转型。由表9列(2)可知，对于税费减免的政策效应而言，企业家社会责任精神也需达到1.603的阈值才能发挥有效性，并且处于适度区间(1.603,1.774]时，税费减免对企业数字化转型的促进作用更显著。最后，建立单门限回归模型，以检验企业家环保精神的影响效应，根据表8列(3)的回归结果，当企业家环保精神小于等于阈值1.215时，KC的系数估计结果在5%的水平上显著为负；而当超过1.215的阈值时，研发费用加计扣除政策效果并不明显。对于税费减免政策效果而言(表9列(3))，当企业家环保精神小于等于阈值1.503时，TA的系数估计结果在5%的水平上显著为负；当超过1.503的阈值时，政策效果不明显。综上分析，假设3得到验证。

表8 异质性企业家精神对研发费用加计扣除政策的门限效应回归结果(N=1 414)

表9 异质性企业家精神对税费减免政策的门限效应回归结果(N=1 414)

综合异质性企业家精神对税收优惠促进企业数字化转型的影响，不难发现，企业家创新精神和社会责任精神在企业数字化转型过程中至关重要，不仅直接正向影响企业数字化转型，而且只有当创新精神和社会责任精神指数超过一定的阈值时，研发费用加计扣除和税费减免政策才能显著促进企业数字化转型。此外，企业家环保精神也不能忽略，若其指数过低，会明显抑制两种税收优惠政策的有效性。

5.3 市场竞争程度对税收优惠促进企业数字化转型的门限影响

经过门限效应显著性和门限值真实性检验之后，本研究构建双重门限模型，以检验市场竞争程度对税收优惠政策促进数字化转型的影响(见表10)。由表10可知，若行业集中度指数过高，即市场竞争程度较低时，无论是研发费用加计扣除还是税费减免，对企业数字化转型都会呈现出抑制效应。据此，假设4未得到验证，但明晰了市场只有保持适当、有序的竞争，才更有利于企业数字化转型实践，否则会直接削弱甚至完全改变税收优惠政策的有效性。

表10 市场竞争程度对税收优惠政策效果的门限效应回归结果(N=1 414)

6 结语

本研究利用中国资源型上市公司2013～2019年的观测数据，实证检验研发费用加计扣除和税费减免政策对企业数字化转型的影响效应和条件机制。研究发现：①研发费用加计扣除和税费减免政策都可以有效促进企业数字化转型，但促进效果受到税收优惠激励强度的影响，扣除和减免强度要处于适度水平，不宜过高，才能促进企业数字化转型；然而，两种税收优惠政策工具的组合却并没有发挥理论预期的协同效应。②企业家创新精神和社会责任精神不仅直接正向影响企业数字化转型，同时也是两种税收优惠政策促进数字化转型的必要条件；此外，当企业家环保精神指数较低时，会抑制两种税收优惠政策对企业数字化转型的促进作用。③市场竞争程度较低时，会显著削弱研发费用加计扣除和税费减免对企业数字化转型的促进效应。

根据上述实证结果，本研究提出以下合理化建议：①精准设计税收优惠政策是有为政府支持企业数字化转型的重要内容；此外，审慎采用两种税收优惠政策的组合策略，避免政策激励强度过大引致的资源浪费。②适度有序的市场竞争才有利于税收优惠政策对数字化转型的促进效果，因此要营造良好的市场环境，并且激发企业的竞争活力，加大知识产权保护。③资源型企业应致力于塑造良好的数字化转型生态，发挥有志企业家对数字化转型的促进作用。应当着重培育优秀的企业家创新精神和社会责任精神，但同时也不能忽略企业家环保精神。

本研究的不足与展望：由于数字化转型是一项系统工程，本研究无法明晰数字化转型所有有效的动力因素，因此，后续研究可以深度关注以下主题：①除税收优惠政策之外的其他政府支持政策、企业动态能力、企业社会网络对数字化转型的协同促进效应；②数字化转型的价值创造效应，例如，企业数字化转型实践是否可以实现企业经济利润、社会价值、环境效益的协同发展等问题。