江 濤，郭亮璽

(1.浙江工商大學(xué) 杭州商學(xué)院，浙江 杭州 310018；2.浙江工商大學(xué) 金融學(xué)院，浙江 杭州 310018；3.浙江省科技交流和人才服務(wù)中心，浙江 杭州 310012)

一、引 言

企業(yè)創(chuàng)新活動會受到與研發(fā)投資結(jié)果相關(guān)的信息不對稱與不確定性的融資約束的影響[1]。為將研發(fā)投入提升至社會最優(yōu)水平，政府除了采取各種科技政策來支持創(chuàng)新企業(yè)，還往往會增加對企業(yè)研發(fā)的投入[2]。例如，中國政府通過制定實施國家中長期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃(Medium Long Plan, MLP)為企業(yè)創(chuàng)新活動提供有力支撐。研究表明我國研發(fā)支出呈上升趨勢，其動能的很大一部分來自政府補(bǔ)貼。根據(jù)2003年、2010年和2017年經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織的報告，中國研發(fā)總支出占GDP的比例從1991年的0.73%上升到了2015年的2.1%，并有望在2020年實現(xiàn)研發(fā)總支出占GDP比例2.5%的目標(biāo)。然而，政府研發(fā)補(bǔ)貼、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)和提供更多資金是否會導(dǎo)致企業(yè)擁有更多的研發(fā)投入和創(chuàng)新績效仍然是學(xué)界如今面對的重要問題。因此，本文試圖在中國新興市場環(huán)境中解決這一問題。

已有學(xué)者對提高政府研發(fā)補(bǔ)貼是否會對企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)進(jìn)行了研究分析[3]，但主要關(guān)注國有企業(yè)或機(jī)構(gòu)，對企業(yè)的股權(quán)性質(zhì)及結(jié)構(gòu)關(guān)注相對較少[4]。然而，政府在保持監(jiān)管控制的同時通過擁有企業(yè)所有權(quán)來參與商業(yè)活動可能會引發(fā)代理與政治問題，從而對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響[5]。實際上，政府是新興國家最重要的機(jī)構(gòu)之一，且對企業(yè)制定戰(zhàn)略具有重要且廣泛的影響力[6]。此與制度理論一致，即企業(yè)創(chuàng)新是在國家所處的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和制度下動態(tài)進(jìn)行的互動與累積的過程[7]。故可認(rèn)為所有權(quán)類型和融資約束等要素對企業(yè)創(chuàng)新活動具有重要的解釋力。

本研究從市場不完善、代理理論與機(jī)構(gòu)理論中得出了三個關(guān)鍵問題：政府通過提升研發(fā)補(bǔ)貼增強(qiáng)了參與企業(yè)創(chuàng)新活動的力度，是否無論任何所有權(quán)類型的企業(yè)在接受政府研發(fā)補(bǔ)貼時都擠出了企業(yè)的私人研發(fā)投資？中國作為新興市場，是否會遵循民營企業(yè)的效率不如國有企業(yè)的普遍規(guī)律？政府研發(fā)補(bǔ)貼是否會對創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響，其是否會隨著所有權(quán)性質(zhì)變化而變化？在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，本研究提出了雙重研究目標(biāo)：(1)評估政府研發(fā)補(bǔ)貼與融資約束在提高企業(yè)的毛/凈研發(fā)投資(投入)以及已授予專利(產(chǎn)出)方面的有效性；(2)分析該影響是否會因為所有權(quán)性質(zhì)不同而有所不同。本文選取2001—2018年間2146家中國制造業(yè)上市公司為樣本，采用廣義矩量法(GMM)和負(fù)二項回歸模型對本文假設(shè)進(jìn)行檢驗。檢驗政府政策和補(bǔ)貼分配對企業(yè)創(chuàng)新績效的因果關(guān)系存在許多方法上的挑戰(zhàn)，具體包括政府研發(fā)補(bǔ)貼分配中的潛在偏差[8]。為減輕可能存在的與政府研發(fā)補(bǔ)貼分配相關(guān)的選擇性偏差和內(nèi)生性問題，本研究利用傾向得分匹配法(Propensity Score Matching, PSM)檢查了選擇偏見，并使用基于面板兩階段GMM估計法來控制遺漏變量和內(nèi)生性問題，由于本研究模型可能會出現(xiàn)內(nèi)生性問題，故使用GMM對其進(jìn)行緩解。

本研究的貢獻(xiàn)如下：首先，雖然已有文獻(xiàn)對發(fā)達(dá)與新興國家開展了政府補(bǔ)貼對研發(fā)投資影響的研究，但很少有文獻(xiàn)關(guān)注新興國家特有的制度因素間的相互作用對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。本研究嘗試揭示政府補(bǔ)貼、融資約束與所有權(quán)性質(zhì)對企業(yè)創(chuàng)新績效的綜合影響。研究企業(yè)所有權(quán)在創(chuàng)新績效中的適度作用，為企業(yè)制定可持續(xù)的研發(fā)融資策略提供至關(guān)重要的指導(dǎo)。其次，本研究挑戰(zhàn)了“更多的錢，更多的創(chuàng)新”的觀念，證明了政府補(bǔ)貼不會全轉(zhuǎn)化為企業(yè)創(chuàng)新績效，所有權(quán)性質(zhì)與融資約束水平緩解了政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新投資/績效間的聯(lián)系。由此可知新興市場中存在的如所有權(quán)性質(zhì)和企業(yè)融資約束水平等要素與企業(yè)的創(chuàng)新績效息息相關(guān)。最后，本研究認(rèn)為政府研發(fā)補(bǔ)貼作為一項決策，會受到潛在的代理沖突的影響，從而損害企業(yè)創(chuàng)新績效。故可知我國國有企業(yè)更傾向于提高創(chuàng)新績效，這與現(xiàn)有文獻(xiàn)記錄觀點相反。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

政府利用補(bǔ)貼支持研發(fā)活動已經(jīng)不是新現(xiàn)象。美國、日本及歐盟等國家和地區(qū)長期以來一直采用政府補(bǔ)貼支持企業(yè)研發(fā)活動以提高國家的競爭力與經(jīng)濟(jì)增長速度[9]。Hall[10]分析了使用公共資金來支持企業(yè)研發(fā)活動的影響，并剖析了其經(jīng)濟(jì)學(xué)機(jī)理。學(xué)界普遍認(rèn)為源于市場缺陷的融資約束為政府對創(chuàng)新活動的補(bǔ)貼提供了堅實的基礎(chǔ)，過去的實證研究已經(jīng)檢驗了融資約束對創(chuàng)新活動的影響[7,11]。然而，這些研究很少關(guān)注獨特的新興市場因素(例如企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)與融資約束)的調(diào)節(jié)作用，這些公司可能會增加或擠占研發(fā)投資和成果。許多學(xué)者強(qiáng)調(diào)了企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)與融資水平對限制企業(yè)創(chuàng)新活動與成果的重要性[12-13]，企業(yè)所有權(quán)類型代表了其組織制度、背景與資源環(huán)境[14-15]。Zhou等[4]使用我國上市公司面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實驗，結(jié)果表明國有制可使企業(yè)獲得更多的研發(fā)資源，但同時會使其創(chuàng)新效率降低。綜上，本研究對政府研發(fā)補(bǔ)貼、所有權(quán)性質(zhì)、融資約束和企業(yè)創(chuàng)新績效的綜合影響進(jìn)行了研究。

只有當(dāng)公眾對企業(yè)研發(fā)活動的支持導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的增加，而不是擠出企業(yè)自身的研發(fā)投資的情況下，公眾對研發(fā)活動的支持才是合理的[3]。然而，評估研發(fā)補(bǔ)貼對研發(fā)投資和創(chuàng)新績效的影響的研究并未得出關(guān)鍵性結(jié)論。作為前人研究的擴(kuò)展，本研究考察了企業(yè)融資約束的緩解是否會隨所有權(quán)性質(zhì)的不同而不同。諸如Lee[16]強(qiáng)調(diào)了企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)對其創(chuàng)新活動的重要性，且在外部環(huán)境和資源限制等方面，國有企業(yè)與民營企業(yè)間存在顯著差異。故本研究認(rèn)為，評估政府研發(fā)補(bǔ)貼的有效性應(yīng)考慮其在新興市場中經(jīng)常面臨的所有權(quán)性質(zhì)與融資約束的影響。這是由于新興國家的國有企業(yè)常常被認(rèn)為擁有豐富的資源，作為股東的政府機(jī)關(guān)擁有超出通常授予企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新補(bǔ)貼的必要融資及其他資源[17]。Guariglia等[11]發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)的創(chuàng)新活動受到資金可用性的制約嚴(yán)重，這表明民營企業(yè)受融資約束的影響較大。鑒于上述理論推導(dǎo)，本研究提出以下假設(shè)：

H1：政府研發(fā)補(bǔ)貼在減輕融資約束方面的效果會因所有權(quán)性質(zhì)而異，且與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)在接受政府補(bǔ)貼后融資約束明顯減少。

Choi等[13]指出，不同類型所有權(quán)的企業(yè)對風(fēng)險投資決策普遍有著不同的偏好。與額外具有政治目標(biāo)與社會目標(biāo)的國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的目標(biāo)是使股東利益最大化，并完成和體現(xiàn)企業(yè)社會責(zé)任和企業(yè)家精神與效率，上述差異會影響企業(yè)的投資選擇、決策和結(jié)果[18]。盡管我國的國企改革旨在將政府與國有企業(yè)的決策分開，但事實上中國政府仍然對國有企業(yè)具有普遍影響[9]，具體體現(xiàn)在我國國有企業(yè)的高級管理人員和董事會成員仍然由政府相關(guān)部門例行任命[10]。這種政府的直接任命為政府控制國有企業(yè)提供了一種手段，可使國有企業(yè)與政府制定的科技政策保持一致，并通過其任命的國有企業(yè)高管實施宏觀科技政策，提高企業(yè)創(chuàng)新績效。這是由于國有企業(yè)管理者更有可能遵守政府的科技政策，而國有企業(yè)承受著強(qiáng)大的監(jiān)管壓力以實現(xiàn)政府創(chuàng)新目標(biāo)。Yi等[19]發(fā)現(xiàn)國家所有權(quán)可以緩和研發(fā)強(qiáng)度與創(chuàng)新績效之間的矛盾關(guān)系。Li等[20]發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)的創(chuàng)新績效往往更高，強(qiáng)調(diào)了國有企業(yè)在新興國家公司創(chuàng)新活動中的重要性。技術(shù)董事有助于提高企業(yè)研發(fā)投入，進(jìn)而提升企業(yè)可持續(xù)增長水平[21]。關(guān)于民營企業(yè)，經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，私有制與創(chuàng)新效率是兼容的，因為其側(cè)重于長期股東利益最大化，并傾向于促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行長期的研發(fā)投資[22]。根據(jù)以上論點，提出以下假設(shè)：

H2a：政府研發(fā)補(bǔ)貼影響創(chuàng)新投入(研發(fā)投入凈額)的程度取決于企業(yè)融資約束水平和所有權(quán)性質(zhì)。

H2b：政府研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出(專利)間的關(guān)系取決于企業(yè)的融資約束水平和所有權(quán)性質(zhì)。

三、數(shù)據(jù)說明與變量定義

(一) 數(shù)據(jù)來源

我國傳統(tǒng)的制造業(yè)因迫切的創(chuàng)新轉(zhuǎn)型升級需要已成為學(xué)界關(guān)注的重點對象。故本研究認(rèn)為，使用制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)對企業(yè)創(chuàng)新績效進(jìn)行分析具有代表性。另外，由于就融資約束綜合指標(biāo)的計算而言，數(shù)據(jù)庫中部分2019年指標(biāo)數(shù)據(jù)更新不全，故為保證文章結(jié)論的合理性，只使用了截至2018年的上市公司企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實驗。因此，本研究數(shù)據(jù)樣本包含2001—2018年上海證券交易所與深圳證券交易所的所有制造業(yè)上市公司。本研究中關(guān)于企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)、研發(fā)投資和公司融資約束的相關(guān)數(shù)據(jù)都來自兩個廣泛使用的數(shù)據(jù)供應(yīng)商(即Wind數(shù)據(jù)庫和GTA數(shù)據(jù)庫)。為剔除異常值對回歸結(jié)果的影響，對除虛擬變量外的所有連續(xù)財務(wù)變量進(jìn)行上下1%的winsorize處理。本文所用企業(yè)專利數(shù)據(jù)從國家知識產(chǎn)權(quán)局(State Intellectual Property Office, SIPO)網(wǎng)站上手工收集。本文使用的政府研究補(bǔ)貼和公司位置為本團(tuán)隊成員從企業(yè)年報中手工收集整理的，并使用CSMAR數(shù)據(jù)庫中的相關(guān)信息進(jìn)行了二次檢查和糾正。政府補(bǔ)貼數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫和企業(yè)年報的補(bǔ)充整理(根據(jù)2006年中國會計準(zhǔn)則委員會的定義，政府補(bǔ)貼是指從政府獲得的貨幣或非貨幣資產(chǎn)，其中政府持有企業(yè)股份的資本投資除外)。

(二) 變量定義

本研究將研發(fā)投入和產(chǎn)出作為因變量，即凈研發(fā)投入強(qiáng)度與已獲專利。本研究使用研發(fā)投資總額(Gross R&D Intensity, GRDI)減去已授予研發(fā)補(bǔ)貼后與企業(yè)總資產(chǎn)的比率來衡量企業(yè)的私人研發(fā)投資，即凈研發(fā)投入強(qiáng)度(Net R&D Intensity, NRDI)。還有其他學(xué)者認(rèn)為，如果僅考慮總研發(fā)投資，則政府補(bǔ)貼對企業(yè)研發(fā)的影響可能會產(chǎn)生偏差[23]。因此，本研究將創(chuàng)新產(chǎn)出用企業(yè)一年內(nèi)由國家專利局授予的新獲專利數(shù)量(Granted Patents, Patent)進(jìn)行衡量[24]。

本研究使用的自變量包括政府研發(fā)補(bǔ)貼、融資約束的替代指標(biāo)(即改進(jìn)KZ指數(shù))、企業(yè)所有權(quán)持股以及其他控制變量。企業(yè)層面的政府研發(fā)補(bǔ)貼由政府研發(fā)補(bǔ)貼與企業(yè)總資產(chǎn)的比值(RDSUB)來衡量。本研究遵循魏志華等[25]構(gòu)建改進(jìn)的KZ指數(shù)，以衡量中國企業(yè)的融資約束。具體來說，最初被廣泛應(yīng)用的KZ指數(shù)主要考慮包括現(xiàn)金流、股息、現(xiàn)金持有、杠桿和托賓Q。將國有所有權(quán)占比轉(zhuǎn)換為虛擬變量，沒有任何國有股份的民營企業(yè)為0，完全國有化的國有企業(yè)為1，其取值區(qū)間為[0,1]。非國有控股的國有企業(yè)是指國有股份在1%～50%間的企業(yè)。上述虛擬變量隨時間變化，即在不同時間節(jié)點中，公司的所有權(quán)結(jié)構(gòu)可能會發(fā)生變化。KZ指數(shù)的原始計算方法如式(1)所示：

KZ=-1.002*Cashflow-39.368*Dividends-1.315*Cashholding+

3.139*Leverage+0.283*Tobin’sQ

(1)

式(1)中的系數(shù)為原KZ指數(shù)(KZindex)的計算參數(shù)。為尋找更適用于中國企業(yè)的融資約束的指數(shù)衡量方法，并遵循魏志華等[25]的方法，使用序次邏輯回歸模型推導(dǎo)出一個新的企業(yè)等級得分如式(2)所示：

(2)

除此之外，還對一些可能影響企業(yè)創(chuàng)新投資和績效的變量進(jìn)行了控制，包括企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、長期負(fù)債率(LongDebt)、銷售增長(SaleGrow)、資產(chǎn)收益率(ROA)、固定資產(chǎn)(Property, Plant and Equipment,PPE)和托賓Q(TobinQ)。文獻(xiàn)[26-27]表明，創(chuàng)新型企業(yè)通常規(guī)模更大，且具有更長的歷史，其往往擁有更多的資源，有更高的概率從規(guī)模經(jīng)濟(jì)中獲益；而研發(fā)密集型企業(yè)的杠桿率可能更低，銀行更偏好于有形資產(chǎn)來保護(hù)貸款，而當(dāng)貸款項目涉及大量研發(fā)投資時，銀行更不愿放貸；現(xiàn)金持有能更準(zhǔn)確地反映研發(fā)投資行為，以應(yīng)對企業(yè)的高調(diào)整成本；固定成本/總資產(chǎn)可用于衡量企業(yè)資產(chǎn)價值；銷售增長和托賓Q用于控制預(yù)期公司盈利能力。變量名稱、定義及文獻(xiàn)來源如表1所示：

表1 主要變量名稱、定義及文獻(xiàn)來源

表2展示了用于經(jīng)驗分析的變量簡單描述性描述。對于全部樣本，研發(fā)總支出和凈研發(fā)支出的平均值分別為1.6%和1.3%。平均現(xiàn)金持有量約為16.5%，而研發(fā)補(bǔ)貼占總資產(chǎn)的比例約為0.29%。為進(jìn)一步探討企業(yè)的財務(wù)狀況，根據(jù)企業(yè)融資約束的條件將樣本分為兩個子樣本(將newKZindexi,t>YearAveragenewKZindexi,t的企業(yè)定義為存在融資約束的企業(yè)，而符合newKZindexi,t

表2 有/無融資約束企業(yè)的簡單統(tǒng)計性描述

四、實證分析

(一) 實證設(shè)計

在檢驗主要假設(shè)前，本文首先使用GMM-IV進(jìn)行了基準(zhǔn)檢驗，以確定融資約束是否減少了研發(fā)投資。使用GMM-IV法和內(nèi)生工具變量解決了模型內(nèi)生性問題，并通過考慮企業(yè)往常的活動作為回歸變量之一來模擬獨立績效聯(lián)盟的動態(tài)特征[28]。GMM估計法仍然存在一些限制：當(dāng)使用大量工具變量時會導(dǎo)致顯著的有限樣本偏差，且測量誤差可能會使估計產(chǎn)生潛在的失真。為解決上述問題，將工具變量集中的力矩條件限制在間隔t-2與t-3之間[29]。這有效克服了SYSGMM法無法處理的內(nèi)生性問題。其次，為評估所提計量模型是否符合相關(guān)性原則，對殘差的一階和二階序列自相關(guān)[AR(1),AR(2)]進(jìn)行了檢驗。如εi,t非序列相關(guān)，則殘差差值應(yīng)不存在二階序列相關(guān)。故檢驗H1的GMM-IV計量模型如式(3)與式(4)所示：

GRDIi,t=β1GRDIi,t-1+β2newKZi,t+β3Controli,t+αi+εi,t

(3)

NRDIi,t=β1NRDIi,t-1+β2newKZi,t+β3Controli,t+αi+εi,t

(4)

其中GRDIi,t表示研發(fā)投資總額，NRDIi,t表示凈研發(fā)投資強(qiáng)度，newKZi,t表示融資約束指標(biāo)，Controli,t表示包含表1中的所有控制變量，αi表示企業(yè)固定效應(yīng)，εi,t表示隨機(jī)誤差項。此外，還使用GMM-IV模型對H2a和H2b(即政府補(bǔ)貼是否減少了企業(yè)融資約束)進(jìn)行額外基準(zhǔn)檢驗。模型如式(5)所示：

newKZi,t=β1KZi,t-1+β2newKZi,t-2+β3RDSUBi,t+β4Controli,t+αi+εi,t

(5)

其中newKZi,t表示融資約束指標(biāo)，RDSUBi,t表示當(dāng)年政府研發(fā)補(bǔ)貼與總資產(chǎn)的比率，Controli,t表示包含表1中的所有控制變量，αi表示企業(yè)固定效應(yīng)，εi,t表示隨機(jī)誤差項。為檢驗政府研發(fā)補(bǔ)貼對我國企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，將政府補(bǔ)貼與融資約束間的調(diào)節(jié)變量納入模型估計中。本研究的樣本企業(yè)在專利活動中分布廣泛，這表明在模型分析中可能存在動態(tài)或不可觀察的橫截面異質(zhì)性。而專利數(shù)據(jù)的離散性與非負(fù)性都導(dǎo)致需使用計數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，且考慮其樣本中存在過多0樣本，故負(fù)二項模型為最常見的處理公式，其不會對因變量施加相等的離散度，此處假定方差為均值的二次函數(shù)(本文還使用了另一種計數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，即零膨脹負(fù)二項模型，實驗結(jié)果穩(wěn)健)。本研究還采用動態(tài)回歸模型來檢驗政府研發(fā)補(bǔ)貼、融資約束與所有權(quán)性質(zhì)間的調(diào)節(jié)作用對企業(yè)研發(fā)投資(投入)和績效的影響。研發(fā)投資(研發(fā)投資總額和凈研發(fā)投資強(qiáng)度)的分析采用基于動態(tài)GMM回歸法檢驗實證模型。此方法使用內(nèi)生工具變量解決內(nèi)生性問題，并通過將企業(yè)歷史活動視為回歸變量模擬獨立績效聯(lián)盟的動態(tài)特征[13]。用于檢驗H2a和H2b的實證模型如式(6)所示：

NRDIi,t=β1NRDIi,t-1+β2KZi,t+β3RDSUBi,t+β4newKZi,t*RDSUBi,t+β5Controli,t+αi+εi,t

(6)

其中NRDIi,t表示凈研發(fā)投資強(qiáng)度，newKZi,t表示融資約束指標(biāo)，RDSUBi,t表示當(dāng)年政府研發(fā)補(bǔ)貼與總資產(chǎn)的比率，Controli,t表示包含表1中的所有控制變量，αi表示企業(yè)固定效應(yīng)，εi,t表示隨機(jī)誤差項。檢驗企業(yè)授予專利對創(chuàng)新績效的調(diào)節(jié)作用，采用負(fù)二項模型檢驗H2a與H2b，具體如式(7)所示:

Patenti,t=β1newKZi,t-1+β2RDSUBi,t-1+β3newKZi,t-1*RDSUBi,t-1+β5Controli,t+αi+εi,t

(7)

其中Patenti,t表示企業(yè)當(dāng)年授權(quán)專利數(shù)量，newKZi,t表示融資約束指標(biāo)，RDSUBi,t表示當(dāng)年政府研發(fā)補(bǔ)貼與總資產(chǎn)的比率,Controli,t表示包含表1中的所有控制變量，αi表示企業(yè)固定效應(yīng)，εi,t表示隨機(jī)誤差項。

(二) 實證結(jié)果

1.融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投入。表3報告了全樣本與子樣本(按所有權(quán)性質(zhì)分類)的融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，此檢驗中使用的工具變量為地區(qū)GDP，使用企業(yè)注冊地址定位其所在地區(qū)。結(jié)果表明融資約束對企業(yè)研發(fā)投資總額和凈研發(fā)投資強(qiáng)度均具有負(fù)面顯著影響。表3中的面板A和面板B分別報告了融資約束對研發(fā)投資總額和凈研發(fā)投資強(qiáng)度的影響。正如本文預(yù)期，結(jié)果表明融資約束(new KZindex)對研發(fā)投資有負(fù)向顯著影響，這表明融資約束會減少企業(yè)的研發(fā)投資。這一發(fā)現(xiàn)與Guariglia等[11]的研究結(jié)果相吻合，即中國企業(yè)受到的融資約束會阻礙其研發(fā)活動?？刂谱兞炕貧w結(jié)果也是穩(wěn)健的，企業(yè)年齡、資產(chǎn)收益率和長期債務(wù)率顯著增加了研發(fā)投資；另一方面，現(xiàn)金持有量、企業(yè)規(guī)模和固定資產(chǎn)顯著減少了研發(fā)投資。

表3 融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響(GMM-IV法)

2.政府研發(fā)補(bǔ)貼與企業(yè)融資約束。表4報告了政府研發(fā)補(bǔ)貼對企業(yè)融資約束的影響是否會因企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)補(bǔ)貼的不同而不同。表中的不同模型按所有權(quán)性質(zhì)分別報告了完整樣本與子樣本的結(jié)果，此檢驗中使用的工具變量為地區(qū)GDP，使用企業(yè)注冊地址定位其所在地區(qū)。就結(jié)果可知，無論任何所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，政府研發(fā)補(bǔ)貼都會減輕企業(yè)融資約束；但與國有企業(yè)相比，政府研發(fā)補(bǔ)貼對企業(yè)融資約束的減輕作用更為明顯，故本模型證明H1穩(wěn)健。此結(jié)果可通過政府對國有企業(yè)給予的貸款偏向或優(yōu)惠待遇進(jìn)行解釋，這也加劇了國有企業(yè)與民營企業(yè)融資約束差距。

表4 政府研發(fā)補(bǔ)貼對融資約束的影響(GMM-IV法)

3.融資約束與企業(yè)創(chuàng)新績效。表5報告了H2a與H2b的檢驗結(jié)果，此實驗考慮了不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)的政府研發(fā)補(bǔ)貼和融資約束對凈研發(fā)投資強(qiáng)度的影響，且考慮了融資約束與政府研發(fā)補(bǔ)貼對凈研發(fā)投資強(qiáng)度的調(diào)節(jié)作用。此檢驗中使用的工具變量為地區(qū)GDP，使用企業(yè)注冊地址定位其所在地區(qū)。模型1-4報告的結(jié)果表明，無論什么所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，政府研發(fā)補(bǔ)貼都對凈研發(fā)投資強(qiáng)度存在負(fù)面顯著影響，即政府研發(fā)補(bǔ)貼會對我國企業(yè)的凈研發(fā)投資強(qiáng)度產(chǎn)生擠出作用。從模型6與模型7中的實驗結(jié)果可知，國有企業(yè)的融資約束與政府研發(fā)補(bǔ)貼對凈研發(fā)投資強(qiáng)度有正向顯著影響，而模型8中的民營企業(yè)調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果相反。結(jié)果表明，對財政拮據(jù)的國有企業(yè)的政府研發(fā)補(bǔ)貼會導(dǎo)致國有企業(yè)利用自有資源進(jìn)行額外的研發(fā)投資；相比之下，政府研發(fā)補(bǔ)貼的影響不會導(dǎo)致民營企業(yè)投入自身的更多資源。對民營企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)貼擠出了其凈研發(fā)投資，使其面臨更強(qiáng)的融資約束。對此的一種可能解釋是，國有企業(yè)在實現(xiàn)政府戰(zhàn)略創(chuàng)新目標(biāo)以增強(qiáng)其合法性方面承受著強(qiáng)大的政治壓力和輿論監(jiān)督壓力[4]，且國有企業(yè)擁有更多的機(jī)會依靠國家所有權(quán)來進(jìn)行融資。此實驗結(jié)果與Lee等[24]的研究結(jié)果一致，認(rèn)為財務(wù)狀況良好的公司更有可能將研發(fā)補(bǔ)貼用于預(yù)期目的并增加自身對研發(fā)項目的投資。

表5 融資約束與政府研發(fā)補(bǔ)貼對凈研發(fā)投資強(qiáng)度的影響(GMM-IV法)

接下來，根據(jù)企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)研究了融資約束與政府研發(fā)補(bǔ)貼對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(授權(quán)專利)的單獨影響與調(diào)節(jié)效應(yīng)。表6的模型1-模型8報告了不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)的實驗結(jié)果。對比全部樣本與國有企業(yè)樣本(模型5-模型7)，發(fā)現(xiàn)融資約束對政府研發(fā)補(bǔ)貼與授權(quán)專利之間的作用具有正向顯著的調(diào)節(jié)作用。這表明政府研發(fā)補(bǔ)貼可以緩解企業(yè)融資約束并帶來更多的授權(quán)專利(即創(chuàng)新績效)。這可通過以下說明進(jìn)行解釋，首先政府指定的科技政策目標(biāo)與國有企業(yè)的目標(biāo)通常保持一致，有效減少信息不對稱性所帶來的損失，為擴(kuò)大企業(yè)的技術(shù)基礎(chǔ)創(chuàng)造空間，并產(chǎn)生協(xié)同作用、有效利用政府補(bǔ)貼提高企業(yè)創(chuàng)新績效；其次，政府通過其對研發(fā)補(bǔ)貼的發(fā)展和企業(yè)所有權(quán)的控制可能對國有企業(yè)施加體制與輿論監(jiān)督壓力，以促進(jìn)符合規(guī)定的研發(fā)活動，從而提高效率并因此促進(jìn)創(chuàng)新績效的科技政策實施效果。實驗結(jié)果支持了H2a與H2b，表明企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)與管理間更緊密的結(jié)合會降低代理成本并提高研發(fā)投資效率。

表6 融資約束與政府研發(fā)補(bǔ)貼對授權(quán)專利的影響(負(fù)二項回歸模型)

融資約束對政府研發(fā)補(bǔ)貼對民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的調(diào)節(jié)作用是正向不顯著的。結(jié)合代理理論，本研究認(rèn)為政府作為補(bǔ)貼提供者的目標(biāo)不同于民營企業(yè)所有者目標(biāo)，導(dǎo)致了更高的代理成本和較差的創(chuàng)新績效。所提結(jié)果挑戰(zhàn)了“更多的錢，更多的創(chuàng)新”的理論[30]，并提出創(chuàng)新績效取決于企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)和融資約束水平，因此緩解融資約束并不一定會刺激企業(yè)研發(fā)投資的提升。

五、總結(jié)與展望

近年來，我國政府將研發(fā)補(bǔ)貼作為國家科技政策的一部分，以幫助企業(yè)克服作為全球市場后來者的劣勢，增強(qiáng)競爭力。雖可知政府研發(fā)項目導(dǎo)致了研發(fā)投資的顯著增長，但很少有研究關(guān)注我國市場獨特的基于機(jī)構(gòu)特征與政府研發(fā)補(bǔ)貼間的調(diào)節(jié)作用及其對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。本研究考察了政府研發(fā)補(bǔ)貼、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)、融資約束對創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的綜合影響。選取我國2001—2018年期間2146家上市制造業(yè)企業(yè)為樣本進(jìn)行分析。本研究的實驗結(jié)論如下：首先，對任何所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)而言，政府研發(fā)補(bǔ)貼都會減輕融資約束。與國有企業(yè)相比，政府研發(fā)補(bǔ)貼對民營企業(yè)融資約束程度的緩解效果更明顯。其次，對任何所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)而言，政府研發(fā)補(bǔ)貼都會擠出凈研發(fā)投資。再次，融資約束和政府研發(fā)補(bǔ)貼對凈研發(fā)投資和創(chuàng)新績效的影響取決于企業(yè)融資約束與所有權(quán)性質(zhì)。另外，關(guān)于融資約束對政府研發(fā)補(bǔ)貼對企業(yè)創(chuàng)新績效的調(diào)節(jié)作用，國有企業(yè)的創(chuàng)新績效受融資約束影響顯著，而民營企業(yè)不受影響。最后，除融資約束外，企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)還對凈研發(fā)投資強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新績效有至關(guān)重要的影響。因此本研究認(rèn)為，政府研發(fā)補(bǔ)貼在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活動方面的有效性取決于融資約束水平與所有權(quán)性質(zhì)。未來可嘗試針對企業(yè)不同類型融資約束及其不同細(xì)分所有權(quán)類型占比對其創(chuàng)新績效的影響程度進(jìn)行深入研究。