【企业税负水平对其创新研发投入的影响实证探究14000字（论文）】

。也有学者持有不同的观点，EdwinMansfield（1986）认为，企业税负水平与创新研发投入没有明显相关性REF_Ref70799398\r[43]。李丽青（2007）认为，政府为企业减免的税收收入并不会被企业有效地投入到创新研发活动中REF_Ref70799313\r[32]。AnthonyHowell（2016）研究发现，中国私营企业税负的降低尽管并没有影响它们研发投入决定REF_Ref70799425\r[44]。吴祖光（2013）研究发现，企业税收负担会影响其研发投资现金流敏感性，前期过高的税负会激励企业避税，提高企业后期报告中的研发投入强度REF_Ref70799434\r[45]。文献述评国内外学者围绕企业税负水平及企业创新研发方面做了大量研究。在企业税负水平方面，大部分研究表明我国企业税负高于世界平均税负水平，并在地区、行业、产权性质和企业规模等方面表现出异质性，国有企业比非国有企业承担更多的税负，而过高的税负不但不利于企业的长期稳定发展，也会抑制经济增长。对创新和研发方面的研究结果显示，企业创新研发活动不仅受到经济周期，环境规制，知识产权保护水平，竞争，产业政策和税收优惠等外部环境影响，也会受到企业信贷寻租和融资约束，股权激励，高管薪酬，董事会规模等公司治理环境和产权性质等内部因素影响。同时，有学者认为企业创新研发活动会正向影响企业的经营收益，提升企业价值。关于企业税负水平对创新研发投入的影响问题，学术界仍存在争论。大部分研究结果显示，无论是企业的间接税税负，还是所得税税负都会负向影响企业的创新研发活动。然而，也有少部分学者通过实证研究发现企业税负水平与企业创新研发投入之间没有相关性或相关性不大。研究企业产权性质，税负水平和创新研发投入之间的关系的文献比较少，因此，本文从产权性质的角度，研究探讨企业产权性质、税负水平以及企业创新研发投入之间的关系。

理论分析与研究假说产权性质与税负水平企业存在的目的就是努力实现利润最大化，为股东带来更多利益。与民营企业不同，国有企业在追求利润最大化目标时会受到众多约束。首先，因为国有企业与政府之间的特殊关系，国有企业更倾向于在政治压力下为政府实现社会目标的一些支出买单(吴联生，2009)REF_Ref70799145\r[8]。尤其是在目前经济需要快速发展的前提下，国有企业需要更积极地与国家政策导向保持一致，在提供岗位，治理环境等社会问题方面承担更多的责任，为政府提供更多的财政收入。其次是因为国有企业受国家控制，税收和利润都要上交给国家，经营过程中难免会偏离使利润最大化的目标，为迎合基于经济增长，政府收入需求而缴纳更多的所得税（FanJPH，2014）REF_Ref70799473\r[46]。委托代理理论认为，无论是委托人还是代理人，作为理性“经济人”，都以实现自身利益最大化为目标。国有企业管理层在很多情况下由政府任命且薪酬较为固定；相比之下，民营企业高层管理人员同时拥有对企业的控制权和剩余利润的索取权，而且任期和薪酬待遇都直接与企业的经营情况挂钩，使得民营企业管理人员更有激励去进行税收筹划来降低企业税收负担、增加企业收入，从而实现自身收益最大化（徐慧，2020）REF_Ref70799210\r[16]。然而，国有企业缺乏人格化产权代表，政府集除了国有股权的代表以外的其他的社会身份和职能于一身，对政府来说，无论是税收增加还是利润增加，本质上都是国家财富的增加。因此，与控制权和利益关系更为明晰的民营企业相比，国有企业在进行税收筹划和避税方面的激励更小，更为保守，导致其承担更多的税收负担（郑红霞和韩梅芳，2008）REF_Ref70799505\r[47]。基于上述理论分析，提出本文的假设H1a。H1a:国有企业所得税税负水平高于非国有企业。与小型企业相比，大型企业往往备受更多的关注，人们对大型企业期待更高，也意味着大型企业会因为受到政府和社会更多的监督而不得不承担更多的社会责任。Zimmerman（1983)将企业规模作为政治成本的替代变量，研究企业规模与税率之间的关系，得出企业承担的税负与其规模正相关的结论REF_Ref70799518\r[48]。在中国特殊的制度环境中，政府的税收收入对大型国有企业有更多的依赖性，大型国有企业比小型国有企业承担了更多的社会和政治责任，往往也需要为其责任付出更高的代价。因此大型国有企业进行税收筹划和避税的动机会更小，更易向政府缴纳更多的所得税（鲍树琛，2018）REF_Ref70799524\r[49]。基于上述理论分析，提出本文的假设H1b。H1b:国有企业所得税税负水平与其规模显著正相关。税负水平与创新研发投入根据微观经济学市场失灵理论，企业技术创新活动会产生知识溢出，存在市场失灵现象，具有公共产品性质。首先是因为企业创新研发活动往往具有高投入和高风险的特点，而且，创新研发的专利和新技术不能长时间为企业所占有，企业创新研发活动的社会最优投资水平会高于私人最优水平，导致企业进行创新研发活动的激励不足，使其投入的资源无法达到社会最佳水平，导致社会总体创新效率低下，影响经济增长和发展。政府干预理论认为，当公共产品出现市场失灵时，应该通过政府干预将企业技术创新的私人边际收益率提高到社会边际收益率，从而弥补创新的外部性。税收作为政府财政政策工具，能为政府提供适当干预市场以推动创新和经济发展的有效手段。因此，政府会通过税收优惠和调整税率等方式引导企业扩大创新研发投入，以矫正市场失灵。企业税收负担对创新研发投入的抑制作用可能会通过以下几个机制发生。第一，企业所得税税负的提高会直接减少企业税后收入，从而减少企业自由现金流。而企业创新研发活动往往需要长期稳定的自由现金流，以维持企业正常生产和经营，同时满足其长期进行创新研发的需求。而企业所得税作为强制性的费用和现金净流出，会降低现金流的利用弹性，挤出企业创新研发投入。第二，企业创新研发活动具有投资成本高，风险高，投资得到回报的等待周期长等特点，税收负担又降低了企业研发项目的税后投资回报率，高风险和低回报率会使决策人更倾向于减少创新研发投入，采取更为理性和保守的经营策略（林志帆，2017）REF_Ref70799372\r[40]。此外，充足的现金流与留存收益会成为企业创新研发失败时的风险准备金，而较高的税收负担会减少企业可用的风险准备金，进一步增加企业进行创新研发活动的风险，从而对企业创新研发活动起到负面作用（Manso，2011）REF_Ref70799566\r[50]。第三，当企业税收负担过重，而税收征管和执法力度不够，避税和税收筹划有弹性的可操作空间时，企业会耗费更多的精力去进行寻租性行为，从而忽视创新研发等生产性活动（范子英和田彬彬，2013）REF_Ref70799574\r[51]。基于上述理论分析，提出本文的假设H2a。H2a:税负水平与企业创新研发投入之间为显著负相关的关系。在我国特殊制度的大环境背景下，与非国有企业相比，国有企业在追求利润最大化的同时需要为政府创造更多财富并承担更多的社会责任。但是，国有企业往往需要追求更长久的目标并肩负着国家在某些领域的攻坚任务，也就意味着其在税负较重的情况下依然需要进行创新研发活动（郭明杰和费堃桀，2018）REF_Ref70799390\r[42]。然而，大多数民营企业因为没有政府背书，经营波动性较大，抗风险能力较弱，融资约束多，其创新研发投入更有可能会受到税负水平的负面影响。基于上述理论分析，提出本文的假设H2b。H2b:与国有企业相比，税负水平对非国有企业创新研发投入的影响更显著。

研究设计样本选取与数据来源本文选取沪深A股上市公司2015年到2019年的数据作为初始研究样本，并对原始数据进行以下筛选和处理：（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除ST，*ST和PT公司；（3）剔除数据严重缺失的样本；（4）剔除所得税税率大于1，小于0的样本；（5）为消除异常值对回归结果的影响，对异常值进行缩尾（winsorize）处理。采用Excel2019对原始数据进行初步筛选后，使用Stata15.0统计软件对11930个有效观测值的面板数据进行统计分析，得出最终结果。企业产权性质相关数据来源于Wind数据库，企业税负水平和创新研发投入相关数据都来源于CSMAR数据库。变量设计已有文献中计量企业创新研发投入的主要方法有三种:（1）研发投入/资产总额；（2）研发支出/营业收入；（3）研发人员数量/企业员工数量。大多数文献都选取了第二种计量方法，但根据我国现行会计准则，对于企业创新研发支出的核算有研发支出费用化和资本化两种方法，在创新研发活动产生结果的情况下才能将其完成资本化，才能真正为企业创造价值（罗福凯和王京，2016）REF_Ref70799363\r[39]。因此，本文选用第一种计量方法，R&D1=期末研发投入/期末资产总额。在对回归结果做稳健性检验时，本文再采用其他两种计量方法。在我国现行税收制度下，我国企业可能需要缴纳包括增值税、企业所得税、城市维护建设税和个人所得税等十余种税收以及附加费用，其中流转税是主要部分。但是流转税有可转嫁的属性，且不好衡量，而所得税作为直接税，不可转嫁，能够更好的体现企业税负水平。因此，本文对企业税负水平的衡量以企业所得税为主。在研究过程中，借鉴吴联生（2009）REF_Ref70799145\r[8]，王小荣和王小龙(2009)REF_Ref70799355\r[38]的研究成果，使用实际所得税率作为企业税负的衡量指标，即实际税率，ETR1=所得税费用/息税前利润。在对回归结果做稳健性检验时，再采用第二种计量方式，ETR2=(所得税费用-递延所得税费用)/息税前利润。借鉴已有研究选取总资产报酬率、净资产报酬率、资产负债率、股权集中度、管理层激励、企业规模、企业年龄作为控制变量。

表4.1变量定义变量类型变量名称变量符号变量定义被解释变量创新研发投入R&D1期末研发投入/期末资产总额R&D2研发支出/营业收入R&D3研发人员数量/企业员工数量解释变量税负水平ETR1所得税费用/息税前利润ETR2(所得税费用-递延所得税费用)/息税前利润产权性质SOE国有企业取1，非国有企业取0控制变量总资产报酬率ROA净利润/总资产净资产报酬率ROE净利润/净资产资产负债率DAR总负债/总资产股权集中度OC前十大股东持股比例总额管理层激励MSR管理层持股数量/普通股股数企业规模SIZE总资产的自然对数企业年龄AGE当前年份-企业成立年份模型构建为检验产权性质对企业税负的影响，构建如下模型：ETRi,t=β0+β1SOEi,t+模型4.1中，ETRi,t为企业i在第t年的实际所得税率；SOEi,t为企业i在t年的产权性质；为检验国有企业规模对企业所得税税负的影响，构建如下模型：ETRi,t=β0+β1SIZEi,t模型4.2中，ETRi,t为国有企业i在第t年的实际所得税率；SIZEi,t为企业i在t年的企业规模；为检验税收负担对企业创新研发投入的影响，构建如下模型：R&Di,t=β0+β1模型4.3中，R&Di,t为企业i在第t年的创新研发投入；ETRiR&Di,t=β0+β1ETRi由于企业税负水平对企业创新研发投入有滞后性，为进一步确保因果关系，对税负指标和其他控制变量进行滞后两期处理，变量符号与模型4.3一致。

实证分析描述性统计表5.1主要变量描述性统计结果产权性质变量RD1ETR1ROAROEDARSIZEOCMSR最大值0.58180.96120.526212.3324.596328.05540.88240.8788最小值00-1.9191-207.39710.019718.960700非国有均值0.0260.14760.05510.05530.357521.84680.32020.184中位数0.02180.13930.05120.08270.338521.73110.30230.1152标准差0.02290.08310.06862.29190.191.08350.13670.2003数量8,6848,6868,6868,6868,6868,6868,6898,685最大值0.20370.91910.33994.24761.236928.63650.89090.5758最小值00-0.5143-5.52910.030819.68380.07140国有均值0.01730.15660.03740.06990.486223.10420.39330.0068中位数0.0130.14370.03110.06710.494222.9480.38180标准差0.0190.10340.0450.16180.19721.44620.15220.0329数量3,2403,2453,2453,2453,2453,2453,2453,245最大值0.58180.96120.526212.3324.596328.63650.89090.8788最小值00-1.9191-207.39710.019718.960700全样本均值0.02370.150.05030.05930.392522.18880.340.1358中位数0.01990.140.04560.07820.377922.01350.32150.0118标准差0.02230.08910.06351.95740.20031.31780.14480.189数量11,92411,93111,93111,93111,93111,93111,93411,930表5.1为主要变量的描述性统计分析结果。从表中可以发现，我国企业所得税税负水平均值为15%，中位数为14%。其中国有企业所得税税负水平均值为15.66%，非国有企业所得税税负水平为14.76%。国有企业所得税税负不管是均值还是中位数都大于非国有企业，初步验证本文假设H1a，即国有企业的所得税税负高于非国有企业。企业创新研发投入的均值为2.37%，中位数为1.99%，说明我国企业研发投入水平比较低，且各企业间的创新研发投入有较大差距。国有企业创新研发投入不管是均值还是中位数都小于非国有企业，说明产权性质对企业创新研发投入有一定程度的影响。

相关性分析表5.2相关系数检验=1\*GB3①注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。 变量名SOERD1ETR1ROAROEDARSIZEOCMSRSOE1RD1-0.174***1ETR10.045***-0.165***1ROA-0.123***0.149***0.0151ROE0.0030.0130.010.132***1DAR0.286***-0.183***-0.069***-0.421***-0.036***1SIZE0.425***-0.248***0.027***-0.088***0.0010.535***1OC0.225***-0.117***0.065***0.104***0.019**0.046***0.167***1MSR-0.417***0.177***-0.053***0.159***0.012-0.279***-0.429***-0.070***1表5.2为各主要变量之间的相关性系数检验结果。可以看出，企业创新研发投入与企业的所得税税负水平在1%的水平上显著负相关，初步证明了本文假设H2a，即企业所得税税负水平与企业创新研发投入之间为负相关的关系。企业创新研发投入与企业产权性质在1%的水平上显著负相关，说明国有企业的产权性质会抑制企业创新研发投入。同时，企业所得税税负水平与产权性质在1%的水平上显著正相关，初步验证国有企业所得税税负水平高于非国有企业的假设。各控制变量与企业创新研发投入显著相关，因此加以控制，减少其对研究结果的影响。此外变量之间的相关性系数都在0.5以下，可以初步排除多重共线性问题。表5.3VIF多重共线性检验变量名DARSIZEROAMSRAGEOCETR1ROEMeanVIFVIF1.771.71.311.281.071.051.021.021.281/VIF0.56560.58690.76250.78060.93430.94920.97850.9819表5.3为R&D1与各变量之间的VIF多重共线性检验结果，平均方差膨胀系数值为1.28，各变量方差膨胀系数都没有超过10，故解释变量与各控制变量之间不存在多重共线性问题。

多元回归分析产权性质与税负水平表5.4为产权性质与企业税负的回归分析。经过豪斯曼检验，对于模型4.1和模型4.2的回归选用面板数据随机效应模型。从表中可以看出，企业税负与产权性质的系数估计值为0.005，且在10%的水平上显著，验证了本文的假设H1a，国有企业所得税税负水平高于非国有企业。在对国有企业规模和所得税税负水平的随机效应模型回归结果中，可以看出系数估计值为0.006，且在1%的水平上显著，验证了本文的假设H1b，国有企业所得税税负水平与其规模显著正相关。表5.4产权性质与企业税负的回归分析=1\*GB3①注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。变量全样本国有企业ETR1ETR1SOE0.005*(1.72)SIZE0.004***0.006***(3.62)-2.96AGE0.001***0.001***(2.61)-3.15ROA-0.229***-0.242**(-4.47)-2.2ROE0.054*0.007(1.90)-0.13DAR-0.077***-0.091***(-10.49)-5.76MSR-0.006-0.111**(-0.96)-2.000OC0.038***0.015(4.96)-0.92Constant0.077***0.027(3.44)-0.6Observations11,9303,245NumberofID3,202911adj_R20.0730.073F29.7829.78税负水平与创新研发投入表5.5为企业所得税税负水平与创新研发投入的回归分析。经过豪斯曼检验，对于模型4.3，企业所得税税负水平与创新研发投入的回归用面板数据固定效应模型。从全样本回归结果中可知，税负水平与企业创新研发投入在5%的水平上显著负相关，验证了本文假设H2a，税负水平与企业创新研发投入之间为显著负相关。从分组后的两组回归结果中可知，对于国有企业，税负水平与企业创新研发投入的系数为0.004，在10%的水平上显著负相关；对于非国有企业，税负水平与企业创新研发投入系数为负，但不显著；无法验证本文假设H2b，即与国有企业相比，税负水平对非国有企业创新研发投入的影响并不显著。控制变量方面，企业规模和净资产回报率与创新研发投入呈显著负相关，企业年龄、资产回报率和杠杆水平与企业创新研发投入在1%的水平上表现为显著正相关。表5.5企业税负与创新研发投入的回归分析=1\*GB3①注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。变量全样本国有非国有RD1RD1RD1ETR1-0.003**-0.004*-0.003(-2.03)(-1.88)(-1.25)SIZE-0.006***-0.003*-0.008***(-7.75)(-1.86)(-7.86)AGE0.002***0.001***0.002***(16.25)(6.72)(14.15)ROA0.045***0.033***0.052***(4.90)(2.68)(4.64)ROE-0.014***-0.01-0.017***(-3.21)(-1.52)(-3.17)DAR0.006***-0.0030.008***(2.97)(-0.70)(3.88)MSR-0.003-0.016***-0.002(-1.60)(-2.83)(-0.97)OC0.0010.010*-0.009(0.31)(1.69)(-1.46)Constant0.131***0.059*0.164***(7.61)(1.92)(7.69)Observations11,9233,2408,683NumberofID3,2019112,395adj_R20.0730.0730.073F29.7829.7829.78表5.6为企业所得税税负水平与创新研发投入的滞后两期后的回归分析，考虑到企业税负水平对企业创新研发投入有滞后性，为进一步确保因果关系，对税负指标和其他控制变量进行滞后两期处理再进行回归。经过豪斯曼检验，对于模型4.4，企业所得税税负水平与创新研发投入的滞后两期回归用面板数据固定效应模型。从全样本回归结果来看，滞后两期后，税负水平与企业创新研发投入在10%的水平上显著负相关，验证了本文假设H2a，税负水平与企业创新研发投入之间为显著负相关。从分组后的两组回归结果中可知，对于国有企业，税负水平与企业创新研发投入的系数为负，但不显著；对于非国有企业，税负水平与企业创新研发投入在10%的水平上显著负相关；验证了本文假设H2b，与国有企业相比，税负水平对非国有企业创新研发投入的影响更显著。控制变量方面，企业年龄和规模与企业创新研发投入在1%的水平上表现为显著正相关，其他控制变量系数都不显著。表5.6企业税负与创新研发投入的滞后两期回归分析=1\*GB3①注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。变量全样本国有非国有RD1RD1RD1L2.ETR1-0.004*-0.001-0.005*(-1.67)(-0.26)(-1.77)L2.AGE0.001***0.001***0.001***(6.90)(5.94)(5.04)L2.ROA0.0020.014-0.007(0.21)(1.06)(-0.91)L2.ROE0.002-0.0180.016(0.14)(-0.88)(1.10)L2.DAR00.0020(-0.01)(0.64)(-0.10)L2.SIZE0.002***-0.0010.003***(4.22)(-1.25)(4.36)L2.MSR0.002-0.0190.004(0.68)(-1.31)(1.03)L2.OC-0.006*0.003-0.006(-1.68)(0.68)(-1.18)Constant-0.036***0.015-0.049***(-3.99)(1.19)(-3.95)Observations5,79116354,156NumberofID2,5637121924adj_R20.05150.05150.0515F16.4716.4716.47稳健性检验为使研究结果更稳健，更具有说服性，本文采用替换变量的方法，对前文的回归模型进行了稳健性检验。替换企业创新研发投入的衡量指标后，对企业税负与创新研发投入再次进行回归。从表5.7可以看出，在对全样本进行的回归中，税负水平与企业创新研发投入在1%的水平上显著负相关；分组后的回归结果表明，对于国有企业来说，税负水平与企业创新研发投入在5%的水平上显著负相关；对于非国有企业来说，税负水平与企业创新研发投入的系数为负，但不显著，回归结果与前文的基本一致，说明实证结果较为稳健。表5.7企业税负与创新研发投入的稳健性检验=1\*GB3①注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。变量全样本国有非国有RD3RD3RD3ETR1-0.022***-0.040**-0.015(-2.59)(-2.45)(-1.46)SIZE0.004***0.006***0.004***(7.60)(5.00)(5.28)AGE0.032-0.0310.067(0.77)(-0.42)(1.31)ROA-0.03-0.012-0.052*(-1.30)(-0.32)(-1.74)ROE-0.037***-0.073***-0.027**(-3.52)(-2.90)(-2.26)DAR0.00400.004(1.18)(-0.02)(1.05)MSR0.003-0.0270.002(0.32)(-0.44)(0.20)OC0.0020.043-0.029(0.11)(1.24)(-1.23)Constant0.0010.0380.04(0.02)(0.18)(0.51)Observations11,6323,0558,577R-squared0.0360.060.03NumberofID3,1238552,366adj_R20.02910.02910.0291F10.6410.6410.64表5.8为企业税负与创新研发投入滞后两期后的稳健性检验结果。替换企业税负水平的衡量指标后，对企业税负与创新研发投入滞后两期后的模型再次进行回归。从表5.8可以看出，在对全样本进行的回归中，税负水平与企业创新研发投入在10%的水平上显著负相关；分组后的回归结果表明，对于国有企业来说，税负水平与企业创新研发投入系数为负，但不显著；对于非国有企业来说，税负水平与企业创新研发投入在5%的水平上负相关，回归结果与前文的基本一致，说明本文实证结果较为稳健。表5.8企业税负与创新研发投入的滞后两期后的稳健性检验=1\*GB3①注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。变量全样本国有非国有RD1RD1RD1L2.ETR2-0.003*0.001-0.005**(-1.95)(0.39)(-2.38)L2.AGE0.001***0.001***0.001***(5.06)(3.78)(3.37)L2.ROA-0.009-0.0270.011(-0.60)(-1.27)(0.49)L2.ROE-0.0020.015-0.017(-0.30)(1.34)(-1.41)L2.DAR-0.0020.006-0.002(-0.93)(1.28)(-0.65)L2.SIZE0.002***0.0010.003***(4.02)(1.50)(3.95)L2.MSR-0.0050.001-0.006(-1.34)(0.05)(-1.49)L2.OC-0.006*-0.003-0.008*(-1.84)(-0.58)(-1.69)Constant-0.040***-0.031*-0.046***(-3.69)(-1.93)(-3.36)Observations2,6689001,768R-squared0.1190.0860.148NumberofID1,176406809adj_R20.05930.05930.0593F9.5939.5939.593

研究结论与政策建议研究结论经过前文所述理论与实证分析，本文研究结果如下：（1）国有企业与非国有企业相比承担了更多的所得税负担;（2）国有企业所得税税负水平与其规模显著正相关;（3）企业所得税税负水平均与其创新研发投入有显著负相关关系;（4）与国有企业相比，税收负担对非国有企业后期的创新研发投入的抑制作用更显著。政策建议基于本文研究结果，给出以下三点建议：第一，在新的经济发展阶段，我国应该继续深化国有企业改革，实施有效的顶层设计方案，适当分散股权以改善国有企业公司治理体系，分开国有企业的经济职能和政治职能，强化企业在市场经济中的话语权，降低企业产权性质对经济决策的影响，减少国有企业因政府施加压力而税负过重的现象。第二，我国应该继续实施减税降费政策，根据企业的性质、所在行业、地区和规模的不同，进行所得税合理配置，使税收环境更加公平合理，并加大对非国有企业的税收优惠，以此降低非国有企业成本，增加企业现金流，减轻企业创新研发的压力，增强企业发展后劲，推动产业转型升级，为经济健康、有序、高质量和可持续发展不断注入动力。第三，政府应该加快建立和完善知识产权保护制度，以减少和解决企业创新研发活动中可能会出现的失灵问题，为企业创新研发活动提供良好的市场环境，使知识产权保护领域的法治化跟上我国企业新技术领域的快速发展。研究不足与展望本文研究依然存在以下两点不足：第一，在企业税负水平的衡量方面，因为流转税有可转嫁的属性，且不好计量，本文研究只局限与所得税税负的计量方面，没有考虑到产权性质、流转税以及企业创新研发投入之间的关系。第二，本文研究局限在企业产权性质、所得税税负水平以及创新研发投入之间的关系方面，对于企业创新研发投入后产生的创新成果和质量，以及创新研发投入增加会不会影响企业绩效和价值并没有进行更多深入的研究。在未来研究中，在企业税负水平的衡量方面，希望能够考虑到流转税等其他税收和费用对企业创新研发投入的影响，以更全面的方法综合衡量企业税收负担，并且能够重点关注企业创新研发投入后产生的创新成果和质量，以及创新研发投入增加对企业绩效和价值的影响，使研究成果更加完善。

参考文献卢现祥,李磊.强化企业创新主体地位提升企业技术创新能力[J].学习与实践,2021(03):30~44.GriesonRonaldE.TheoreticalanalysisandempiricalmeasurementsoftheeffectsofthePhiladelphiaincometax[J].1980,8(1):123~137.RichardKnellerandMichaelF.BleaneyandNormanGemmell.Fiscalpolicyandgrowth:evidencefromOECDcountries[J].JournalofPublicEconomics,1999,74(2):171~190.IrenaSzarowská.ChangesintaxationandtheirimpactoneconomicgrowthintheEuropeanUnion[J].ActaUniversitatisAgriculturaeetSilviculturaeMendelianaeBrunensis,2011,59(2):325~332.郭庆旺,吕冰洋.税收增长对经济增长的负面冲击[J].经济理论与经济管理,2004(08):18~23.李涛,黄纯纯,周业安.税收、税收竞争与中国经济增长[J].世界经济,2011,34(04):22~41.姜超.中国企业的税负到底有多重?[J].股市动态分析,2017(08):16~17.吴联生.国有股权、税收优惠与公司税负[J].经济研究,2009,44(10):109~120.蒲丹琳,孙维萱,王蔷,洪昀.CFO管理能力、企业税负水平与企业价值[J].系统工程,2015,33(03):97~103.张金昌,齐雯,齐霁.中国企业税负水平评价与国际比较[J].会计之友,2017(11):79~84.钱金保,常汝用.“死亡税率”还是言过其实——中国企业微观税负测度[J].地方财政研究,2018(01):62~70+81.梁媛.我国企业税负省市间差异——基于沪深A股上市公司的数据[J].农场经济管理,2019(11):43~45.欧阳晓彤,廖治宇.浅析我国宏观税负与企业税负水平[J].企业科技与发展,2020(04):141~142.倪红福,吴延兵,周倩玲.企业税负及其不平等[J].财贸经济,2020,41(10):49~64.李娴,钟子亮.研发投入、所得税与企业绩效的相关性研究[J].生产力研究,2020(08):27~31+65.徐慧.减税背景下税收负担对企业创新的影响研究[J].重庆科技学院学报(社会科学版),2020(01):52~58.黎欢,龚六堂.金融发展、创新研发与经济增长[J].世界经济文汇,2014(02):1~16.王昌荣,李娜.市场竞争、创新研发与企业价值——基于中国制造业的经验数据[J].山东社会科学,2018(06):168~173.郑广念,车丽萍.科技企业高管激励、企业创新和企业价值研究[J].改革与开放,2020(17):102~109.MatthewRaffertyandMarkFunk*.Demandshocksandfirm-financedR&Dexpenditures[J].AppliedEconomics,2004,36(14):1529~1536.刘志阔,蒋坤宏.中国研发投入的周期性及其非对称性——基于工业企业数据库的实证研究[J].世界经济文汇,2014(03):84~97.PhilippeAghionetal.CREDITCONSTRAINTSANDTHECYCLICALITYOFR&DINVESTMENT:EVIDENCEFROMFRANCE[J].JournaloftheEuropeanEconomicAssociation,2012,10(5):1001~1024.陈雨柯,吕介民.经济周期、政府信贷干预与企业技术创新——基于中国制造业上市企业的微观证据[J].华东经济管理,2019,33(04):51~59.尹志锋,叶静怡,黄阳华,秦雪征.知识产权保护与企业创新:传导机制及其检验[J].世界经济,2013,36(12):111~129.颉茂华,王瑾,刘冬梅.环境规制、技术创新与企业经营绩效[J].南开管理评论,2014,17(06):106~113.张杰,郑文平,翟福昕.竞争如何影响创新:中国情景的新检验[J].中国工业经济,2014(11):56~68.余明桂,范蕊,钟慧洁.中国产业政策与企业技术创新[J].中国工业经济,2016(12):5~22.NirupamaRao.DotaxcreditsstimulateR&Dspending?TheeffectoftheR&Dtaxcreditinitsfirstdecade[J].JournalofPublicEconomics,2016,140:1~12.冯海红,曲婉,李铭禄.税收优惠政策有利于企业加大研发投入吗?[J].科学学研究,2015,33(05):665~673.郑婷婷,王虹,干胜道.税收优惠与创新质量提升——基于数量增长与结构优化的视角[J].现代财经(天津财经大学学报),2020,40(01):29~40.吴秀波.税收激励对R&D投资的影响:实证分析与政