政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應*——基于融資約束差異的視角

□ 于建忠 陳燕紅

內(nèi)容提要 文章基于中國制造業(yè)1040 家上市企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，實證檢驗政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響具有門檻效應，而且其在不同融資約束企業(yè)中存在差異：當補貼規(guī)模較小時，政府補貼對低融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有促進作用，但對高融資約束企業(yè)沒有產(chǎn)生促進作用；當補貼規(guī)?？缭揭欢ㄩT檻后，政府補貼對高融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的促進作用，而且大于對低融資約束企業(yè)的促進作用。本文還發(fā)現(xiàn)，低融資約束企業(yè)獲得的政府補貼顯著多于高融資約束企業(yè)，這表明補貼規(guī)模與激勵效應大小之間存在一定錯配。因此，政府對補貼企業(yè)篩選與評估時需要考慮企業(yè)融資約束，并實行有針對性和差異化的補貼額度，以提升政府補貼的效果。

一、引言

作為一種公共物品，企業(yè)創(chuàng)新活動具有知識外溢性，其私人收益與社會收益的差距導致企業(yè)私人研發(fā)投入不足（Arrow，1962），這將嚴重阻礙經(jīng)濟向創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展轉(zhuǎn)型。為彌補科技創(chuàng)新資源配置中的市場失靈，政府通過給予企業(yè)補貼、鼓勵企業(yè)創(chuàng)新已經(jīng)成為世界多數(shù)國家和地區(qū)的普遍做法。來自Eurostat（2019）的數(shù)據(jù)資料顯示①，2013年美國研發(fā)經(jīng)費中政府資金占比為27.7%，2018年歐盟28 個國家的這一比例為29.2%，韓國為23%，均高于中國對應年份的比例。就中國的實際情況而言，一方面，近年來中國研發(fā)經(jīng)費中政府資金保持穩(wěn)定增長，從2004年的523.6 億元增長到2019年的4537.3 億元；另一方面，中國情景下政府補貼沒有對企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生顯著效應（張杰等，2015），政府補貼資金替代和擠出企業(yè)自有研發(fā)資金。因此，在目前政府補貼總體規(guī)模不斷擴張的背景下，哪些因素影響政府補貼政策對企業(yè)研發(fā)投入的作用，以及如何提升和發(fā)揮政府補貼政策的有效性，這是直接關系中國實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關鍵問題。

從理論上講，除研發(fā)活動外部性導致企業(yè)創(chuàng)新動機缺乏外，融資約束也是掣肘企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的重要因素。特別是，在目前中國金融體系尚待完善、金融抑制現(xiàn)象依然發(fā)生的現(xiàn)實背景下，信貸資金價格及配置效率的雙重扭曲導致企業(yè)普遍面臨融資約束的難題（張杰，2015）。目前關于政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入作用效果的研究并沒有形成一致性結(jié)論，一部分學者發(fā)現(xiàn)政府補貼對研發(fā)投入的促進效應，也有學者發(fā)現(xiàn)政府補貼存在擠出效應（Zú?iga-Vicente et al.，2014）。針對這種分歧，有研究從政府補貼的非線性作用角度進行解釋，認為政府補貼規(guī)模的差異帶來不同的作用效果，但也得到了U 型和倒U 型兩種不同的結(jié)論 （Dai &Cheng，2015；張杰，2020）；還有研究討論政府補貼在不同企業(yè)之間作用差異，關注企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權性質(zhì)、 研發(fā)階段以及政企關系等特征對政府補貼作用的影響，但以上研究忽略了企業(yè)融資約束的重要作用。實際上，企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權性質(zhì)、政企關系等都是企業(yè)面臨的融資約束程度的外在表現(xiàn)。一般而言，規(guī)模大、成立時間長、國有和存在政治關聯(lián)的企業(yè)，更容易獲取銀行的貸款（佟愛琴和陳蔚，2016；張杰等，2021），因此面臨的融資約束程度較小。因此，企業(yè)融資約束可能是導致政府補貼對不同企業(yè)研發(fā)投入作用存在差異的本質(zhì)因素。那么，政府補貼是否對不同融資約束企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生了不同的作用效果？

本文在探討政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響中，于企業(yè)融資約束差異的視角，提出研究假設，并利用1040 家制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)對上述問題進行實證檢驗，以期為政府調(diào)整補貼分配傾向和改進資助對象評估體系提供依據(jù)，從而提升中國創(chuàng)新補貼政策的有效性。

與已有文獻相比，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面： 一是，不同于已有研究關注規(guī)模、年齡、產(chǎn)權性質(zhì)等外在特征的差異，本文從企業(yè)融資特征的視角探究影響政府補貼創(chuàng)新效應的內(nèi)在因素，拓展了政府補貼對企業(yè)研發(fā)作用的相關研究；二是，本文研究發(fā)現(xiàn)，在不同融資約束的企業(yè)中政府補貼對研發(fā)投入的門檻效應存在差異，這為已有文獻中政府補貼作用效果的爭論提供了一個合理解釋；三是，將企業(yè)融資約束程度和與政府補貼規(guī)模結(jié)合起來，分析了政府對不同融資約束企業(yè)的補貼規(guī)模，揭示了政府補貼規(guī)模與激勵效應大小之間的錯配，為改進政府政策效果提供了經(jīng)驗依據(jù)。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

已有文獻對政府補貼作用的研究包括對企業(yè)研發(fā)投入、專利產(chǎn)出、新產(chǎn)品產(chǎn)值和全要素生產(chǎn)率等多個方面的作用。鑒于政府補貼是源于解決研發(fā)正外部性帶來的市場失靈問題，而且專利、新產(chǎn)品、生產(chǎn)率的提升本質(zhì)上來自企業(yè)的研發(fā)活動，因而這里主要討論政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效果，即政府補貼的創(chuàng)新效應。

關于政府補貼能否產(chǎn)生創(chuàng)新激勵效應的研究一直是國內(nèi)外學者關注的熱點，已有研究結(jié)論存在很大的爭論。Zú?iga-Vicente et al.（2014）對已有研究統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，63%的文獻證實政府補貼存在擠入效應，20%的文獻沒有拒絕擠出效應，剩余17%則發(fā)現(xiàn)政府補貼效果具有“中性”。那么，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的作用為何會出現(xiàn)這種差異？ 是什么因素導致政府補貼政策的作用效果差異？ 回顧已有文獻，本文將導致政府補貼作用效果差異的因素分為兩類： 一是政府資助對象企業(yè)的特征差異，二是政府補貼的規(guī)模差異。

從企業(yè)特征的角度，已有文獻考察了企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權性質(zhì)、研發(fā)階段、企業(yè)年齡及政企關系的不同。首先，企業(yè)規(guī)模的差異會影響政府補貼對研發(fā)的作用效果（Lach，2002）。白俊紅（2011）認為由于大企業(yè)在資金方面具有較大優(yōu)勢，對創(chuàng)新風險承受能力較高，政府補貼的創(chuàng)新激勵效果更佳。王曉珍等（2017）和Liu et al.（2016）認為當政府補貼有效解決小企業(yè)資金困難時，更容易激勵小企業(yè)研發(fā)投資積極性。其次，企業(yè)所有權性質(zhì)也是與政府補貼效果相關的因素。由于國有企業(yè)與政府間的密切關系，在獲取政府補貼和國有金融機構外部融資方面具有天然優(yōu)勢（楊洋等，2015；張杰等，2021），而民營企業(yè)由于產(chǎn)權清晰激勵作用有效，具有市場競爭意識和競爭壓力，將導致政府補貼在國有企業(yè)的實施效果不同于民營企業(yè) （Yu et al.，2016； 欒強和羅守貴，2017； 樊利和李忠鵬，2020）。再次，政府對企業(yè)研發(fā)過程的不同階段進行資助，其創(chuàng)新效果也存在差異?；A研究階段的風險性與不確定程度比開發(fā)階段更高，其知識外溢性也更強，信息不對稱將導致基礎研究階段更難以獲取外部資金，這可能成為影響政府補貼效果的 重 要 因 素 （Czarnitzki et al.，2011；Liu et al.（2016）。此外，相比于在位企業(yè)，朱金生和朱華（2021）研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼對新創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新更容易產(chǎn)生激勵效應。最后，也有學者關注了政企關系對補貼政策效果的影響，如佟愛琴和陳蔚（2016）發(fā)現(xiàn)，有政治聯(lián)系的民營企業(yè)獲取政府補貼可以激勵研發(fā)創(chuàng)新，而劉虹等（2012）認為基于政治背景獲取的政府補貼不利于提升創(chuàng)新能力，甚至會抑制企業(yè)研發(fā)的積極性。

上述這一類文獻關注了政府補貼對不同特征企業(yè)的作用差異，企業(yè)特征包括規(guī)模、產(chǎn)權性質(zhì)、研發(fā)階段、年齡和有無政治關聯(lián)等。但是，這些因素所表現(xiàn)出來的政府補貼作用效果的差異，實際上可能與企業(yè)面臨的融資約束程度有關。這是因為，一般規(guī)模越大、 國有以及存在政治關聯(lián)的企業(yè)，抵押資產(chǎn)越多或者與政府關系密切，從而更容易從金融機構獲得信貸資金（楊洋等，2015），即融資約束更小。因此，企業(yè)的融資約束可能是決定政府補貼政策效果的內(nèi)在和本質(zhì)因素。

第二類文獻討論了補貼資金規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新具有非線性的作用效果，這也可能是導致政府補貼作用效果存在差異的原因。G?rg & Strob（2007）利用愛爾蘭制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，當補貼規(guī)模較少時具有擠入效應，而補貼規(guī)模較大時，政府補貼對研發(fā)支出產(chǎn)生擠出效應；Guellec & De La Potterie（2000）和Dai & Cheng（2015）分別對17 個OECD 國家企業(yè)和中國制造業(yè)企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼金額與企業(yè)私人研發(fā)支出呈倒U 型關系。國內(nèi)學者劉虹等（2012）的研究支持了上述結(jié)論，政府補貼對企業(yè)研發(fā)具有激勵效應和替代效應，兩種效應的存在呈現(xiàn)出“倒U 型”特征。與此不同的是，張杰（2020）利用2008～2014年的全國企業(yè)創(chuàng)新調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼與私人研發(fā)投入之間存在U 型關系，即只有當補貼強度超過一定閾值，政府補貼才能促進企業(yè)創(chuàng)新（朱金生和朱華，2021）。由此可見，政府補貼的非線性作用也存在爭論，一部分文獻認為，政府補貼規(guī)模較大時，政府補貼的作用效果較差；另一部分文獻發(fā)現(xiàn)，政府補貼只有超過一定規(guī)模才能發(fā)揮促進作用，太少的補貼對研發(fā)投入沒有促進作用。那么，是什么因素導致政府補貼對研發(fā)投入的非線性作用出現(xiàn)相反的結(jié)果？

有文獻發(fā)現(xiàn)，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新的非線性效應也因企業(yè)因素存在差異，如毛其淋和許家云（2015）發(fā)現(xiàn)補貼強度位于最適區(qū)間內(nèi)才能產(chǎn)生激勵新產(chǎn)品創(chuàng)新的作用，且這種最適區(qū)間隨著時間動態(tài)變化；戴小勇和成力為（2014）發(fā)現(xiàn)政府補貼與企業(yè)研發(fā)投入的復雜非線性關系，但同時發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)特別是民營高技術企業(yè)中只存在擠入效應，沒有擠出效應；張輝等（2016）發(fā)現(xiàn)在最適區(qū)間內(nèi)政府補貼的影響效應在不同所有制、 地區(qū)和行業(yè)存在差異，在民營、東部地區(qū)和高端行業(yè)效果更佳；張杰（2020）發(fā)現(xiàn)，政府補貼對研發(fā)投入的U 型激勵效應只存在于民營企業(yè)中，而其他所有制企業(yè)中不存在任何激勵效應。

綜上可知，現(xiàn)有文獻從多個角度研究了政府補貼政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響差異，但仍然存在值得探索的空間：一是，現(xiàn)有文獻關注了企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權性質(zhì)等特征的差異，但是忽視了企業(yè)融資約束程度對解釋政府補貼對研發(fā)投入作用差異的重要性。無論不同企業(yè)規(guī)模的資金優(yōu)勢差異、不同產(chǎn)權性質(zhì)和有無政治關聯(lián)企業(yè)的銀行信貸差異，還是不同研發(fā)階段的風險及不確定性差異，都是企業(yè)面臨的融資約束程度的外在表現(xiàn)。企業(yè)融資約束程度是影響政府補貼政策創(chuàng)新效應的內(nèi)在和本質(zhì)因素。二是，盡管已有文獻分析了政府補貼規(guī)模對企業(yè)研發(fā)投入的非線性影響，但也缺乏對不同融資約束企業(yè)異質(zhì)性的討論。

（二）研究假設

企業(yè)在創(chuàng)新投資決策時面臨兩種情況： 一是由于正外部性導致企業(yè)缺乏研發(fā)投資的動力和激勵。針對研發(fā)動力不足的情況，一般認為，政府給予企業(yè)研發(fā)補貼，以及實行嚴格的知識產(chǎn)權保護制度，可以彌補和緩解研發(fā)投資私人收益和社會收益的差距，有效解決企業(yè)研發(fā)動力和激勵問題（張輝等，2016；吳超鵬和唐菂，2016）。二是當企業(yè)研發(fā)投資動力充足時，融資約束和內(nèi)部資金不足是掣肘于企業(yè)研發(fā)的另一因素（張杰等，2012）。

政府對企業(yè)的補貼規(guī)模決定了對研發(fā)活動私人收益與社會收益差距的彌補程度。當政府補貼資金規(guī)模較小時，不足以彌補企業(yè)私人收益與社會收益的差距，企業(yè)研發(fā)活動依然存在激勵不足的問題，因而政府補貼可能不會產(chǎn)生激發(fā)企業(yè)增加研發(fā)投入的作用（毛其淋和許家云，2015）。當政府科技補貼資金規(guī)模較大時，將對研發(fā)活動知識外溢的社會補償過度，這不利于企業(yè)持續(xù)進行研發(fā)投資。一方面，在企業(yè)研發(fā)項目有限的前提下，規(guī)模較大的政府補貼可能會替代企業(yè)自有研發(fā)資金，不利于企業(yè)增加私人研發(fā)投資；另一方面，政府直接補貼這種簡單且大規(guī)模的外部收益，將激發(fā)企業(yè)套取補貼的尋租動機（肖興志等，2014），減少企業(yè)對創(chuàng)新性活動的資金投入，對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生逆向影響機制。因而，隨著補貼額度的增加，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的作用是變化的，呈現(xiàn)出門檻效應。因此，本文提出如下假設：

假設1：隨著政府補貼的增加，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響具有門檻效應。

政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應在不同融資約束企業(yè)中存在差異。對面臨較低融資約束的企業(yè)而言，最需要解決的是因知識溢出的外部性而導致的私人收益低于社會收益的問題。一般來講，嚴格且合理的知識產(chǎn)權保護制度在一定程度上有助于縮小私人收益和社會收益的差距（吳超鵬和唐菂，2016），激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新投資的動力。因而，政府補貼規(guī)模較少時，對低融資約束的企業(yè)創(chuàng)新投入具有促進效應。

不同于低融資約束的企業(yè)，面臨較高融資約束的企業(yè)不僅需要彌補其私人收益與社會收益的差距，而且還需要克服自身內(nèi)部資金缺乏的限制，并將剩余的補貼資金分配給尚未啟動的研發(fā)項目。因此，當政府補貼資金規(guī)模較小時，將難以對高融資約束企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生激勵效應。

假設2a：當政府補貼較少時，政府補貼對低融資約束的企業(yè)研發(fā)投入具有促進作用，但是其對高融資約束的企業(yè)沒有促進作用。

隨著政府補貼規(guī)模的提高，越過一定的門檻水平，其對高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)的作用也存在差異。

一方面，在面臨較高融資約束的企業(yè)中，一批具有潛在市場應用前景的研發(fā)項目，因風險性和信息不對稱等難以獲得金融機構融資而不得不暫時停滯，這些企業(yè)研發(fā)投資需求不能得到滿足。此時，政府通過給予直接補貼的方式降低企業(yè)研發(fā)項目成本，不僅有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的動力，而且隨著政府補貼的額度的提高，將使一部分因資金不足而擱置的研發(fā)項目重新啟動，增加了面臨融資約束企業(yè)的研發(fā)投入。

另一方面，政府直接補貼會對金融機構發(fā)出認證信號（Wu，2017），更利于原先面臨融資約束的企業(yè)獲得融資，增加研發(fā)投入。企業(yè)在向政府申請研發(fā)補貼時，政府會組織專家就其技術前沿性、可行性和未來經(jīng)濟效益等諸多方面進行科學評估，因而政府部門可以掌握金融機構難以獲取的研發(fā)項目信息（王剛剛等，2017）。當政府部門做出給予企業(yè)補貼的決策時，相當于向金融機構傳遞出該研發(fā)項目風險較低且具有較高收益率的有利信號，補貼規(guī)模越大說明企業(yè)研發(fā)項目質(zhì)量越高，緩解了金融機構與企業(yè)之間關于研發(fā)項目的信息不對稱，從而擴展了企業(yè)R&D 投資的外部融資渠道，促使企業(yè)增加研發(fā)投入。因此，在企業(yè)面臨的融資約束程度越大時，政府補貼對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的促進效應更大。本文提出如下假設：

假設2b：當補貼規(guī)?？缭揭欢ㄩT檻后，政府補貼對高融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有促進作用，而且大于對低融資約束企業(yè)的促進作用。

三、研究設計

（一）模型設定

為了檢驗政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應，借鑒Hansen（1999）提出的面板門檻模型，根據(jù)實際數(shù)據(jù)內(nèi)生劃分政府補貼強度的不同區(qū)間，進而檢驗不同區(qū)間內(nèi)政府補貼對企業(yè)研發(fā)投資的門檻效應，單一門檻模型設定如下：

其中，RDI 為研發(fā)投資強度；Sub 表示政府補貼強度；I（·）是示性函數(shù)，當括號內(nèi)條件滿足時，取值為1，否則取值為0，Sub 即是門檻變量，又是顯示出門檻效應的變量；τ 為待估計的門檻值，其值的確定需要經(jīng)過搜索過程，對于給定的門檻值，估計得到的模型殘差平方和最小時，確定為最優(yōu)門檻值；Z 為控制變量，用來表示其他影響企業(yè)研發(fā)投資的因素，包含以下因素：企業(yè)規(guī)模（Size）意味著企業(yè)的創(chuàng)新動力、 風險抵抗能力和資金控制能力的不同，小型企業(yè)為了能在激烈市場競爭存活，具有強烈的創(chuàng)新動力和需求，但其控制資金和抵抗創(chuàng)新風險能力弱，規(guī)模大的企業(yè)則恰好相反，究竟是創(chuàng)新動力還是風險抵抗能力更為重要，已有研究尚未取得一致性認識； 企業(yè)資產(chǎn)負債率（Lev）是反應企業(yè)債務狀況的重要指標，財務杠桿高的企業(yè)迫于債務壓力難以籌集研發(fā)資金； 總資產(chǎn)利潤率（ROA）作為企業(yè)經(jīng)營績效的參考指標，也會對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生影響；企業(yè)年齡（Age）表示企業(yè)的生產(chǎn)與經(jīng)營經(jīng)驗，同企業(yè)規(guī)模一樣，關于新企業(yè)還是老企業(yè)的研發(fā)傾向更大尚未得到一致結(jié)論；資本密集度（Cap）反應企業(yè)是資本要素密集型還是勞動要素密集型，不同要素密集型的企業(yè)對于研發(fā)和創(chuàng)新的依賴程度不同； 第一大股東持股比例（Share1）是反應企業(yè)治理結(jié)構的指標，第一大股東持股比例越高，其對職業(yè)經(jīng)理人投資決策的干預越高； 除此之外，本文把企業(yè)所有制類型（Dum）作為虛擬變量加入到模型中，以控制不同企業(yè)性質(zhì)對研發(fā)投入的干擾； 為了考察現(xiàn)金存量和借款對企業(yè)研發(fā)投入的作用，本文也控制了現(xiàn)金存量指標（Cash）和借款指標（Loan）。

在單一門檻模型的基礎上，可進一步對政府補貼強度的區(qū)間進行劃分，由此可衍生出雙重門檻模型，其設定如下：

此外，應用門檻效應模型需要進行兩個檢驗：一是門檻效應存在性檢驗，二是門檻值真實性檢驗。針對單一門檻模型式（1），第一個檢驗的原假設和備擇假設分別為：

H0∶α1≠α2，即門檻效應存在；

H1∶α1=α2，即門檻效應不存在。

在確定門檻效應存在的基礎上，需要進一步對門檻值的真實性進行檢驗，其原假設和備擇假設分別為：

H0∶=τ，即門檻估計值等于門檻真實值；

H1∶≠τ，即門檻估計值不等于門檻真實值。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文使用來自滬深兩市的制造業(yè)上市公司樣本，財務數(shù)據(jù)來源于Wind 金融資訊數(shù)據(jù)庫，樣本區(qū)間為2014～2019年。本文對數(shù)據(jù)做了如下處理：（1）刪除*ST 類和研發(fā)經(jīng)費、政府補貼等主要變量缺失的觀測企業(yè)；（2）刪除資產(chǎn)負債率大于1 的企業(yè)，實際上這些企業(yè)已經(jīng)資不抵債；（3）對研發(fā)強度、補貼強度和總資產(chǎn)收益率等變量在1%水平進行縮尾處理；（4）處理成平衡面板數(shù)據(jù)。最終獲得一個包含1040 個上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)資料。各變量的符號、定義和構造方法如表1 所示。

表1 變量的符號、名稱與構造方法

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。其中，企業(yè)研發(fā)投入強度的平均值為3.74%，對應的政府補貼強度平均值為1.09%，計算兩者的相關系數(shù)發(fā)現(xiàn)，全樣本中研發(fā)投入強度與政府補貼的相關系數(shù)0.379，在1%水平上呈現(xiàn)顯著性，表明政府補貼與企業(yè)研發(fā)投入具有正相關關系。借鑒孫靈燕和李榮林（2012）的做法，以“利息支出/固定資產(chǎn)凈值”作為融資約束指標，該值越小表明難以獲取外部資金，面臨融資約束越大。將所有樣本企業(yè)按照“利息支出/固定資產(chǎn)凈值”的中位數(shù)分為兩組，值較大的一組企業(yè)為低融資約束組，值較小的企業(yè)為高融資約束組。計算兩組企業(yè)中研發(fā)投入與政府補貼的相關系數(shù)，在高融資約束企業(yè)中相關系數(shù)為0.431，大于低融資約束企業(yè)中相關系數(shù)（0.281），且均通過1%水平的顯著性檢驗，初步說明政府補貼與研發(fā)投入的相關性在不同融資約束企業(yè)間存在差異。

表2 變量描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果分析與討論

（一）平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

由于面板數(shù)據(jù)中包含時間序列成分，首先對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文采用的數(shù)據(jù)屬于大N 小T 型結(jié)構，其中時間維度僅包含6年，時間序列特征并不明顯，且多數(shù)變量屬于財務比率等相對性指標，因而數(shù)據(jù)存在單位根的可能性不大。出于對研究結(jié)果穩(wěn)健性的考慮，為避免出現(xiàn)偽回歸等不可靠的實證結(jié)果，這里采用LLC 和IPS兩種方法對存在時間序列成分的主要變量進行檢驗，對應結(jié)果列于表3。

由表3 可知，經(jīng)過LLC 檢驗和IPS 檢驗后發(fā)現(xiàn)，各變量均在1%顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，表明各個變量都屬于平穩(wěn)性序列，可以通過回歸分析考察變量之間的關系。

表3 主要變量的平穩(wěn)性檢驗

（二）政府補貼對不同融資約束企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應

本文運用面板門檻模型實證檢驗政府補貼對研發(fā)投入的非線性影響，并分析政府補貼的非線性作用在不同融資約束企業(yè)中差異。通過自抽樣方法對門檻效果的存在性進行檢驗，確認存在的門檻個數(shù)并估計出對應的門檻值，結(jié)果列于表4。

表4 顯示，通過自抽樣構造出漸進分布的F檢驗發(fā)現(xiàn)，全樣本及分組樣本都在1%的顯著性水平上拒絕不同區(qū)間內(nèi)政府補貼影響系數(shù)相同的原假設，表明政府補貼對研發(fā)投入的激勵效果存在雙重門檻效應。全樣本中兩個門檻估計值分別為0.012 和0.047；在低融資約束樣本中，兩個門檻的估計值與全樣本中門檻值十分接近，分別為0.014和0.041；在高融資約束樣本中兩個門檻值均低于全樣本的門檻值，分別為0.004 和0.012。

表4 門檻效果存在性檢驗和門檻值估計

進一步，運用構造的LR 統(tǒng)計量對門檻估計值真實性進行檢驗，圖1、圖2 和圖3 報告了LR值隨政府補貼強度的變化趨勢，結(jié)果表明不管是全樣本、低融資約束組還是高融資約束組，兩個門檻值對應的LR 值均低于5%的顯著性水平臨界值7.35，從而接受原假設，可以認為門檻估計值等于其真實值。

圖1 全樣本雙重門檻估計值真實性檢驗

圖2 低融資約束企業(yè)雙重門檻估計值真實性檢驗

圖3 高融資約束企業(yè)雙重門檻估計值真實性檢驗

在門檻效應存在性和門檻值真實性檢驗通過之后，本文估計出政府補貼在不同門檻區(qū)間內(nèi)對企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)，表5 列出了門檻效應的估計結(jié)果。

表5 第（1）列顯示，在全樣本企業(yè)的三個補貼強度區(qū)間內(nèi)，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響均在1%水平上是顯著的。這表明，政府通過給予企業(yè)補貼，可以彌補企業(yè)研發(fā)活動知識外溢性帶來的社會收益與私人收益的差距，進而促進企業(yè)增加研發(fā)投入，政府補貼具有顯著的創(chuàng)新激勵效應。但是，在不同政府補貼區(qū)間內(nèi)，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入存在門檻效應。當政府補貼強度位于第一門檻區(qū)間內(nèi)時，其影響系數(shù)為0.955，當位于第二門檻區(qū)間內(nèi)時影響系數(shù)縮小為0.606，在第三區(qū)間內(nèi)時進一步縮小為0.368，這表明隨著政府補貼強度的逐漸提升，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響逐漸弱化，當政府補貼強度低于0.012 時，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用最大。因此，隨著政府補貼強度的增加，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響是逐步縮小的，假設1 得到驗證。

表5政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應估計結(jié)果

控制變量中企業(yè)規(guī)模（Size）對企業(yè)研發(fā)投入的影響顯著為正，企業(yè)規(guī)模增大會提高其研發(fā)投入；主營業(yè)務收入增長率（Grow）和企業(yè)利潤率（ROA）對企業(yè)研發(fā)投入具有顯著負向影響，說明當前成長性和盈利性較好的企業(yè)具有一定的創(chuàng)新惰性；企業(yè)資產(chǎn)負債率（Lev）對企業(yè)研發(fā)投入的影響顯著為負，說明企業(yè)財務杠桿較高，難以增加研發(fā)投入；大股東持股比例（Share1）和資本密集度（Cap）影響系數(shù)為正，但兩者均沒有達到5%水平的顯著性；企業(yè)年齡（Age）對研發(fā)投入具有顯著的正向影響，說明隨著企業(yè)年齡的增加，其從事研發(fā)創(chuàng)新活動的經(jīng)驗更為豐富，相對研發(fā)投入強度也持續(xù)提高?，F(xiàn)金存量（Cash）對研發(fā)投入具有正向促進作用，表明融資約束企業(yè)對內(nèi)部資金存量具有依賴性，持有現(xiàn)金可以起到平滑研發(fā)投入的作用，但是借款（Loan）對研發(fā)投入具有顯著的負向影響。

表5 第（2）列顯示，低融資約束企業(yè)中政府補貼的門檻效應基本與全樣本的回歸結(jié)果一致，隨著政府補貼強度的不斷增加，政府補貼對研發(fā)投入的影響系數(shù)逐漸縮小，當政府補貼強度低于0.014 時，其影響系數(shù)最大（0.854）。盡管政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響逐步縮小，但還未呈現(xiàn)出擠出效應。這可能是由于政府補貼強度沒有達到產(chǎn)生擠出效應的門檻值，因此進一步提高政府的研發(fā)補貼強度，優(yōu)化研發(fā)補貼分配結(jié)構，仍然有利于發(fā)揮和釋放政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。

表5 第（3）列顯示，不同于全體樣本和低融資約束組樣本，在面臨較高融資約束的企業(yè)中，當政府補貼強度位于第一區(qū)間內(nèi)時，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響為0.161，但是不具有顯著性。在受到較大融資約束的企業(yè)中，政府補貼不僅用于補償研發(fā)項目私人收益和社會收益的差距，還需用于改善企業(yè)較高融資約束的限制，因而當補貼資金較少時，政府補貼難以發(fā)揮對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用。因此，當政府補貼額度較少時，政府補貼對低融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的促進作用，但是對高融資約束企業(yè)不具有促進作用，假設2a 得到驗證。

在高融資約束企業(yè)中，當政府補貼強度位于第二區(qū)間（0.004，0.012]時，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)為1.397，在1%水平上顯著，并且大于政府補貼在低融資約束企業(yè)的最大效應系數(shù)（0.854）；當政府補貼強度增加到第三區(qū)間（0.012，+）時，影響系數(shù)縮小為0.674，但仍然高于低融資約束企業(yè)在對應區(qū)間的影響系數(shù)（0.57 和0.252）。上述結(jié)果表明，隨著政府補貼規(guī)模跨越一定的門檻水平（0.004），政府補貼對高融資約束企業(yè)研發(fā)投入的促進作用大于低融資約束企業(yè)，假設2b 得到驗證。

相對于低融資約束企業(yè)，將更大規(guī)模的政府補貼資金分配給高融資約束企業(yè)，將發(fā)揮更大的促進效應，有助于提升政府補貼政策的總體作用效果。

（三）融資約束指標合理性的檢驗

本文借鑒孫靈燕和李榮林（2012）的做法，采用“利息支出/固定資產(chǎn)凈值”作為企業(yè)外部融資指標，將上市企業(yè)劃分為兩組，該指標較小時，表明企業(yè)難以獲取外部融資，即面臨較高的融資約束。為檢驗上述劃分融資約束程度的合理性，借鑒Fazarri et al.（1988）的方法檢驗研發(fā)投資—現(xiàn)金流敏感性。Fazarri et al.（1988）認為當企業(yè)難以獲取外部資金時，企業(yè)的投資行為將主要依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，因此研發(fā)投資對現(xiàn)金流極為敏感。企業(yè)現(xiàn)金流充裕時，研發(fā)投資也將增多；現(xiàn)金流不足時，研發(fā)投資亦隨之減少。模型設定如下：

其中，RD 表示研發(fā)投資，Q 是托賓q，表示企業(yè)投資機會，CF 是企業(yè)現(xiàn)金流，K 是指企業(yè)固定資產(chǎn)凈值；Size、Grow 和Lev 分別表示企業(yè)規(guī)模、成長性和資產(chǎn)負債率，用來作為控制變量。根據(jù)Fazarri et al.（1988）的研究，當θ2顯著大于0 時，表示企業(yè)研發(fā)投資與現(xiàn)金流存在敏感性，企業(yè)面臨外部融資約束。

表6 給出了研發(fā)投資與現(xiàn)金流敏感性的檢驗結(jié)果，為了防止異方差和序列相關的影響，在第（2）—（5） 列采用Driscoll-Kraay 穩(wěn)健性估計調(diào)整標準差。

表6 的實證結(jié)果顯示，在全樣本中，企業(yè)現(xiàn)金流對研發(fā)投資具有顯著的促進效應，其標準化影響系數(shù)為0.109，在1%水平上顯著，表明研發(fā)投資對企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性較強，當內(nèi)部現(xiàn)金流充裕時，企業(yè)傾向于將更多資金用于研發(fā)活動，當企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流匱乏時，企業(yè)將減少研發(fā)投資。從全樣本結(jié)果可知，研發(fā)投資與現(xiàn)金流具有敏感性關系，這表明，整體上企業(yè)研發(fā)投資活動面臨著一定程度的融資約束，外部融資渠道受阻。

進一步探討不同外部融資下企業(yè)研發(fā)投資與現(xiàn)金流的敏感性，表6 第（4）、第（5）列分別給出了高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)的回歸結(jié)果。由第（4）列可知，在高融資約束企業(yè)中，內(nèi)部現(xiàn)金流對研發(fā)投資的影響為正，其標準化影響系數(shù)較大（0.169），高于全樣本中的對應系數(shù)（0.109），在1%水平上顯著，這表明研發(fā)投資與內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性程度更強，企業(yè)研發(fā)活動嚴重依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流狀況，當企業(yè)存在研發(fā)投資需求時，難以通過金融機構獲取融資，融資約束程度較高。由第（5）列可知，在低融資約束企業(yè)中，企業(yè)現(xiàn)金流對研發(fā)投資的影響不具有顯著性，且影響系數(shù)很?。?.000），說明企業(yè)研發(fā)投資與內(nèi)部現(xiàn)金流不存在敏感性，由于能夠有效獲取外部資金，這類企業(yè)的研發(fā)投資活動不會面臨較大的融資約束。

因此，將“利息支出/固定資產(chǎn)凈值”作為企業(yè)外部融資程度的指標，可有效區(qū)分高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)。

表6研發(fā)投資—現(xiàn)金流敏感性檢驗

表7高、低融資約束兩個樣本政府補貼均值差異檢驗

（四）政府補貼的分配差異

本文研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼對研發(fā)投入的影響在不同融資約束的企業(yè)中存在差異，當政府補貼較少時，政府補貼對低融資約束企業(yè)具有顯著的促進作用，但對高融資約束企業(yè)不具有顯著促進影響；當政府補貼跨越一定門檻之后，政府補貼對高融資約束企業(yè)研發(fā)投入的促進作用大于低融資約束企業(yè)。那么，政府補貼是否更多的流向面臨融資約束的企業(yè)？ 這是準確判斷和評價當前政府補貼政策績效的關鍵?；诖?，本文對高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)兩組樣本中政府補貼的均值差異性進行統(tǒng)計檢驗，檢驗結(jié)果列于表7。

表7 顯示，面臨較高融資約束企業(yè)的政府補貼為2372.99 萬元，而較低融資約束企業(yè)的政府補貼為3453.16 萬元，對兩個樣本均值的差異檢驗發(fā)現(xiàn)，t 值為-4.7，拒絕兩組樣本中政府補貼不存在顯著差異的原假設，即高融資約束企業(yè)獲得的政府補貼規(guī)模顯著低于低融資約束企業(yè)，表明政府補貼更多地流入給資金充裕的低融資約束企業(yè)。

考慮到政府補貼只有在跨越一定門檻后，才對高融資約束企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生顯著促進作用，而且政府補貼對高融資約束企業(yè)研發(fā)投入的促進作用更大，這說明政府補貼的分配與政府補貼作用效果之間存在一定的錯配，調(diào)整政府補貼對低融資約束企業(yè)的分配傾向性，將有利于提高政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用。

四、結(jié)論與啟示

如何提升政府補貼的創(chuàng)新效應是實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的關鍵所在。為了探討影響政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入作用的因素，采用中國1040 家制造業(yè)上市公司的微觀數(shù)據(jù)，分析了政府對企業(yè)研發(fā)投入的作用機理，并提出研究假設，運用面板門檻模型實證檢驗政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響，并討論政府補貼對不同融資約束企業(yè)研發(fā)投入的作用差異。主要結(jié)論如下：（1）政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入具的影響有門檻效應，即隨著政府補貼的增加，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用逐步減小。（2）當補貼規(guī)模較小時，政府補貼對低融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有顯著促進作用，但對高融資約束企業(yè)研發(fā)投入不存在促進作用。（3）當補貼規(guī)模跨越一定門檻之后，政府補貼對高融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的促進作用，而且大于對低融資約束企業(yè)的促進作用。（4）低融資約束企業(yè)獲得的政府補貼顯著多于高融資約束企業(yè)，表明政府補貼的流向與作用效果之間存在偏差。

企業(yè)融資約束不僅是阻礙研發(fā)投入的重要因素，并且融資約束還影響政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的作用大小。本文結(jié)論蘊含的政策含義：一是完善政府補貼分配的評估體系。當前政府補貼分配的評估體系傾向于“挑選勝者”，給予資金充裕的企業(yè)更多補貼，而融資約束企業(yè)因缺乏資金中斷了一批研發(fā)項目。通過完善政府補貼分配的評估體系，改變當前“挑選勝者”的補貼分配傾向，實現(xiàn)政府補貼傾向由低融資約束企業(yè)向高融資約束企業(yè)轉(zhuǎn)變，可以提高政府補貼的創(chuàng)新激勵效果。二是大幅增加對高融資約束企業(yè)的補貼額度。由于自身融資約束的限制，政府補貼強度需要跨越門檻值后才呈現(xiàn)出擠入效應，因此在完善分配評估體系的基礎上，通過實行差異化補貼額度的分配方式，大幅增加對高融資約束企業(yè)的補貼資金，促進融資約束企業(yè)獲取更多的政府資金，提高自身研發(fā)投入。

注釋：

①資料來源：歐盟統(tǒng)計局，https：//ec.europa.eu/eurostat/databrowser/view/tsc00031/default/table?lang=en