稅收優惠對資源型企業數字化轉型的影響研究

成瓊文 丁紅乙

(中南大學商學院)

1 研究背景

根據中國信息通信研究院發布的《中國數字經濟發展白皮書(2021)》，2020年我國數字經濟仍在逆勢中加速發展，規模達到39.2萬億元，占GDP比重為38.6%。同比提升2.4個百分點，其中，產業數字化作為傳統實體企業數字化轉型的直接成果體現，其規模達31.7萬億元，占數字經濟比重為80.9%?？梢哉J為，“實體經濟+數字化”模式已經成為了傳統實體企業實現可持續發展的必由之路，因而有效激勵企業數字化轉型自然就成為了關鍵內容。企業數字化轉型是遵循數字經濟發展規律所做出的戰略選擇，具體指建立在數字化轉換、數字化升級基礎上，進一步觸及公司核心業務，以新建一種商業模式為目標的高層次轉型,是一個從管理到運營、從生產到銷售、從管理者到員工，涉及信息化、人力資源、業務模式以及經營模式的創新型、綜合型、全方位的轉型過程[1～5]。

較為典型的，以采礦業和資源加工業為主的資源型產業是傳統戰略性支柱產業，其發展質量甚至關乎國家經濟安全與國防安全，但傳統粗放型發展模式已經使得資源型產業陷入產能過剩和質效不佳的雙重困境，因而借助數字化轉型有效獲取、整合、利用內外部資源是資源型企業破解發展困境，從而實現可持續發展的關鍵。然而，數字化轉型過程具備風險大、投資回報率不確定等特征，資源型企業時常面臨著“不會轉型”“不能轉型”和“不敢轉型”等問題，考慮到數字化轉型是一項系統工程，政府的稅收優惠支持[6～8]、優秀的企業家精神[9～11]、適度的市場競爭環境[12～14]都極有可能是企業轉型升級不可或缺的因素，因此，基于政府支持、市場環境、企業主體等多維協同視角研究資源型企業數字化轉型的影響因素和驅動機制，不僅有利于資源型企業實現可持續發展，也對實現高質量發展戰略目標和構建“雙循環”新格局有重要的現實意義。

有鑒于此，本研究旨在從“有為政府-有效市場-有志企業”協同治理視角著手，為推動傳統資源型企業數字化轉型提供理論依據。本研究重點關注以下3個科學問題：①研發費用加計扣除與稅費減免政策，對資源型企業數字化轉型產生怎樣的直接影響和政策組合效應？②需要塑造怎樣的企業家精神，才有利于不同類型稅收優惠政策促進企業數字化轉型？③市場競爭處于什么程度，將有助于稅收優惠政策促進企業數字化轉型？

本研究可能的邊際貢獻有：①實證檢驗了研發費用加計扣除和稅費減免政策與企業數字化轉型之間的因果關系，相比現有多數的規范研究和案例研究，本研究是對數字化轉型影響因素和驅動前因文獻的深化和拓展；②現有文獻鮮少基于數字化轉型角度探索稅收優惠的有效性，而本研究從這一新穎視角出發，探索不同稅收優惠政策的有效性和政策組合效果，是對稅收優惠政策評估文獻的有益補充；③基于有為政府、有效市場和有志企業的協同視角，明晰了不同類型稅收優惠政策促進企業數字化轉型的條件機制，為設計有效的稅收優惠政策、優化市場競爭環境和培育企業家精神，從而協同促進企業數字化轉型提供了理論依據。

2 理論基礎與研究假設

2.1 稅收優惠與企業數字化轉型

對于企業數字化轉型而言，通常具備風險高、不確定性大等特征，企業很有可能因為缺乏必要的資源、能力而沒有充分的轉型動力，此時，政府支持對企業數字化轉型就顯得尤為重要，稅收優惠作為政府支持企業可持續發展的重要工具之一，是典型的“事后補償”型政策[15]，其實施方式可以細分為直接優惠和間接優惠兩種類型。直接優惠方式主要包括減免稅、即征即退和先征后退(返)等形式，而間接稅收優惠方式主要包括加計扣除、稅前扣除和加速折舊等形式。

事實上，無論是直接型還是間接型的稅收優惠，既有文獻已經從企業創新、企業績效、全要素生產率等多個視角考察了其有效性[6～8]。在此基礎上，本研究認為，研發費用加計扣除和稅費減免政策也極有可能促進資源型企業數字化轉型。原因在于：①融資約束緩解效應。盡管具體的優惠方式和流程不同，但是研發費用加計扣除和稅費減免都可以減輕資源型企業的納稅負擔，達到提升企業現金流動性、緩解融資約束的目的[7]，進而促進企業將有限資源穩定投入到企業數字化轉型實踐，尤其對于風險巨大但又至關重要的數字化轉型項目而言，稅收優惠可以在一定程度上分擔企業的轉型風險。②創新驅動效應。資源型企業在可持續發展過程中，面臨著創新動力不足等現實問題，而大量研究表明，研發費用加計扣除和稅費減免都能通過激勵企業加大研發投入、促進內部資源有效配置、助力企業吸引外部融資等路徑提升企業創新產出[6，16]，而數字化產品、工藝、流程、商業模式等創新成果顯然對數字化轉型會產生較大的驅動效應[17]。此外，創新能力的提升也可以為企業持續數字化轉型提供必要的軟硬件基礎條件[18]。③企業競爭效應。無論是研發費用加計扣除還是稅費減免政策，都能通過市場機制發揮激勵作用，這有利于發揮資源型企業的主觀能動性，并結合自身情況做出最佳的競爭決策[7，8]，從而促進企業數字化轉型。綜上分析，研發費用加計扣除和稅費減免政策主要可以通過緩解融資約束、創新驅動、競爭效應等渠道促進企業數字化轉型。據此，提出如下假設：

假設1就平均效應而言，研發費用加計扣除和稅費減免政策可以促進資源型企業數字化轉型。

考慮不同類型稅收優惠政策的偏向性和著力點，研發費用加計扣除是在開發新產品、新技術、新工藝等發生的研究開發費用實際發生額基礎上再加成一定比例，作為計算應納稅所得額時的扣除數額的一種稅收優惠政策，其政策初衷主要是促進企業加大研發投入，提高自主創新能力[15]。而稅費減免政策是指對應納稅款給與部分減少或全部免除，具體操作形式可以是不予以征收、或者先征后退，且減稅范圍不是僅僅針對研發活動，可以更大范圍地緩解企業融資約束[7，8]。由此可見，研發費用加計扣除與稅費減免在形式、流程、著力點等方面都有所不同，研發費用加計扣除更有可能通過激勵資源型企業加大研發投入強度，通過創新驅動效應促進企業數字化轉型；而稅費減免主要通過緩解融資約束促進企業數字化轉型。由于研發費用加計扣除和稅費減免的政策偏向性和側重點有所不同，因而當兩種政策配合實施時，政策組合有可能會對資源型企業數字化轉型產生協同激勵效應。據此，提出如下假設：

假設2相比單一政策效果，當研發費用加計扣除與稅費減免配合實施時，會形成協同激勵效應，對資源型企業數字化轉型產生更顯著的促進效果。

2.2 異質性企業家精神對稅收優惠政策有效性的影響

大量研究表明，企業家精神可以通過培育企業新型文化、改善公司內部治理、優化企業創新發展戰略等渠道促進企業可持續轉型與發展[9～11]。在數字經濟時代，企業家精神作為企業數字化生態培育的重要力量，極有可能影響研發費用加計扣除和稅費減免的政策效果，進而影響企業數字化轉型程度。企業家精神可以細分成多種類型，首先，企業家創新精神作為企業核心競爭力的源泉，是企業家精神的核心，快速變革、巨大不確定性和風險性是數字經濟背景下的常態，因而在數字化轉型過程中更需要優秀的企業家創新精神。其次，企業既有經濟責任、法律責任，也有社會責任、道德責任。勇于承擔社會責任，是企業家精神的重要內容，因而企業家社會責任精神也不容忽視。最后，充分考慮資源型企業的業務范圍和生產特點，該類企業在經營過程中仍然存在一定的環境負外部性，因此企業家環保精神也是重要因素之一。本研究認為，企業家創新精神、社會責任精神、環保精神指數的差異會顯著影響研發費用加計扣除和稅收優惠對數字化轉型的促進作用。據此，提出如下假設：

假設3企業家精神顯著影響研發費用加計扣除和稅費減免對企業數字化轉型的促進效應。

2.3 市場競爭程度對稅收優惠政策有效性的影響

企業數字化轉型過程伴隨著技術進步和升級，而市場競爭被看作是技術進步和企業創新的引擎[13]，因此，市場競爭對企業數字化轉型會產生深刻影響。一方面，市場競爭可以降低信息不對稱程度，有利于委托人有效判斷企業績效信息和公司代理人的責任履行情況[14]；另一方面，市場競爭程度的提升還會增加企業所處環境的不確定性，相對低不確定性的外部環境，企業此時面臨更大的生存和可持續發展壓力，企業高管更有可能以數字化轉型來應對外部環境的沖擊。有鑒于此，市場競爭程度的增加可以有效提高企業的數字化轉型動力，從而強化稅收優惠政策的實施效果，提升企業數字化轉型程度。據此，提出如下假設：

假設4市場競爭程度越高，研發費用加計扣除和稅費減免對企業數字化轉型的促進效應越明顯。

本研究的邏輯框架見圖1。

圖1 邏輯框架

3 研究設計

3.1 變量定義

本研究各變量定義如下。

(1)企業數字化轉型借鑒張永坤等[19]、祁懷錦等[20]、何帆等[21]的研究，本研究也采用企業無形資產中與數字化相關的無形資產衡量企業數字化轉型(DT)。對于數字化無形資產，使用文本分析與關鍵詞檢索法，檢索并整合資源型企業年度報告無形資產明細欄目中的數字化資產，其中，主要的關鍵詞包括數據管理、管理系統、軟件(例如：計算機輔助設計(CAD)、制造執行系統(MES)、產品生命周期管理系統(PLM)等)、智能平臺等。對于數字無形資產總額，本研究予以對數化處理。值得一提的是，考慮到數字化與信息化存在區別，盡管二者難以完全剝離，但在進行數字無形資產關鍵詞檢索時，本研究仍舊有意識地區分了數字化與信息化無形資產。

(2)稅收優惠本研究重點考察研發費用加計扣除(KC)和稅費減免(TA)兩種稅收優惠政策。對于研發費用加計扣除，基于扣除強度視角，用企業獲得的研發費用加計扣除額度予以衡量，并對扣除額度進行對數化處理；對于稅費減免，參考柳光強[8]的研究，用稅費返還/(稅費返還+支付的各項稅費)的計算方式予以衡量。

(3)企業家精神本研究聚焦公司層面的企業家精神，并將其細分為企業家創新精神、企業家社會責任精神、企業家環保精神3個重要維度。首先，企業對創新實踐的資源投入力度可以反映企業家創新精神，因此采用研發投入強度衡量公司層面的企業家創新精神(IS)，具體計算方式為研發支出與營業收入的比值。其次，考慮到企業家社會責任應包含對股東、員工、社會公眾等利益相關者的貢獻程度，故采用企業每股社會貢獻值衡量公司層面的企業家社會責任精神(SS)。最后，環境效益的高低是公司層面企業家環保精神(ES)的重要體現，據此，利用企業環境效益衡量企業家環保精神。參考于連超等[22]的研究，采用生態效益法計算環境效益，具體計算方式為企業營業收入自然對數與環境稅自然對數的比值。該比值越大，企業家環保精神指數越高。

(4)市場競爭程度由于行業集中度是決定市場結構最基本、最重要的因素，集中體現了市場的競爭程度，因此本研究采用行業集中率(CRn指數)衡量市場競爭程度，具體計算方式為行業內最大的前5家公司的營業收入占全行業營業收入的比例，該比值越小，則市場競爭程度越高。

(5)控制變量本研究還將企業規模、兩職兼任、獨立董事比例等納入到基準回歸模型中，以作為控制變量。

本研究各關鍵變量及其計算方式見表1。

表1 變量定義

3.2 基準模型構建

3.2.1稅收優惠對企業數字化轉型的平均影響效應

本研究構建基準模型(1)檢驗假設1；為了檢驗假設2，在基準模型(1)的基礎上，加入研發費用加計扣除和稅費減免政策的交乘項，構建基準模型(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表示企業；t表示時間；α0、β0均表示常數項；α1、α2、αi、β1～β3、βi均表示系數；Control表示控制變量；ε表示殘差項。

3.2.2稅收優惠對企業數字化轉型的非線性影響

本研究利用面板門限模型，進一步探索研發費用加計扣除和稅費減免強度對企業數字化轉型的非線性效應，并構建如下基準模型：

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均表示系數；I(·)為指示函數，當括號中的條件滿足時，I值為1，否則為0，由于基準模型(3)和模型(4)分別檢驗研發費用加計扣除和稅費減免對數字化轉型的門限效應，因此括號中的門限變量即為核心解釋變量本身；ω為門限值，盡管基準模型是單門限回歸模型的情形，但ω的個數實際上并不確定。在正式的門限回歸分析之前，本研究首先對模型進行1 000次的自助抽樣(Bootstrap)，若單門限效應存在，就進行雙門限效應檢驗，同時對單門限效應回檢，以此類推到三重門限效應檢驗，之后進行似然比(LR)檢驗，根據門限值的置信區間，判定門限值的真實性，最終根據檢驗結果設定門限回歸模型的具體形式。

3.2.3企業家精神和市場競爭對不同類型稅收優惠政策效果的影響

本研究構建如下基準門限模型，以實證檢驗假設3和假設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均表示系數；σ為門限變量，根據門限效應模型基本構建思路，門限變量既可以是核心解釋變量，也可以是其他門限變量，基準模型(5)和模型(6)重點考察企業家精神和市場競爭影響下的稅收優惠政策效應，因此σ實際包含了異質性企業家精神和市場競爭程度。

3.3 樣本選取與數據來源

本研究聚焦資源型上市企業，參考現有文獻，將傳統資源型企業定義為開發與加工能源與礦產資源為主業，且依賴資源的獨占獲取形成競爭優勢的企業[23]，一般而言，這類企業對資源環境具有較強的負外部性?；谖覈C監會2012年的行業分類標準，資源型企業主要包括采礦業(煤炭開采和洗選業、石油和天然氣開采業、黑金屬礦采選業、有色金屬礦采選業、非金屬礦采選業)和資源加工業(石油加工及煉焦業、非金屬礦物制品業、黑金屬冶煉和壓延加工業、有色金屬冶煉和壓延加工業、金屬制品業等)兩大類型。剔除觀測期內出現ST、*ST及缺失核心變量觀測數據的樣本后，剩余202家樣本企業，本研究時間跨度為2013～2019年，總共1 414個觀測值。

本研究中，研發費用加計扣除、稅費返還、數字無形資產等變量的觀測數據來源于企業年度報告，專利數據來源于國家知識產權局官網，其余公司治理、企業特征、財務數據等觀測數據均來源于國泰安數據庫(CSMAR)和銳思數據庫(RESSET)。

4 主效應回歸結果分析

4.1 關鍵變量描述性統計

關鍵變量的描述性統計結果見表2。由表2可知，企業數字化轉型程度的均值為6.831，最小值和最大值分別為0、20.437，標準差為6.934，這表明在傳統資源型企業中，數字化轉型程度差異仍然較大。

表2 關鍵變量的描述性統計(N=1 414)

4.2 不同類型稅收優惠對資源型企業數字化轉型的影響效應

稅收優惠對企業數字化轉型平均影響的檢驗結果見表3。由表3列(1)可知，KC的系數估計結果為0.081，達到了1%的顯著性水平。這表明總體而言，研發費用加計扣除顯著正向影響企業數字化轉型。列(2)揭示了稅費減免的政策效應，TA的系數估計結果也在1%的水平上顯著為正，系數估計值為3.209。這表明稅費減免同樣對企業數字化轉型產生顯著的正向促進效應。當研發費用加計扣除與稅費減免配合實施時，列(3)結果顯示，KC和TA的系數估計數值都有所下降。這初步表明當研發費用加計扣除和稅費減免政策配合實施時，可能并沒有產生政策組合效果。本研究進一步加入兩種政策的交乘項做回歸分析，并進行連續變量的去中心化處理。列(4)的結果顯示，交乘項系數并未達到顯著性水平。這證明了研發費用加計扣除和稅費減免的政策組合效果并不明顯?？偨Y表3的回歸結果，就平均影響效應而言，研發費用加計扣除和稅費減免均能有效促進企業數字化轉型，但是兩種稅收優惠政策的組合卻沒有發揮理論預期的協同效應。也即假設1得到驗證，但是假設2并不成立。

表3 稅收優惠對企業數字化轉型的平均影響(N=1 414)

4.3 內生性問題和穩健性檢驗

本研究的內生性問題和穩健性檢驗如下。

(1)利用工具變量法緩解因果反向的內生性問題。由于效益或價值更好的企業可能更容易獲得政府的稅收優惠支持，因此稅收優惠和企業數字化轉型之間潛在的因果反向會導致有偏估計。鑒于此，本研究采用工具變量法緩解潛在的內生性問題。大量文獻表明，政治關聯作為企業無形資源，有利于為企業帶來財政補貼、稅收優惠等外部資源，甚至緩解企業所面臨的外部環境不確定性[24～26]。換言之，企業若與地方政府具備緊密聯系，則更容易獲得研發費用加計扣除和稅費減免等政府支持，因此本研究以企業是否具備政治關聯背景(PL)作為稅收優惠政策的工具變量之一，參考FAN等[27]的研究，認為國有企業、高管(董事長和總經理)曾任和現任政府官員、人大代表、政協委員的民營企業具備政治關聯背景，PL賦值為1，而其余的民營企業則不具備政治關聯，PL賦值為0。在模型中，采用PL的滯后一期；TM為時間變量。此外，本研究還將研發費用加計扣除和稅收減免的滯后一期作為其本身的第二個工具變量，并采用兩階段最小二乘法進行系數估計(見表4)。表4中，列(1)、列(2)的結果表明，KC的估計系數在1%的水平上顯著為正，TA的估計系數在5%的水平上顯著為正。此外，第一階段回歸的F統計量分別為402.88、557.32，而HansenJ統計量的p值分別為0.300、0.378，這表明工具變量滿足相關性和外生性的假設條件，保證了估計系數的一致性。因此，在緩解了潛在的因果反向內生性問題后，研發費用加計扣除和稅費減免同樣對企業數字化轉型產生顯著的正向促進效應。假設1再次得以驗證。

表4 穩健性檢驗結果分析

(2)利用雙重差分傾向得分匹配模型(PSM-DID)，評估研發費用加計扣除政策對企業數字化轉型的影響。利用PSM-DID模型對《財政部國家稅務總局科技部關于完善研究開發費用稅前加計扣除政策的通知》(財稅〔2015〕119號)，即擴大研發費用加計扣除激勵對象范圍的政策效果予以評估。在2016年政策正式實施之前，只有特定行業可以享受研發費用加計扣除政策的激勵，而在政策實施之后，除了“負面清單”中列示的6個行業之外，所有的企業都可以享受稅收優惠。據此，若企業在2016年前未享受研發費用加計扣除政策的激勵，而在2016年及之后受到政策激勵，則企業屬于實驗組樣本，KC賦值為1，否則企業屬于對照組樣本，KC賦值為0；若處于2016年之前，時間變量(TM)賦值為0，否則賦值為1。本研究構建基準DID模型進行回歸分析：

DTi,t=φ0+φ1KCi,t+φ2TMi,t+

φ3KCi,t×TMi,t+φiControli,t+εi,t，

(7)

式中，φ0表示常數項；φ1～φ3、φi均表示系數。

在回歸分析之前，采用PSM對實驗組和對照組樣本進行有效匹配。由表4中列(3)回歸結果表明，交乘項KC×TM(DID)的系數估計值為2.943，達到了1%的顯著性水平，這表明企業受到研發費用加計扣除政策的激勵可以顯著提升其數字化轉型程度。

(3)替換企業數字化轉型的衡量方式。本研究采用數字化無形資產占總無形資產的比例衡量企業數字化轉型程度，重新檢驗研發費用加計扣除和稅費減免對數字化轉型的平均影響效應，表4中，列(4)和列(5)的結果表明，KC和TA的系數估計結果分別為0.002、0.081，均達到了10%的顯著性水平，再次驗證了兩種稅收優惠政策對數字化轉型的促進效應。

5 稅收優惠政策促進企業數字化轉型的條件機制檢驗

本研究主要從優惠強度、企業家精神指數和市場競爭程度，這3個視角考察研發費用加計扣除和稅費減免政策促進企業數字化轉型的條件機制。

5.1 扣除強度、減免強度的門限效應檢驗

在正式的門限回歸分析之前，必須進行門限效應顯著性和門限值真實性檢驗，以此為依據建立具體的門限回歸模型。門限效應顯著性檢驗結果見表5。由表5可知，單門限效應的F統計值為3.502，達到了10%的顯著性水平，而雙重門限效應的F統計值為6.866，達到了1%的顯著性水平。門限值真實性檢驗結果見表6。由表6可知，第一門限值和第二門限值的置信區間都在可以接受的范圍之內。因此，本研究建立雙重門限效應模型，以考察研發費用加計扣除強度對企業數字化轉型的門限效應(見表7)。由表7列(1)可知，當研發費用加計扣除強度小于等于18.054，或者大于18.835時，研發費用加計扣除的政策效應不顯著；而當扣除強度處于(18.054，18.835]區間時，研發費用加計扣除對企業數字化轉型產生明顯的促進效應。

表5 門限效應顯著性檢驗結果(N=1 414)

表6 門限值真實性檢驗結果(N=1 414)

表7 稅收優惠政策強度對企業數字化轉型的門限效應結果(N=1 414)

根據門限效應的顯著性檢驗和門限值真實性檢驗結果，本研究建立雙重門限效應模型，以檢驗稅費減免強度對數字化轉型的影響。根據表7列(2)的回歸結果，只有當稅費減免強度小于等于0.118時，稅費減免才能顯著正向影響數字化轉型；而當減免強度超過0.118時，稅費減免要么抑制企業數字化轉型，要么政策效果并不顯著。這表明稅費減免強度不宜過高，否則反而會抑制數字化轉型。

5.2 異質性企業家精神對稅收優惠促進企業數字化轉型的門限影響

在探索門限效應之前，本研究也考察了異質性企業家精神對數字化轉型的直接影響，回歸結果表明，企業家創新精神(IS)和企業家社會責任精神(SS)的系數估計值分別為0.193、0.952，分別在5%、1%的水平上顯著為正，這表明就平均效應而言，企業家創新精神和社會責任精神指數越高，就越有利于企業數字化轉型。但企業家環保精神的估計系數并未達到顯著性水平。

在明晰了企業家精神對企業數字化轉型的直接影響效應后，本研究經過門限效應顯著性和門限值真實性檢驗步驟，進一步構建門限回歸模型，以探索異質性企業家精神對稅收優惠政策效果的影響。首先，構建單門限回歸模型，以檢驗企業家創新精神對稅收優惠政策促進數字化轉型的影響(分別見表8、表9)。由表8列(1)、表9列(1)的回歸結果可知，當企業家創新精神指數(IS)超過閾值5.600時，研發費用加計扣除和稅費減免都會對數字化轉型產生正向影響。其次，本研究建立雙重門限模型，以探索企業家社會責任精神對稅收優惠促進數字化轉型的影響。表8列(2)的回歸結果表明，企業家社會責任精神只有超過閾值3.481時，研發費用加計扣除才會對企業數字化轉型產生明顯的正向影響；否則要么政策效果不明顯，要么甚至負向影響數字化轉型。由表9列(2)可知，對于稅費減免的政策效應而言，企業家社會責任精神也需達到1.603的閾值才能發揮有效性，并且處于適度區間(1.603,1.774]時，稅費減免對企業數字化轉型的促進作用更顯著。最后，建立單門限回歸模型，以檢驗企業家環保精神的影響效應，根據表8列(3)的回歸結果，當企業家環保精神小于等于閾值1.215時，KC的系數估計結果在5%的水平上顯著為負；而當超過1.215的閾值時，研發費用加計扣除政策效果并不明顯。對于稅費減免政策效果而言(表9列(3))，當企業家環保精神小于等于閾值1.503時，TA的系數估計結果在5%的水平上顯著為負；當超過1.503的閾值時，政策效果不明顯。綜上分析，假設3得到驗證。

表8 異質性企業家精神對研發費用加計扣除政策的門限效應回歸結果(N=1 414)

表9 異質性企業家精神對稅費減免政策的門限效應回歸結果(N=1 414)

綜合異質性企業家精神對稅收優惠促進企業數字化轉型的影響，不難發現，企業家創新精神和社會責任精神在企業數字化轉型過程中至關重要，不僅直接正向影響企業數字化轉型，而且只有當創新精神和社會責任精神指數超過一定的閾值時，研發費用加計扣除和稅費減免政策才能顯著促進企業數字化轉型。此外，企業家環保精神也不能忽略，若其指數過低，會明顯抑制兩種稅收優惠政策的有效性。

5.3 市場競爭程度對稅收優惠促進企業數字化轉型的門限影響

經過門限效應顯著性和門限值真實性檢驗之后，本研究構建雙重門限模型，以檢驗市場競爭程度對稅收優惠政策促進數字化轉型的影響(見表10)。由表10可知，若行業集中度指數過高，即市場競爭程度較低時，無論是研發費用加計扣除還是稅費減免，對企業數字化轉型都會呈現出抑制效應。據此，假設4未得到驗證，但明晰了市場只有保持適當、有序的競爭，才更有利于企業數字化轉型實踐，否則會直接削弱甚至完全改變稅收優惠政策的有效性。

表10 市場競爭程度對稅收優惠政策效果的門限效應回歸結果(N=1 414)

6 結語

本研究利用中國資源型上市公司2013～2019年的觀測數據，實證檢驗研發費用加計扣除和稅費減免政策對企業數字化轉型的影響效應和條件機制。研究發現：①研發費用加計扣除和稅費減免政策都可以有效促進企業數字化轉型，但促進效果受到稅收優惠激勵強度的影響，扣除和減免強度要處于適度水平，不宜過高，才能促進企業數字化轉型；然而，兩種稅收優惠政策工具的組合卻并沒有發揮理論預期的協同效應。②企業家創新精神和社會責任精神不僅直接正向影響企業數字化轉型，同時也是兩種稅收優惠政策促進數字化轉型的必要條件；此外，當企業家環保精神指數較低時，會抑制兩種稅收優惠政策對企業數字化轉型的促進作用。③市場競爭程度較低時，會顯著削弱研發費用加計扣除和稅費減免對企業數字化轉型的促進效應。

根據上述實證結果，本研究提出以下合理化建議：①精準設計稅收優惠政策是有為政府支持企業數字化轉型的重要內容；此外，審慎采用兩種稅收優惠政策的組合策略，避免政策激勵強度過大引致的資源浪費。②適度有序的市場競爭才有利于稅收優惠政策對數字化轉型的促進效果，因此要營造良好的市場環境，并且激發企業的競爭活力，加大知識產權保護。③資源型企業應致力于塑造良好的數字化轉型生態，發揮有志企業家對數字化轉型的促進作用。應當著重培育優秀的企業家創新精神和社會責任精神，但同時也不能忽略企業家環保精神。

本研究的不足與展望：由于數字化轉型是一項系統工程，本研究無法明晰數字化轉型所有有效的動力因素，因此，后續研究可以深度關注以下主題：①除稅收優惠政策之外的其他政府支持政策、企業動態能力、企業社會網絡對數字化轉型的協同促進效應；②數字化轉型的價值創造效應，例如，企業數字化轉型實踐是否可以實現企業經濟利潤、社會價值、環境效益的協同發展等問題。