Tabla I - Encuentro de Economía Aplicada

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Tabla I - Encuentro de Economía Aplicada
Incentivos fiscales, inversión en actividades de I+D y estructura de costes. Un análisis por
tamaño para una muestra de empresas manufactureras españolas, 1991-1999.
MARÍA ÁNGELES MARRA DOMÍNGUEZ
Universidad de Vigo
Facultad de CC. Económicas y Empresariales, 36200 Vigo (Pontevedra)
Teléfono 986 812534; Fax 986 812401; E-mail [email protected]
Resumen
El objetivo del presente trabajo consiste en evaluar los efectos que los incentivos fiscales a la
inversión en actividades de I+D tienen sobre la estructura de costes y sobre la demanda de capital
de I+D privado, utilizando una muestra de empresas manufactureras españolas clasificada por
tamaño, procedente de la Encuesta sobre Estrategias Empresariales (ESEE) durante el periodo
1991-1999. Los resultados del estudio muestran que los incentivos fiscales a la I+D, amortización
inmediata fiscalmente permitida y crédito fiscal a la I+D, son un instrumento eficaz para estimular
la demanda de inversión en actividades de I+D empresarial, observándose que, en términos medios,
estos mecanismos contribuyen en mayor medida a estimular la demanda de capital de I+D privado
en las Grandes Empresas que en las PYMES.
Palabras claves: Actividades de I+D, Incentivos fiscales a la inversión en I+D, Coste del capital de
I+D privado, Función de costes Cobb-Douglas.
Clasificación J.E.L.: H20, H25, O30, O32.
Abstract
This paper evaluates the effects that R&D tax incentives have on cost structure and in stimulating
privately funded R&D using a panel of Spanish manufacturing firms recorded in the database
Survey on Companies´ Strategies (Encuesta sobre Estrategias Empresariales) during the period
1991-1999. The results of the study show that the immediate deductibility provision of R&D
expenditures and R&D tax credit are an effective instrument in stimulating privately financed R&D
investment, suggesting that those mechanisms are more ineffective when dealing with small and
medium-sized enterprises.
Keyswords: R&D activities, R&D tax incentives, User cost of R&D capital, Cobb-Douglas cost
function.
J.E.L. Clasification: H20, H25, O30, O32.
1
1. Introducción
Los incentivos fiscales a la inversión en actividades de I+D se han convertido en uno de los
instrumentos clásicos utilizados por los gobiernos nacionales para apoyar y estimular la realización
de actividades de I+D en el seno de las empresas, habida cuenta de la importancia que estas
actividades tienen para incrementar la productividad y competitividad empresarial, contribuyendo a
consolidar un crecimiento sostenido a largo plazo de la economía nacional. Las razones que
tradicionalmente han justificado la intervención económica de la Administración Pública en
actividades de I+D se han establecido sobre la base de la corrección de fallos o distorsiones de
mercado relacionadas con el carácter de bien público del resultado de la I+D, con los costes y
riesgos inherentes a todo proceso de innovación, que hacen que el esfuerzo en I+D realizado por las
empresas no sea óptimo en economías de mercado1.
A nivel internacional, los estudios que se han ocupado de analizar la eficacia de los
incentivos fiscales a la I+D empresarial han sido abundantes, a través de la provisión de diferentes
métodos de análisis desde estudios de experimentación social a partir de la utilización de encuestas
hasta estimaciones econométricas, y para los que la diversidad de resultados obtenidos ha
conducido a una visión escéptica sobre la eficacia de los mismos para estimular el gasto adicional
en actividades de I+D. Sin embargo, recientemente, trabajos realizados para la economía de EE.UU.
por Hall (1993), Hines (1994), Baily y Lawrence (1992) y Mamuneas y Nadiri (1996), entre otros,
han mostrado evidencia de que estos mecanismos son un instrumento efectivo para estimular el
gasto en I+D adicional, con una elasticidad precio de la I+D estimada próxima a la unidad2.
1
Como Arrow (1962) planteó, el resultado de la Investigación y Desarrollo (I+D) es fundamentalmente información y
tiene, por tanto, muchas características de un bien público, esto es, un bien no rival y no excluible por lo que la
utilización por un agente de la información no perjudica que otros agentes hagan igualmente uso de ella. En este
sentido, la existencia de discrepancias entre las tasas de rendimiento social y privado de la I+D, provee una de las
principales justificaciones para que los gobiernos nacionales subsidien las actividades de I+D.
2
Los primeros estudios econométricos realizados para EE.UU en la década de los ochenta cuestionaron la eficacia de
los incentivos fiscales a la I+D al evidenciar un efecto poco significativo de los parámetros fiscales sobre el incremento
adicional del gasto en I+D. Por su parte, estudios que analizan la eficacia de los incentivos fiscales a la I+D en otros
países, excluyendo a EE.UU., como los de Bernstein (1986) y (1998), Shah (1995) y Dagenais et al. (1997) para
2
En referencia a la evidencia empírica disponible para el caso español, no existen estudios
que cuantifiquen el grado de eficacia de los incentivos fiscales a la I+D empresarial, y eso a pesar
de que se cuenta con uno de los incentivos fiscales a la I+D más generosos y antiguos para
estimular dichas actividades3. En este sentido, durante los últimos años la Administración Pública
española ha prestado un creciente interés por la utilización de estos mecanismos, los cuáles han sido
objeto de revisión recientemente mediante la adopción de un conjunto de medidas fiscales que
amplían las posibilidades de deducción por actividades de investigación e innovación tecnológica,
incluidas en la Ley 55/1999 de 29 de diciembre, de Medidas Fiscales, Administrativas y de Orden
Social (BOE del 30/12/1999), asociadas al Anteproyecto de Ley de Presupuestos Generales del
Estado para el año 2000 e incluidas en el Plan Nacional de I+D+I (2000-2003).
Este trabajo se propone evaluar los efectos que los incentivos fiscales a la inversión en
actividades de I+D tienen sobre la estructura de costes y sobre la demanda de inversión en capital
de I+D privado, utilizando una muestra de empresas manufactureras españolas procedente de la
Encuesta sobre Estrategias Empresariales (ESEE) durante el periodo 1991-1999. Para ello, y
haciendo uso de la teoría de la dualidad, se estima un modelo empírico estático a partir de la
especificación de una función de costes correspondiente a una tecnología Cobb-Douglas, que
incorpora como argumentos además del nivel de output de la empresa, los precios efectivos después
de impuestos de los factores productivos privados, esto es, trabajo, inputs intermedios, capital físico
y stock de capital de I+D privado. Los incentivos fiscales a la I+D forman parte del precio efectivo
del capital de I+D privado, incorporado explícitamente en la función de costes a estimar, lo que
permite evaluar cómo estos mecanismos afectan a la estructura de costes y a la demanda de
inversión en capital de I+D privado de la muestra de empresas manufactureras seleccionadas. En
Canadá, Asmussen y Berriot (1993) para Francia, no difieren en gran medida de los resultados obtenidos para EE.UU.
Véase para una revisión de esta literatura el trabajo de Hall y van Reenen (2000).
3
Estudios realizados a nivel internacional que analizan el tratamiento fiscal a la I+D existentes en los países
industrializados ponen de manifiesto que España se encuentra entre los países más generosos al tratamiento fiscal de
3
este sentido, nuestro interés se ha centrado en el estudio de cómo afectan dos tipos de incentivos
fiscales a la inversión en actividades de I+D, amortización inmediata fiscalmente permitida y
crédito fiscal a la I+D, a empresas que efectúan gasto de inversión en actividades de I+D de manera
estable y sistemática. Además, teniendo en cuenta que es posible que existan diferencias por
dimensión empresarial sobre la eficacia de estos mecanismos para estimular el gasto de inversión
adicional en actividades de I+D se ha procedido a realizar una clasificación por tamaño atendiendo
a que el número de trabajadores sea menor o igual a 200 trabajadores (PYMES) o bien superior a
200 trabajadores (Grandes Empresas)4.
La estructura del trabajo es la siguiente. En el epígrafe segundo se especifica el modelo y se
estima utilizando el análisis econométrico de datos de panel, aplicado a una muestra de empresas
manufactureras españolas clasificadas por tamaño empresarial entre Empresas de Pequeña y
Mediana dimensión (PYMES) y Grandes Empresas, durante el periodo 1991-1999. En el epígrafe
tercero se presentan los resultados y se provee evidencia sobre los efectos que la política fiscal a la
I+D tiene sobre la estructura de costes y sobre la demanda de capital de I+D privado para cada una
de las dos submuestras analizadas. Por último, el trabajo concluye subrayando las conclusiones más
destacadas.
2. Especificación del modelo y estimación
I+D, permitiendo no sólo deducciones en base sino también generosas deducciones en cuota o créditos fiscales a la I+D.
Véanse, por ejemplo, los trabajos realizados por OCDE (1996) y (1998), Warda (1996) y Bloom et al. (2002).
4
A priori, la dimensión empresarial puede jugar un papel destacado en la decisión de la empresa para emprender
proyectos de I+D. Desde las primeras aproximaciones al análisis de los determinantes de la actividad innovadora
desarrollado por Schumpeter (1983), se establece que las grandes empresas son proporcionalmente más innovadoras
que las empresas de pequeña dimensión. Varios son los argumentos que se han ofrecido para justificar el efecto positivo
del tamaño de la empresa sobre la actividad innovadora: las empresas de gran tamaño tiene una mayor capacidad
financiera y de autofinanciación para emprender proyectos de I+D; presentan mayores economías de escala en la
tecnología de I+D que se justifican sobre la base de interrelaciones entre investigadores y personal empleado, facilidad
de intercambio de conocimiento científico, mayor división del trabajo, especialización y aprovechamiento de equipo
especiales al proceso de innovación, menor riesgo asociado al proceso de I+D, etc. Véanse, por ejemplo, para un mayor
desarrollo los trabajos de Cohen y Levin (1989) y Scherer y Ross (1990).
4
El modelo teórico que se plantea parte de considerar una función de producción neoclásica
estándar ampliada correspondiente a una tecnología Cobb-Douglas. Esta función de producción
permite obtener un único output utilizando cuatro factores productivos privados, trabajo (L), inputs
intermedios (I), capital físico (K) y stock de capital de I+D privado (C), esto es:
4
y  AL L I  I K  K C  C  A X j j

1
j 1
donde A es un constante que mide la escala de producción, los parámetros  L ,  I ,  K ,  C miden
la respuesta de la cantidad de producción a las variaciones de los factores productivos privados,
respectivamente, trabajo, inputs intermedios, capital físico y stock de capital de I+D privado, y
donde L +I + 
K
+ 
C
= r recoge el término de rendimientos a escala de la función de
producción. Para esta función, la resolución del problema de minimización costes restringido
permite derivar la función de costes a largo plazo correspondiente a dicha tecnología CobbDouglas. Esta función de costes a largo plazo después de impuestos viene dada por la siguiente
expresión:
1
r
L
I
K
CT  y, P    y PL r PK
K
r
C
PC r PI
I
r
2
siendo

L
  r A L  I  K  C

1
C  r
donde y es el nivel de output de la empresa, PL, PI, PK, PC son los precios efectivos después de
impuestos correspondientes a los factores productivos privados, respectivamente, trabajo, inputs
intermedios, capital físico y stock de capital de I+D privado5. En esta función de costes, los
5
La función de costes presenta ciertas propiedades que se derivan directamente de su definición:
 No decreciente en precios de los factores. Si P´  P entonces CT( y, P´)  CT(y, P);
 Homogénea de grado 1 en precios de los inputs, esto es, CT(y, t P) = t CT(y, P) si t> 0;
 Cóncava en precios de los factores, esto es, CT (y, t P + (1-t) P´)  t CT (y, P) + (1-t) CT (y,P´) si 0 t  1;
 Continua en los precios de los factores cuando P 0.
5
incentivos fiscales a la inversión en actividades de I+D forman parte del precio efectivo del capital
de I+D, reduciendo el coste de adquisición de dichos activos, por lo que para estimar cómo estos
afectan a la estructura de costes de las empresas es necesario previamente cuantificar en que medida
los incentivos fiscales a la I+D reducen el coste del capital de I+D privado, incentivando así la
realización de gasto en I+D adicional por parte de las empresas6.
Debido a que la función de costes a estimar 2 resulta ser no lineal, se realiza una
transformación logarítmica que resulte compatible con las técnicas de regresión lineal,
 
 
 
 
ln CT  ln   (1 / r ) ln y   L  ln PL   I  ln PI   K  ln PK   C  ln PC
 r 
 r 
 r 
 r 
3
Asimismo para que dicha función de costes tenga un buen comportamiento es necesario
suponer homogeneidad de grado uno en el precio de los inputs, independientemente de las
economías de escala presentes en el proceso. La homogeneidad de grado uno o lineal en el precio de
los factores se traduce en términos de restricciones sobre los coeficientes7. Si esta restricción se
incorpora en el modelo se obtiene la siguiente ecuación:
 
 
 
ln CT  ln PI  ln   (1 / r ) ln y   L (ln PL  ln PI )   K (ln PK  ln PI )   C ln PC  ln PI 
 r 
 r 
 r 
4
Además, las demandas condicionadas de factores minimizadoras de costes se obtienen aplicando el Lema de Shephard
(1970), según el cuál si C(y, P) es una función de costes diferenciable en (y, P) que determina el mínimo coste total de
producción, entonces la demanda condicionada del factor productivo i, Xi (y, P) con Pi >0 siendo i= 1,.....,M, vendrá
dada por X  CT ( y, P)  0 . Alternativamente, si se diferencia logarítmicamente la función de costes y aplicando el
i
Pi
Lema de Shephard se obtienen las proporciones de los costes totales correspondientes a cada factor productivo, esto es,
X i Pi . Véase para una formulación más elaborada Diewert (1974) y (1982).
 ln CT ( y, P)
s 

i
 ln Pi
CT
6
Para analizar la sensibilidad de la demanda de inversión en un factor productivo con respecto a su propio precio
efectivo se debe tener en cuenta el grado de sustitubilidad entre los factores productivos que, a su vez, está
estrechamente relacionada con la tecnología utilizada en la función de producción. Para el caso de una tecnología CobbDouglas, la elasticidad de sustitución es constante e igual a la unidad, hipótesis que se considera en el planteamiento de
este modelo. A nivel internacional la evidencia disponible es ambigua sobre la existencia de complementariedad o
sustitubilidad. Véase, para una revisión de esta literatura relacionada con la I+D, el trabajo de Shah (1995).
7
A partir de esta restricción se obtiene que  I  1   L   K   C , que sustituyéndola en la función de costes 3
se obtiene la ecuación 4.
r
r
r
r
6
En consecuencia, en la formulación del modelo econométrico se especifica la forma
funcional de una función de costes correspondiente a una tecnología Cobb-Douglas utilizando la
siguiente expresión:
ln CTPI it   i   y ln y it   L ln WLit   K ln WK it   C ln WC it   t t  u it
5
donde i denota empresas y t periodo temporal, en este caso, años, i es un término constante
específico para cada empresa, y= 1 / r , L=L / r , K=K / r , C=C / r , t es el cambio
tecnológico exógeno, siendo lnCTPI = lnCT– lnPI , lnWL = lnPL – lnPI , lnWK = lnPK – lnPI ,
lnWC = lnPC – lnPI y uit el término de perturbación aleatoria.
Para la estimación del modelo se utiliza un panel de empresas manufactureras españolas
procedentes de la Encuesta sobre Estrategias Empresariales (ESEE) realizada por la Fundación
Empresa Pública durante el periodo 1990-1999. Esta muestra es representativa de las empresas
manufactureras españolas, formada por empresas de distintos tamaños: entre 10 y 200 trabajadores
y empresas de más de 200 trabajadores8. El criterio utilizado para la selección de la muestra tiene en
cuenta a todas aquellas empresas que han respondido a la encuesta durante el periodo 1990-1999 y
para las que se dispone de información relevante sobre gasto de inversión en actividades de I+D
durante todo el periodo de estudio. Dicho criterio responde a que una empresa hace uso del
incentivo fiscal cuando, previamente, ésta ha efectuado gasto de inversión en actividades de I+D, de
ahí que el estudio se circunscribe a todas aquellas empresas que realizan actividades de I+D de
forma estable y sistemática durante el periodo 1990-1999. La muestra utilizada es un panel
completo formado por 189 empresas manufactureras españolas observadas durante el periodo 1990-
8
Las unidades encuestadas son las empresas manufactureras que actúan en el ámbito geográfico nacional (divisiones 2,
3 y 4 de la clasificación nacional de actividades económicas de 1974, CNAE-74, excluidas las actividades extractivas) a
partir de 10 o más trabajadores, y todas las variables medidas tienen una referencia temporal anual. Las empresas con
número de trabajadores comprendido entre 10 y 200 trabajadores se seleccionan mediante muestreo estratificado,
proporcional con restricciones, y sistemático con arranque aleatorio, mientras que las empresas de más de 200
trabajadores se requiere su participación exhaustivamente.
7
1999 y clasificadas por tamaño empresarial en dos grupos: Pequeñas y Medianas Empresas con un
número de trabajadores comprendido entre 10 y 200 asalariados (PYMES) y Grandes Empresas con
más de 200 trabajadores9. En el cuadro 1 se presenta la distribución de la muestra de empresas
seleccionada por tamaños, número de trabajadores menor o igual a 200 trabajadores (PYMES) y
mayor de 200 trabajadores (Grandes Empresas), y por sectores de acuerdo con la clasificación
sectorial NACE-CLIO R44 modificada que establece la ESEE10.
(Insertar Cuadro 1)
Una descripción detallada de los datos y la construcción de variables utilizadas para la
estimación del modelo se presenta en el apéndice. La técnica de estimación utilizada es el análisis
econométrico de datos de panel que se aplica a las dos submuestras de empresas seleccionadas
durante el periodo 1991-1999 11. El panel de Pequeñas y Medianas Empresas está formado por 432
observaciones correspondientes a una muestra de 48 empresas observadas a lo largo del periodo
1991-1999, mientras que la submuestra de Grandes Empresas contiene 1269 observaciones de una
muestra de 141 empresas analizadas durante el mismo periodo 1991-1999
12
. En la especificación
general del modelo econométrico de datos de panel, tanto para la submuestra de PYMES como de
9
Si partimos de las 2188 empresas existentes en la muestra en el año 1990, se eliminan 1207 empresas, las cuáles no
están presentes en la muestra durante el periodo 1990-1999. Este filtro da lugar a una muestra formada por 981
empresas presentes en la muestra durante dicho periodo de estudio. A continuación, la introducción del filtro gasto en
I+D elimina 792 empresas que no realizan gasto en I+D de forma estable y sistemática durante los diez años
considerados, lo que determina la muestra finalmente analizada de 189 empresas. El número elevado de empresas que
se eliminan mediante dicho filtro pone en evidencia que las empresas manufactureras españolas no invierten de forma
sistemática y estable en actividades de I+D. Así de las 981 empresas presentes en la muestra durante el periodo 19901999, se selecciona una muestra de 189 empresas, esto es aproximadamente un 19,2%, que se corresponde con
empresas que invierten en actividades de I+D de forma estable y sistemática durante el periodo de estudio.
10
Para esta muestra de empresas se observa una distribución heterogénea en la proporción de empresas que realizan
actividades de I+D de forma estable y sistemática por tamaños y sectores. Así se evidencia que son las Grandes
Empresas, con un número de trabajadores superior a 200, las que presentan el mayor porcentaje de empresas
innovadoras, superior al 71,96% para el periodo 1990-1999, mientras que las empresas con un número de trabajadores
menor o igual a 200, dicho porcentaje se sitúa entre el 21,16% y el 28,04% durante dicho periodo 1990-1999. Por su
parte, son los sectores de productos químicos, material y accesorios eléctricos, vehículos automóviles y motores y
maquinarias agrícolas e industriales, los que registran un mayor porcentaje de empresas innovadoras durante el periodo
analizado.
11
El periodo de estudio considerado en la estimación del modelo empírico es 1991-1999, debido a que algunas de las
variables considerada en el estudio no están disponibles para el año 1990, por lo que no se ha utilizado este año en la
estimación, aunque si se ha utilizado, siempre que fuese posible, para la construcción de las variables.
8
Grandes Empresas, se considera la existencia de un término constante específico para cada empresa
y constante a lo largo del tiempo. La estimación de los parámetros se realiza por el estimador intragrupos, o también denominado “modelo de efectos fijos”, para el que los i son tratados como un
conjunto de coeficientes a estimar junto con los  en el modelo13. Los resultados obtenidos de la
estimación del modelo de efectos fijos para la muestra de Pequeñas y Medianas Empresas
(PYMES) y para la muestra de Grandes Empresas se presentan en los dos siguientes cuadros,
cuadro 2 y cuadro 3 respectivamente14:
(Insertar Cuadro 2)
(Insertar Cuadro 3)
Para el modelo estimado el coeficiente de determinación R2 obtenido, tanto para la muestra
de PYMES como de Grandes Empresas, indican que la bondad del ajuste es significativamente alta.
Los errores estándar de los coeficientes de las variables explicativas son pequeños, lo que muestra
evidencia de que esos coeficientes de regresión correspondientes a las variables lny, lnWL, lnWK,
lnWC son significativos. Además el contraste de significación conjunta de las dummies de empresa
12
Debido a que algunas empresas varían el tamaño en el periodo analizado, se ha considerado para particionar la
muestra entre Pequeñas y Medianas Empresas (PYMES) y Grandes Empresas la distribución existente en el año 1995.
13
El contrate de significatividad de los efectos de empresa se realiza mediante un contraste F de Snedecor. El ratio F
utilizado en el contraste toma el valor F(47, 380) = 6.247 y F(140, 1123) = 21.672 respectivamente para Pequeñas y
Medianas Empresas (PYMES) y Grandes Empresas, valores que son claramente superiores al valor crítico al 5% y al
1% por lo que la hipótesis de que los efectos de las empresas son iguales se rechaza, eligiéndose el modelo con efectos
fijos de empresa distintos incorporados en el término independiente para cada una de las submuestras analizadas. Por su
parte, el contraste de Hausman permite escoger entre el modelo de efectos fijos y el modelo de efectos aleatorios,
indicando si los efectos fijos están o no correlacionados con las variables observables del lado derecho de la ecuación.
En la estimación del modelo para PYMES y Grandes Empresas se obtiene un valor para el contraste de Hausman de
(2(4) = 27.05) y (2(4) =48,02 ) respectivamente, superiores a los valores críticos al 5% de la distribución chicuadrado con cuatro grados de libertad, por lo que el modelo elegido es el de efectos fijos.
14
Los errores estándar obtenidos en la estimación del modelo de efectos fijos para PYMES y Grandes Empresas son
ajustados para heterocedasticidad y correlación de sección cruzada (panel corrected standar errors). El método de
estimación utilizado es descrito en Beck y Katz (1995) y Greene (2000). Notar que basándonos en los resultados
obtenidos en la estimación del modelo de efectos fijos para PYMES y Grandes Empresas, el estadístico del
multiplicador de Lagrange para heterocedasticidad de sección cruzada toma el valor de LM=2991.6 y LM= 5545.8
respectivamente para el caso de PYMES y Grandes Empresas, mientras que el contraste del multiplicador de Lagrange
desarrollado por Breusch y Pagan (1980) para matriz de covarianzas diagonal alcanza el valor de LM = 1670.4 y LM =
15306, respectivamente para PYMES y Grandes Empresas, indicando que son, en ambos casos, altamente
significativos. Además las estimaciones del modelo de efectos fijos para la muestra de Grandes Empresas se obtienen
tras haber corregido por un proceso AR(1) e imponiendo el mismo coeficiente autorregresivo para todas las unidades
cross-section.
9
corrobora el modelo planteado, lo que evidencia la existencia de diferencias interempresa en
tecnología15.
3. Resultados de la estimación
Los resultados de la estimación realizada permiten distinguir comportamientos diferenciados
por dimensión empresarial en la explicación de la estructura de costes de las empresas
manufactureras españolas seleccionadas. Mientras que para las PYMES dos de los coeficientes más
significativos y relevantes para explicar la estructura de costes son los correspondientes al nivel de
output real y al precio efectivo del capital de I+D privado, para la muestra de Grandes Empresas se
obtiene que los parámetros estimados correspondientes al precio efectivo del capital físico y al nivel
de output real son los más significativos, obteniéndose valores superiores a los del resto de variables
explicativas. Para el modelo especificado las economías de escala vienen dadas por r = 1/y ,
observándose que toman los valores de r = 1.31698 y r =1.6964 respectivamente para PYMES y
Grandes Empresas, lo que sugiere la existencia de rendimientos crecientes a escala en ambas
submuestras, siendo la magnitud de las economías de escala mayor para la muestra de Grandes
Empresas que para las PYMES. Para esta función de costes estimada correspondiente a una
tecnología Cobb-Douglas, los rendimientos a escala no pueden variar con el nivel de output por lo
que la curva de coste medio es continuamente decreciente, lo cuál implica la existencia de
economías de escala en todos los niveles de producción, siendo éstas de mayor magnitud en las
empresas de grandes dimensiones con un número de trabajadores superior a los 200 asalariados.
Si se diferencia logarítmicamente la función de costes con respecto al precio efectivo de los
factores productivos y aplicando el Lema de Shephard (1970) se obtienen las participaciones en el
coste asignada a cada uno de los factores productivos. Para el caso del factor productivo capital de
15
Estos coeficientes no son reportados por limitaciones de espacio, aunque están a disposición de los lectores previa
petición de los mismos. Destacar que el valor obtenido en el estadístico F permite rechazar la hipótesis nula de no
10
I+D privado, la participación en el coste total asignada a este factor productivo vendrá dado por la
expresión  C 
PC
 ln CTPI
 C , que para la submuestra de PYMES y Grandes Empresa toma
 ln WC
CT
el valor de C =0.38928 y C =0.20536 respectivamente, siendo C el parámetro estimado que mide
la elasticidad coste con respecto a un cambio en el precio efectivo del capital de I+D privado. A
continuación, se ha calculado la sensibilidad de la demanda de inversión en capital de I+D privado
con respecto a un cambio en su propio precio efectivo obteniéndose un valor de
 PC 
 ln C
 ln C
 0.6107 y  P C 
 0.7946 respectivamente para la submuestra de
 ln PC
 ln PC
PYMES y Grandes Empresas, lo que apunta a que la demanda de capital de I+D privado de las
Grandes Empresas es más sensible a cambios en su propio precio efectivo que para el caso de las
Pequeñas y Medianas Empresas. Los valores de la elasticidad precio del capital de I+D privado
reportadas en este estudio son sensiblemente bajas si las comparamos con los resultados de trabajos
econométricos realizados durante la década de los noventa para los países más industrializados, en
especial para Estados Unidos, para los que se obtiene una elasticidad de la demanda de capital de
I+D privado con respecto a su propio precio efectivo próxima a la unidad16. No obstante, las
estimaciones obtenidas en este trabajo sugieren un efecto positivo y significativo, si bien se constata
que la magnitud de la elasticidad precio efectivo de la demanda de capital de I+D privado de las
Grandes Empresas es sensiblemente superior al obtenido para la muestra de PYMES.
3.1 Los efectos de los incentivos fiscales a las actividades de I+D sobre la estructura de costes y
sobre la demanda de capital de I+D privado.
significatividad conjunta de los regresores en el modelo.
16
Estudios realizados para EE.UU. durante la década de los noventa por Hines (1991) y (1993), Hall (1993), Baily y
Lawrence (1992) y Mamuneas y Nadiri (1996), entre otros, sugieren que son un instrumento efectivo, al obtener una
elasticidad precio de la I+D estimada próxima a la unidad. Véase Hall y van Reenen (2000) para un resumen de los
principales trabajos realizados sobre esta literatura.
11
Uno de los instrumentos tradicionalmente utilizados por la Administración Pública española
para apoyar el proceso de innovación tecnológica empresarial son los incentivos de carácter fiscal a
las actividades de I+D establecidos en la Ley del Impuesto de Sociedades español17. Los incentivos
fiscales a la inversión en actividades de I+D tienen como objetivo reducir el precio efectivo de los
activos de I+D, incentivando así el incremento adicional en el gasto de inversión en dichas
actividades. Para evaluar los efectos de la política fiscal a la I+D sobre la estructura de costes de las
empresas y sobre la demanda de stock de capital de I+D privado para cada una de las dos
submuestras de empresas analizadas, se debe tener en cuenta no sólo las elasticidades anteriormente
calculadas a partir del modelo estimado para PYMES y Grandes Empresas, sino que también se
debe desarrollar una estimación de la elasticidad del coste del capital de I+D privado con respecto al
incentivo fiscal - amortización inmediata fiscalmente permitida y crédito fiscal a la inversión en
actividades de I+D - en la medida en que éstos afectan a la estructura de costes y a la demanda de
capital de I+D privado a través del precio efectivo del capital de I+D del que forman parte.
En este trabajo se construye una variable coste del capital de I+D privado para cada una de
las 189 empresas estudiadas, diferenciando entre Pequeñas y Medianas Empresas y Grandes
Empresas durante el periodo 1990-1999. Siguiendo a Hall y Jorgenson (1967), el coste de uso del
capital antes de impuestos viene definido por la igualdad entre el coste de adquisición después de
impuestos y el valor presente de las rentas futuras esperadas. De acuerdo con esta formulación, la
expresión del precio efectivo del capital de I+D privado después de impuestos vendrá dado por la
siguiente expresión:
PC  pC d t   C   t 1  u t   
6
siendo dt el tipo nominal de descuento de la empresa, t la tasa de inflación, C la tasa de
depreciación económica constante de los activos de I+D, u valor actual de la deducción de la base
17
Para un tratamiento de los incentivos fiscales a la inversión en actividades de I+D en el Impuesto de Sociedades
12
del impuesto sobre beneficios debida a la libertad de amortización por inversiones en actividades de
I+D y  el ahorro efectivo por crédito fiscal a la inversión en actividades de I+D.
En el calculo del coste del capital de I+D privado intervienen tres factores: un factor de
descuento, un factor impositivo y un índice de precios específico de los activos de I+D18. El factor
de descuento está formado, a su vez, por tres elementos: el tipo de descuento (dt), la tasa de
inflación (t) y la tasa de depreciación económica de los activos de I+D que se considera constante
e igual a C = 0,15 19. El tipo nominal de descuento depende de la forma en que la empresa financie
su inversión marginal20. En esta investigación se supone que la empresa acude al endeudamiento
como fuente de financiación marginal, por lo que el tipo de descuento coincide con el tipo de interés
nominal, siendo el tipo de interés real rt = it -t
21
. Debido a que para la financiación con deuda los
pagos nominales de intereses son deducibles en el Impuesto de Sociedades español, el tipo de
descuento se calcula dt= it (1-ut), siendo ut el tipo de gravamen general del Impuesto de Sociedades.
español puede consultarse el trabajo de Gago (1992). Véase, también, sobre estas cuestiones los trabajos de Usategui
(1989) y López y Romero (2001).
18
El calculo de este índice de precios específico se presenta en el apéndice, al hacer referencia a la construcción de la
variable stock de capital de I+D privado.
19
Los primeros estudios en esta línea para Estados Unidos, han utilizado como tasa de depreciación el 0,25 siguiendo el
trabajo de Pakes y Schankerman (1984). Sin embargo, estudios más recientes consideran una tasa de depreciación
comprendida entre 10% y 15%. Véanse Bernstein y Nadiri (1990), Nadiri y Prucha (1997) y Mamuneas y Nadiri
(1996). En concreto, el trabajo de Nadiri y Prucha (1997) estima que la tasa de depreciación del capital de I+D para una
muestra de empresas manufactureras de Estados Unidos, toma el valor de 0,12, mientras que la del capital físico se sitúa
en el 0,059. Para España, no existen trabajos que estimen esta tasa de depreciación, por lo que se ha considerado que
ésta se sitúa en el 15%, en la línea de algunos de los trabajos realizados para España que asumen dicho valor, aunque
los resultados obtenidos muestran escasa sensibilidad a la tasa elegida. Véase, por ejemplo, Beneito (1997) y López y
Sanau (1999).
20
Las fuentes principales de financiación utilizadas por la empresa pueden ser de tres tipos: financiación con deuda,
financiación con acciones y financiación con reservas. Para la financiación con deuda, el tipo de descuento se calcula
como d = i(1-u) debido a que los pagos nominales de intereses se consideran gasto deducible en el Impuesto de
Sociedades. Si la financiación se realiza a través de la emisión de nuevas acciones, el valor de d viene dado por d = i /
siendo  el parámetro que se utiliza para la corrección de la doble imposición de dividendos. Por último en el caso de
que la inversión se financie con beneficios no distribuidos, el tipo de descuento se obtiene de acuerdo con la siguiente
expresión, d  i 1  m  siendo m el tipo marginal en el IRPF y k el tipo de gravamen aplicable a las ganancias de
1  k 
capital en el IRPF.
21
Se ha utilizado el tipo de interés nominal de las Letras del Tesoro a un año por tratarse de un activo libre de riesgo,
por lo que no ha sido necesario incluir en su determinación la correspondiente prima por el riesgo. Los tipos de interés
nominal de las Letras del Tesoro a un año para el periodo 1990-1999 son: 14,1%; 12,4%; 12,4%; 10,5%; 8,1%; 9,7%;
7,2%; 5,0%;3,7% y 3,2% respectivamente. Asimismo, los datos de la tasa de inflación se obtienen del Informe anual del
13
Por su parte, el factor impositivo incorporado en la expresión del coste del capital de I+D
privado recoge la incidencia que sobre este coste tienen la existencia de incentivos fiscales a la
realización de actividades de I+D a efectos del Impuesto sobre Sociedades español. Los estímulos
fiscales a la inversión en I+D que se consideran tienen en cuenta el tipo de gravamen del Impuesto
de Sociedades (u), la deducción en cuota de un porcentaje para incentivar la realización de
actividades de I+D ( ) y el valor presente de la deducción de la base del impuesto sobre
beneficios debida a la libertad de amortización de las inversiones en I+D, (u). El valor actualizado
del ahorro fiscal por amortizaciones practicadas en inversiones en I+D (u), depende del tipo
impositivo (u) y del valor de  que consideraremos que tomará el valor de 1 en el caso de que la
empresa realice una amortización inmediata de la totalidad de las inversiones realizadas en I+D,
para lo que se considera que la empresa ha activado contablemente la totalidad de los gastos de I+D
realizados en ese ejercicio22. Por su parte, el ahorro por crédito fiscal a la inversión en actividades
de I+D () dependerá del valor de  y de . La base de deducción, , está constituida por el
importe del gasto en I+D efectuado durante el periodo impositivo menos el 65% de las
subvenciones obtenidas para el fomento de dicha actividad y que se computan como ingreso en el
mismo periodo impositivo23. Los porcentajes de deducción permitidos, , han variado a lo largo del
Banco de España que para el periodo 1990-1999 toman los valores: 6,7%; 5,9%; 5,9%; 4,6%; 4,7%; 4,7%; 3,6%; 1,9%;
1,8%; 2,0%, respectivamente para dicho periodo 1990-1999.
22
La Ley del Impuesto sobre Sociedades español permite aplicar libertad de amortización por inversiones en
actividades de I+D, pudiendo la empresa optar, por lo tanto, por amortizar el bien en su totalidad durante el primer año.
En este trabajo se supone que las inversiones que las empresas realizan en actividades de I+D se deducen íntegramente
en el mismo ejercicio en que se realizan, por lo que el valor actual del ahorro fiscal por amortizaciones coincide con el
tipo de gravamen del Impuesto de Sociedades.
23
La ESEE provee información sobre la financiación pública recibida por las empresas para la realización de
actividades de I+D en cada año, que proviene principalmente de tres organismos: Administración Central, Comunidades
Autónomas y a nivel comunitario, básicamente a través del Programa Marco de I+D. Para la muestra de empresas
seleccionada en este estudio, se observa que es reducido el número de empresas que se ha beneficiado del apoyo
público directo en la forma de subvenciones siendo, además, las empresas de mayor tamaño (más de 200 trabajadores)
las que acaparan ese mayor porcentaje de subvenciones públicas recibidas, comprendido entre un 26,46% y un 33,86%
durante el periodo 1990-1999, no superando para las empresas de pequeño tamaño (número inferior o igual a 200
trabajadores) el 7,41% en dicho periodo.
14
periodo analizado 1990-1999. El cuadro 4 recoge estos porcentajes de deducción en la cuota integra
por la realización de actividades de I+D vigentes desde 1990 hasta 1999.
(Insertar Cuadro 4)
Estos porcentajes de deducción varían atendiendo a la distinción entre gastos en activos fijos
y gastos en intangibles, y según sea el valor de los gastos en el periodo en comparación con el valor
medio de los gastos en I+D efectuados en los dos años anteriores24. Debido a que la información
que procede de la ESEE relativa a los gastos en I+D no distingue entre activos fijos y gastos en
intangibles, en esta investigación se establece el supuesto de que el 85% de los gastos en I+D que
vienen recogidos en la ESEE son gastos en intangibles, correspondiéndose el 15% restante con
gastos en activos fijos25. Los porcentajes de deducción que se utilizan para el periodo 1992 y 1995
son del 15% para el importe o bien del 30% para los excesos de inversión si se corresponden con
gastos en intangibles, y del 30% para el importe o bien del 45% para los excesos de inversión si son
activos fijos. Además, el cálculo del coste de uso del capital de I+D se realiza bajo una serie de
hipótesis que caracterizan a una empresa tipo26: en primer lugar, la empresa obtiene beneficios
positivos en cada periodo; en segundo lugar, para el importe de beneficios obtenidos la empresa
24
De acuerdo con la Ley del Impuesto de Sociedades español, entre 1990 y 1991, el 15% se aplica a los gastos en
intangibles y el 30% a los gastos en activos fijos. A partir de 1992 y hasta 1995, los porcentajes de deducción varían
según sea el valor de la suma de los gastos en el periodo, tanto en activos fijos como en intangibles, en comparación con
el valor medio conjunto de los realizados en los dos años anteriores: cuando sea igual o inferior, los porcentajes son del
15% para los gastos en intangibles y del 30% para los activos fijos; si es superior, se aplican los mismos porcentajes
hasta el valor medio, y sobre el exceso el 30% para gastos en intangibles y el 45% para activos fijos. Desde 1996 y
hasta 1999, no se distingue entre activos fijos e intangibles, y los porcentajes de deducción varían según sea el valor de
los gastos del periodo impositivo, en comparación con el valor medio de los gastos efectuados en los dos años
anteriores: cuando sea igual o inferior, el porcentaje es del 20% para la totalidad de los gastos del periodo; si es
superior, se aplica el 20% hasta el valor medio y sobre el exceso el 40%.
25
Para la obtención de estos porcentajes se ha utilizado la información sobre Gastos Internos en I+D por años y clases
de gastos para el sector de empresas a partir de las estadísticas oficiales publicadas por el INE. Para el periodo 19901999, en media, se tiene que el total de gastos corrientes representa aproximadamente un 85% del total, mientras que el
total de gastos de capital representa el 15% restante. Esta es una proporción similar a la recogida por la OCDE (1991)
“Taxing Profits in a Global Economy. Domestic and International Issues”, que consideran un 90% para el total de los
gastos corrientes y un 10% restante para gastos en activos fijos, esto es, 3,6 % en edificios y otras construcciones y
6,4% en maquinaria y equipos. Por otra parte, un estudio realizado por Warda (1996) analiza los incentivos fiscales a la
I+D para estimular la inversión en I+D privada y asume que la I+D se compone de las siguientes proporciones: 60%
trabajo, 30% otros costes corrientes, 5% maquinaria y 5% edificios. Véase Warda (1996).
26
Véase el trabajo de Mamuneas y Nadiri (1996), quienes establecen unas hipótesis similares para evaluar la eficacia
de los incentivos fiscales a la I+D utilizando una muestra de industrias manufactureras de EE.UU.
15
puede aplicar la totalidad de la deducción en cuota en ese ejercicio t; y, por último, el coeficiente
límite de deducción por inversión en actividades de I+D no llega a actuar, por lo que la cuantía de
deducción no está condicionada por este segundo límite.
El cuadro 5 recoge la estadística descriptiva (media, mediana, desviación típica, máximo y
mínimo) de la variable ahorro fiscal que obtienen las empresas por crédito a la inversión en
actividades de I+D y del coste del capital de I+D privado, diferenciando entre Pequeñas y Medianas
Empresas (PYMES) y Grandes Empresas durante el periodo 1991-1999.
(Insertar Cuadro 5)
A partir de la expresión del coste de capital de I+D privado resulta de interés analizar la
sensibilidad del precio efectivo del capital de I+D privado respecto a un cambio en los parámetros
fiscales a la I+D. La elasticidad del precio efectivo del capital de I+D privado respecto a un cambio
en la tasa de amortización fiscalmente permitida por actividades de I+D vendrá dada por la
expresión:
P  
C
PC 
u

0
 PC
1  u  
7
mientras que la sensibilidad del precio efectivo del capital de I+D privado con respecto a un cambio
en el crédito fiscal a la inversión en actividades de I+D se obtiene a partir de la siguiente ecuación:
P  
C
PC 


0
 PC
1  u  
8
Estas elasticidades son computadas para el panel de empresas, diferenciando por dimensión
empresarial entre PYMES y Grandes Empresas. El cuadro 6 recoge los estadísticos descriptivos de
la elasticidad apuntadas, esto es, de PC ,PC y de PCT =PC +PC y donde PCT mide la
sensibilidad del precio efectivo del capital de I+D privado respecto de un cambio en los incentivos
fiscales a la I+D, presentándose por separado para PYMES y Grandes Empresas.
(Insertar Cuadro 6)
16
Para este cuadro 6, se observa que existe una relación inversa entre incentivos fiscales –
tanto amortización inmediata fiscalmente permitida como crédito fiscal a la inversión en actividades
de I+D – y el precio efectivo del capital de I+D privado, constatándose que, en media, las Grandes
Empresas presentan un coste de capital de I+D más sensible a cambios en los incentivos fiscales a
la I+D que las Pequeñas y Medianas Empresas (PYMES). Así, en términos medios, un incremento
de un 1% del crédito fiscal a la I+D conduce a una disminución en el coste de uso de la I+D de
aproximadamente un 0.46% y 0.47% para el caso de PYMES y Grandes Empresas respectivamente,
mientras que si la tasa de amortización fiscalmente permitida se incrementa en un 1%, el precio
efectivo de la I+D se reduce en aproximadamente un 0.78% y 0.79% respectivamente para PYMES
y Grandes Empresas. Como cabría esperar, los efectos sobre el coste del capital de I+D son
mayores para cambios en la amortización fiscalmente permitida, que los correspondientes al crédito
fiscal a la I+D, al constatarse que el valor actualizado del ahorro fiscal por amortización inmediata
representa en torno al 60%-76% de la reducción en el coste del capital de I+D privado,
aproximadamente tanto para PYMES como para Grandes Empresas, mientras que el ahorro por
crédito fiscal a la I+D supone el resto27.
Para completar el análisis de la eficacia de los incentivos fiscales a la I+D se procede a
evaluar los efectos de la política fiscal a la inversión en actividades de I+D sobre la estructura de
costes, a partir del calculo de la elasticidad coste con respecto a los incentivos fiscales, amortización
inmediata y crédito fiscal a la inversión en I+D, de acuerdo con la siguiente expresión:
 CT   C  PC    PC 
9
así como a determinar la sensibilidad de la demanda de inversión en capital de I+D privado respecto
a un cambio en dichos parámetros fiscales que se deriva a partir de la ecuación:
27
Este resultado apunta en la línea de los realizados a nivel internacional, pese a evidenciarse en esta investigación, que
la proporción asignada al ahorro fiscal por crédito a la inversión en I+D es sensiblemente superior a los registrados en
estudios realizados a nivel internacional. Véase, por ejemplo, los trabajos de Mamuneas y Nadiri (1996) y Rajagopal y
Shah (1995).
17
 C   P  P    P  
C
C
C
10
donde PC recoge la elasticidad de la demanda de inversión en capital de I+D privado respecto a un
cambio en su propio precio efectivo; PC es la elasticidad del precio del capital de I+D ante
modificaciones en la amortización fiscalmente permitida y PC es la elasticidad del precio del
capital de I+D ante modificaciones en el crédito fiscal a la inversión en I+D.
Estas elasticidades son computadas para el panel de empresas (PYMES y Grandes
Empresas) durante el periodo 1991-1999. Los cuadros 7 y 8 recogen los estadísticos descriptivos de
las elasticidades apuntadas (CT) y (C) respectivamente, clasificadas por dimensión empresarial
entre Pequeñas y Medianas Empresas (PYMES) y Grandes Empresas:
(Insertar Cuadro 7)
(Insertar Cuadro 8)
A la vista del cuadro 7, se observa que la estructura de costes de las empresas
manufactureras españolas seleccionadas es significativamente sensible a cambios en los incentivos
fiscales a la inversión en actividades de I+D. No obstante, destacar que para la clasificación por
tamaño realizada, las Empresas de Pequeña y Mediana dimensión presentan en valores medios una
elasticidad coste de producción con respecto a los incentivos fiscales superior a las Grandes
Empresas, derivado de que la estructura de costes de las Pequeñas y Medianas Empresas se ve
afectada en mayor medida, casi el doble, por cambios en los precios efectivos del capital de I+D
privado que para el caso de la muestra de Grandes Empresas.
Por otra parte, y como se refleja en el cuadro 8, en promedio la elasticidad de la demanda de
capital de I+D privado con respecto a los incentivos fiscales es de 0.762 y 1.005, respectivamente
para PYMES y Grandes Empresas. Esto significa que en media un incremento en un 1% de los
parámetros fiscales a la I+D conducen a un crecimiento de la demanda de inversión en bienes de
capital de I+D privado para la muestra de Pequeñas y Medianas Empresas de aproximadamente un
18
0.76%, mientras que para la muestra de Grandes Empresas dicho porcentaje se sitúa en torno al 1%.
Estos resultados apuntan en la línea de que los incentivos fiscales a la inversión en I+D son un
instrumento eficaz para estimular la demanda de inversión en capital de I+D privado, constatándose
que la demanda de capital de I+D privado de las Grandes Empresas es más sensibles a cambios en
los incentivos fiscales a la I+D que para la muestra de Pequeñas y Medianas Empresas.
Con relación a los resultados anteriores debe tenerse en cuenta que las elasticidades
calculadas en los Cuadros 7 y 8 son el resultado del producto de dos elasticidades, esto es, para
 C   P  P T  o bien para CT   C  P T  . Si estas elasticidades se analizan por separado se
C
C
C
pueden destacar los siguientes resultados. En primer lugar, y como cabría esperar, se observa que
existe una relación inversa entre el precio efectivo del capital de I+D privado y los incentivos
fiscales a la I+D, al obtenerse, en términos medios, una elasticidad precio efectivo del capital de
I+D privado respecto a los incentivos fiscales superior a la unidad de PCT = –1.24 y PCT = –1.26
respectivamente para PYMES y Grandes Empresas. A la vista de este resultado se puede concluir
que los incentivos fiscales a la inversión en actividades de I+D tienen un impacto altamente
significativo y relevante para reducir el coste de capital de I+D privado, tanto para la muestra de
empresas de mayor dimensión como para las Pequeñas y Medianas Empresas. No obstante, parece
que existen ciertas diferencias en los valores obtenidos por dimensión empresarial, al observarse
que, en media, el coste de capital de I+D privado de las Grandes Empresas es más sensible a
cambios en los incentivos fiscales a la I+D que para las PYMES. Ello implicaría la posibilidad de
un sesgo fiscal favorable hacía las empresas de mayor dimensión que se benefician de un coste del
capital más reducido, ante cambios en los incentivos fiscales, a la hora de acometer los proyectos de
inversión en actividades de I+D. En segundo lugar, como se ha podido observar del modelo
estimado, la elasticidad de la demanda de inversión en capital de I+D privado respecto a un cambio
en su propio precio efectivo es inelástica y toma unos valores de Pc= – 0.61 y Pc= – 0.79
19
respectivamente para la submuestra de PYMES y Grandes Empresas. Estos resultados son
ligeramente inferiores a los obtenidos en trabajos econométricos realizados a nivel internacional, en
particular para la economía estadounidense durante la década de los noventa para los que se obtiene
una elasticidad precio efectivo de la demanda de capital de I+D privado próxima a la unidad, lo que
sugiere que estos mecanismos son efectivos para estimular el gasto de inversión en actividades de
I+D28. Además, los resultados obtenidos en esta investigación muestran evidencia de que existen
discrepancias significativas por dimensión empresarial sobre la eficacia de los incentivos fiscales
para estimular el gasto de inversión en actividades de I+D, presentando las empresas de mayor
tamaño un mayor estímulo a la realización de actividades de I+D que las Empresas de Pequeña y
Mediana dimensión. En este sentido, parece que el efecto positivo del tamaño de la empresa juega
un papel destacado en las decisiones de inversión en actividades de I+D, al tiempo que se establece
una relación directa con la eficacia de los incentivos fiscales a la inversión en I+D.
Finalmente, y como se ha podido observar en el cuadro 8, en valores medios un cambio en la
tasa de amortización inmediata fiscalmente permitida tiene un mayor efecto, casi el doble, que un
cambio en el crédito fiscal a la I+D para estimular la demanda de inversión en capital de I+D
privado, resultado que se aprecia tanto para las Grandes Empresas como para la muestra de
Empresas de Pequeña y Mediana dimensión. De hecho, en valores medios, la elasticidad de la
demanda de inversión en capital de I+D privado con respecto a un cambio en el crédito fiscal a la
I+D se sitúa en torno a 0.281 y 0.375 respectivamente para PYMES y Grandes Empresas, mientras
que ante modificaciones en la tasa de amortización el valor alcanzado es de aproximadamente 0.48
y 0.629 respectivamente para PYMES y Grandes Empresas.
28
Véanse, entre otros, los trabajos de Hall (1993), Hines (1991) (1993), Baily y Lawrence (1992), Mamuneas y Nadiri
(1996) y el estudio de Hall y van Reenen (2000) para un revisión de esta literatura.
20
4. Conclusiones
En este trabajo se analiza la eficacia de los incentivos fiscales a la inversión en actividades
de I+D, amortización inmediata fiscalmente permitida y crédito fiscal a la I+D, para afectar a la
estructura de costes y a la demanda de inversión en capital de I+D privado utilizando una muestra
de empresas manufactureras españolas que realizan actividades de I+D de forma estable y
sistemática durante el periodo 1991-1999. Los resultados del estudio ponen de manifiesto, en
primer lugar, que los incentivos fiscales a la I+D son un instrumento eficaz para estimular la
demanda de capital de I+D privado, al tiempo que se observa también un efecto positivo y relevante
para incidir sobre la estructura de costes de las empresas seleccionadas y, en definitiva, sobre la
productividad de las mismas. En segundo lugar, la política fiscal de incentivos a la inversión en I+D
apunta a que dichos mecanismos son más eficaces para estimular la demanda de inversión en capital
de I+D privado en las Grandes Empresas que en las Empresas de Pequeña y Mediana dimensión. En
este sentido, los resultados del estudio evidencian que los incentivos fiscales a la I+D tienen un
impacto altamente significativo y relevante para reducir el coste del capital de I+D privado, y para
los que se observa que los efectos de la amortización fiscalmente permitida son mayores que los
correspondientes al crédito fiscal a la I+D.
En consecuencia, en el análisis de la eficacia de los incentivos fiscales a la I+D se concluye
que para la muestra de empresas seleccionada clasificada por tamaño entre PYMES y Grandes
Empresas, los incentivos fiscales a la I+D son un instrumento eficaz para estimular la demanda de
inversión en capital de I+D privado, observándose que, en promedio, un cambio en la tasa de
amortización fiscalmente permitida tiene un efecto mayor, en casi el doble, que un cambio en el
crédito fiscal a la inversión en actividades de I+D.
21
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25
Cuadro 1
Distribución por tamaños y sectores en % empresas (189 empresas, 1990-1999)
Código Sectores
1
Metales férreos y no férreos
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
Tamaño
 200 L
 200 L
Productos minerales no metálicos
 200 L
 200 L
Productos químicos
 200 L
 200 L
Productos metálicos
 200 L
 200 L
Máquinas agrícolas e industriales
 200 L
 200 L
Máquinas oficina, proceso de datos, etc  200 L
 200 L
Material y accesorios eléctricos
 200 L
 200 L
Vehículos automóviles y motores
 200 L
 200 L
Otro material de transporte
 200 L
 200 L
Carne, preparados y conservas de carne  200 L
 200 L
Productos alimenticios y tabaco
 200 L
 200 L
Bebidas
 200 L
 200 L
Textiles y vestido
 200 L
 200 L
Cuero, piel y calzado
 200 L
 200 L
Madera y muebles de madera
 200 L
 200 L
Papel, artículos de papel, impresión
 200 L
 200 L
Productos del caucho y plástico
 200 L
 200 L
Otros productos manufacturados
 200 L
 200 L
Fuente: ESEE y elaboración propia.
1990
1
6
3
6
9
25
2
9
5
11
1
2
11
23
2
20
0
6
1
3
1
9
2
1
2
7
1
1
0
1
1
4
1
11
0
1
1991
1
6
2
7
9
25
2
9
6
10
0
3
10
24
2
20
0
6
0
4
1
9
2
1
2
7
1
1
0
1
1
4
3
9
0
1
1992
1
6
2
7
9
25
2
9
8
8
0
3
14
20
2
20
0
6
0
4
1
9
2
1
2
7
2
0
1
0
1
4
1
11
0
1
1993
1
6
2
7
10
24
3
8
7
9
0
3
15
19
3
19
0
6
0
4
1
9
2
1
3
6
1
1
1
0
1
4
3
9
0
1
1994
1
6
2
7
9
25
3
8
7
9
0
3
13
21
2
20
0
6
0
4
1
9
2
1
2
7
1
1
1
0
1
4
4
8
0
1
1995
1
6
2
7
10
24
3
8
7
9
0
3
12
22
2
20
0
6
0
4
1
9
2
1
2
7
1
1
1
0
1
4
3
9
0
1
1996
1
6
2
7
11
23
2
9
6
10
0
3
14
20
1
21
0
6
0
4
1
9
2
1
2
7
2
0
1
0
1
4
3
9
0
1
1997
1
6
1
8
10
24
1
10
6
10
0
3
13
21
1
21
0
6
0
4
1
9
2
1
1
8
2
0
0
1
1
4
0
12
0
1
1998
1
6
1
8
10
24
1
10
6
10
0
3
13
22
1
20
0
6
0
4
1
9
2
1
1
8
2
0
0
1
1
3
0
11
0
3
1999
1
6
1
8
11
23
1
11
8
7
0
3
13
22
1
20
0
6
0
4
1
9
2
1
1
8
2
0
0
1
1
3
1
10
0
3
26
Cuadro 2
Resultados estimación del modelo para PYMESa (48 empresas, 1991-1999)
Parámetro estimado
y
L
K
C
t
Std. Error
0.3290E-01
0.5926E-01
0.8473E-01
0.7652E-01
0.5535E-02
0.75931
0.22109
0.22291
0.38928
-0.6891E-02
t Student
23.08
3.731
2.631
5.087
-1.245
R-SQUARE = 0.9693
LM TEST FOR CROSS-SECTION HETEROSKEDASTICITY 2991.6
BREUSCH-PAGAN LM TEST FOR DIAGONAL COVARIANCE MATRIX 1670.4
TEST DE HAUSMAN = 27.05
DURBIN-WATSON = 1.9876 RHO= -0.03835
a
Parámetros de las variables dummies no son reportados
Fuente: Elaboración propia.
Cuadro 3
Resultados estimación del modelo para Grandes Empresasa (141 empresas, 1991-1999)
Parámetro estimado
y
L
K
C
t
0.58947
0.15443
0.74091
0.20536
-0.13979E-01
Std. Error
0.2898E-01
0.2904E-01
0.8860E-01
0.5383E-01
0.6616E-02
t Student
20.34
5.319
8.363
3.815
-2.113
R-SQUARE = 0.9843
LM TEST FOR CROSS-SECTION HETEROSKEDASTICITY 5545.8
BREUSCH-PAGAN LM TEST FOR DIAGONAL COVARIANCE MATRIX 15306
TEST DE HAUSMAN = 48.02
DURBIN-WATSON = 1.6128 RHO= 0.10751
a
Parámetros de las variables dummies no son reportados
Fuente: Elaboración propia.
27
Cuadro 4
Porcentajes de deducción en cuota por actividades de I+D, 1990-1999
Modalidad
1990-1991
1992-1995
1996-1999
I+D
15/30
15/30
20/40
30/45
Cuadro 5
Estadística descriptiva (48 PYMES, 141 Grandes Empresas, 1991-1999)
PYMES
Media
Mediana
Desviación
estándar
Mínimo
Máximo
(L  200)
GRANDES EMPRESAS

PC
0,19777
0,20831
0,02089
0.10171
0.10146
0.01174
0,22834
0,16557
0.07896
0.13469
Media
Mediana
Desviación
estándar
Mínimo
Máximo

(L > 200)
PC
0,20180
0,21430
0,02423
0.09626
0.09576
0.01044
0,16517
0,22990
0.06509
0.15020
Fuente: Elaboración propia
Cuadro 6
Estadística descriptiva (48 PYMES, 141 Grandes Empresas, 1991-1999)
PYMES (L  200)
PC
PC
PCT
Media
Mediana
Desviación
estándar
Mínimo
Máximo
-0.461442 -0.786930 -1.248372
-0.499753 -0.807562 -1.307315
0.075733 0.040781 0.116515
-0.567073 -0.843808 -1.410881
-0.343270 -0.723294 -1.066564
Fuente: Elaboración propia.
GRANDES
EMPRESAS
Media
Mediana
Desviación
estándar
Mínimo
Máximo
PC
PC
PCT
-0.472154 -0.792698 -1.264852
-0.517003 -0.816848 -1.333851
0.085344 0.045956 0.131299
-0.571435 -0.846157 -1.417592
-0.342404 -0.722829 -1.065232
28
Cuadro 7
Estadística descriptiva (48 PYMES, 141 Grandes Empresas, 1991-1999)
PYMES
Media
Mediana
Desviación
estándar
Mínimo
Máximo
CT
(crédito fiscal)
-0.179630
-0.194544
0.029482
CT
(amortización)
-0.306336
-0.314368
0.015875
-0.220750
-0.133628
-0.328477
-0.281564
GRANDES
EMPRESAS
Media
Mediana
Desviación
estándar
Mínimo
Máximo
CT
(crédito fiscal)
-0.096962
-0.106172
0.017526
CT (amortización)
-0.117350
-0.070316
-0.173767
-0.148440
-0.162788
-0.167748
0.009437
Fuente: Elaboración propia.
Cuadro 8
Estadística descriptiva (48 PYMES, 141 Grandes Empresas, 1991-1999)
C (crédito
fiscal)
Media
0.281812
Mediana
0.305209
Desviación 0.046252
estándar
Mínimo
0.209642
Máximo
0.346323
PYMES
C
(amortización)
0.480594
0.493194
0.024906
C (incentivos
fiscales)
0.762406
0.798403
0.071158
0.441730
0.515330
0.651372
0.861653
Fuente: Elaboración propia.
GRANDES
EMPRESAS
Media
Mediana
Desviación
estándar
Mínimo
Máximo
C (crédito
fiscal)
0.375193
0.410831
0.067817
C
(amortización)
0.629910
0.649100
0.036518
0.272088 0.574389
0.454085 0.672390
C (incentivos
fiscales)
1.005102
1.059931
0.104336
0.846476
1.126475
29
Tabla I
Estadística descriptiva de lnCT, ln y, lnG (en miles de Euros constantes de 1990) y de los
precios efectivos de los factores productivos, (PYMES: 48 Empresas, 1991-1999)
PYMES
lnCT
lny
PL
PI
PK
PC
Media
Mediana
Desviación estándar
Mínimo
Máximo
8.568648
8.765781
1.084135
6.361721
10.801730
9.027593
9.170792
1.148129
6.420291
11.431399
1.296318
1.226088
0.453016
0.562796
2.261508
0.804855
0.779961
0.112380
0.632807
1.403040
0.158290
0.151523
0.038327
0.073229
0.224093
0.101706
0.101464
0.011739
0.078962
0.134689
Fuente: Elaboración propia.
Tabla II
Estadística descriptiva de lnCT, ln y, lnG (en miles de Euros constantes de 1990) y de los
precios efectivos de los factores productivos, (Grandes Empresas: 141 Empresas, 1991-1999)
GRANDES
EMPRESAS
Media
Mediana
Desviación estándar
Mínimo
Máximo
Fuente: Elaboración propia.
lnCT
lny
PL
PI
PK
PC
10.680491
10.546810
1.103895
8.528873
14.671027
11.153026
11.001614
1.102439
8.991366
14.986358
1.722009
1.607998
0.771133
0.650738
8.081451
0.749806
0.744569
0.093078
0.544733
1.195420
0.155017
0.153594
0.029387
0.086446
0.224093
0.096261
0.095760
0.010436
0.065090
0.150199

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