馬晶梅，趙雨薇，肖艷紅，賈紅宇

(哈爾濱理工大學經濟與管理學院，黑龍江 哈爾濱 150080)

0 引言

制造業(yè)升級是中國經濟實現(xiàn)高質量發(fā)展的重要環(huán)節(jié)，創(chuàng)新是制造企業(yè)提高生產技術水平，實現(xiàn)工藝升級、產品升級乃至價值鏈升級的根本動力和關鍵。由于創(chuàng)新資金投入巨大，創(chuàng)新成果及其價值難以預估，創(chuàng)新過程具有相當程度的不確定性，這些均需要企業(yè)擁有穩(wěn)定、充足的資金來源作為保障。與此同時，國內資本市場不夠完善，融資渠道相對單一，商業(yè)銀行貸款是企業(yè)最為主要的融資來源，大部分企業(yè)尤其是私營企業(yè)和中小型企業(yè)自有資金和外部融資渠道均十分有限，普遍面臨融資困難。因此，優(yōu)化企業(yè)融資來源結構、緩解其面臨的融資約束，對于降低融資成本及風險、提高企業(yè)創(chuàng)新積極性、推動中國向創(chuàng)新驅動型經濟轉型具有十分重要的現(xiàn)實意義。

經驗研究表明，融資約束會顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新，同時，不同渠道融資對于企業(yè)創(chuàng)新決策、創(chuàng)新模式和創(chuàng)新績效的影響有所差異[1-2]。較強的融資約束迫使企業(yè)在進行創(chuàng)新決策時更為謹慎，因而能夠降低企業(yè)創(chuàng)新風險，提高創(chuàng)新效率[3]。根據(jù)融資優(yōu)序理論，企業(yè)傾向于優(yōu)先使用融資成本較低的內部資金，增加內源融資能夠促進企業(yè)參與創(chuàng)新[4-5]。降低內源融資約束可以有效激勵企業(yè)參與自主創(chuàng)新，但是，這種激勵效應在中央及政府控股公司中沒有體現(xiàn)[6]。 企業(yè)創(chuàng)新投資不取決于內源融資約束，而是主要受外源融資約束的影響[7]。通過減輕中小規(guī)模企業(yè)、民營企業(yè)以及高技術企業(yè)的外源融資約束，更能激勵企業(yè)參與創(chuàng)新[8]。

為了鼓勵創(chuàng)新，解決創(chuàng)新企業(yè)面臨的融資問題，各國紛紛采取減稅優(yōu)惠或補貼的扶持政策。關于財稅支持政策對創(chuàng)新影響的研究成果較多，但是沒有形成一致結論。部分學者[9-11]認為減稅優(yōu)惠等財稅支持政策對企業(yè)創(chuàng)新產生正向擠入效應，是政府促進企業(yè)創(chuàng)新的重要手段，并且對于技術密集型企業(yè)、國有企業(yè)和中小型企業(yè)創(chuàng)新投入的擠入效應更為明顯。還有學者[12]以美國和法國企業(yè)為研究對象，得出財稅支持政策對企業(yè)創(chuàng)新產生擠出效應的結論。鄭春美等[13]以創(chuàng)業(yè)板331家高新技術企業(yè)為樣本，同樣發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠會抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入。政府研發(fā)補貼會抑制高新技術企業(yè)的創(chuàng)新投入，并且對于非國有高新技術企業(yè)的負向影響更強[14]。

2008年，科技部、財政部、國家稅務總局聯(lián)合印發(fā) 《高新技術企業(yè)認定管理辦法》，規(guī)定了高新技術企業(yè)的認定程序和條件，其中包括研發(fā)強度門檻的設定。然而， “門檻”會誘使企業(yè)采取迎合手段以滿足政策要求，導致政策性道德風險[15]。研發(fā)強度在門檻值附近不連續(xù)，其原因是由于部分企業(yè)采取研發(fā)操縱方式以獲取政策優(yōu)惠，并且這一現(xiàn)象更容易發(fā)生在民營企業(yè)、盈利企業(yè)以及稅收監(jiān)管力度弱的區(qū)域[16]。由于采取研發(fā)操縱方式迎合制度的 “偽高新技術企業(yè)”創(chuàng)新績效較差，影響了政策的創(chuàng)新激勵效應[17]。研發(fā)操縱對高新技術企業(yè)認定與企業(yè)技術創(chuàng)新效率之間起到負向調節(jié)作用[18]。研發(fā)操縱僅增加了企業(yè)實用新型專利的數(shù)量，沒有產生實質性的創(chuàng)新成果，還對企業(yè)市場績效的提高起到抑制作用[19]。

融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的研究成果主要集中在對創(chuàng)新績效的影響，關于創(chuàng)新決策的研究相對較少。本文基于創(chuàng)新決策視角，分析融資約束對創(chuàng)新決策的影響，并進一步考察是否有企業(yè)出于制度迎合動機，采取操縱研發(fā)支出的行為開展創(chuàng)新活動，以及該行為對企業(yè)融資約束與創(chuàng)新決策之間的影響。

1 理論分析與研究假設

借鑒Gorodnichenko等[20]的模型，假設企業(yè)在壟斷競爭條件下生產了產品ω，Ω為產品集合，Q為產品需求，σ為替代彈性，σ>1，消費者需求偏好符合CES效用函數(shù)：

(1)

令Y為消費者產品總支出，p、P分別為產品價格和價格指數(shù)，基于效用最大化對式 (1)求解，得到需求函數(shù)Q=YPσ-1p-1。對其求導，并假設企業(yè)邊際成本c不變，利潤函數(shù)可表示為π0=pQ-cQ。根據(jù)利潤最大化條件，得到產品最優(yōu)價格p=cσ/ (σ-1)，最優(yōu)利潤函數(shù)可表示為：

(2)

創(chuàng)新往往需要企業(yè)在相當長時期內進行較大規(guī)模的資金投入，主要是由于：第一，創(chuàng)新結果具有較高程度的不確定性和風險，雄厚的資金可以防止企業(yè)由于創(chuàng)新失敗而陷入經營困境；第二，創(chuàng)新是一個動態(tài)過程，充足且持續(xù)投入的資金能夠保證企業(yè)不斷開發(fā)新工藝和新產品，以保持和獲取其市場優(yōu)勢。從創(chuàng)新所需資金來源看，主要分為外源融資和內源融資兩種渠道。由于外部市場不完全，企業(yè)通過外源融資開展創(chuàng)新活動的生產邊際成本高于內源融資的邊際成本。假設外源融資條件下c增至φc，有φ>1；產品價格增至φp，企業(yè)利潤可表示為πφ=φ1-σπ0。由于創(chuàng)新后企業(yè)生產效率提升，假設邊際成本由c降為μc，有μ<1；產品價格下降為μp，利潤為πφI= (μφ)1-σπ0。企業(yè)采用外源融資條件下創(chuàng)新前后的利潤差為：

(3)

由于Δπ>0，式 (3)表明，通過外源融資渠道獲取資金并開展創(chuàng)新活動后，企業(yè)利潤得以提升。對φ求導，得到：

dΔπ/dφ=(1-σ)φ-σ(μ1-σ-1)π0

(4)

可以看出，dΔπ/dφ<0，外源融資成本越高，增加的利潤越少，企業(yè)創(chuàng)新激勵越弱。由于外源融資成本往往與其融資約束程度密切相關，受到的融資約束越強，企業(yè)融資成本越高。據(jù)此提出假設1：企業(yè)創(chuàng)新決策與外源融資約束負相關。

一般而言，企業(yè)在創(chuàng)新初期資金投入規(guī)模相對較小，內源資金可以滿足投資需求。假設利用內源融資進行創(chuàng)新的概率為q,內部流動性沖擊概率為δL，企業(yè)創(chuàng)新前利潤期望值為：

E(π)= (q-δL)π0+ (1-q+δL)πφ

(5)

隨著創(chuàng)新資金投入規(guī)模不斷擴大，單純依靠內源融資難以支撐，需要引入外源融資彌補資金缺口。假設通過外源融資渠道籌集創(chuàng)新資金使企業(yè)利用內源融資進行創(chuàng)新的概率下降δI，內源融資和外源融資條件下企業(yè)創(chuàng)新概率分別為q-δL-δI、1-q+δL+δI，創(chuàng)新后的利潤期望為：

(6)

由式 (5) (6)得到企業(yè)創(chuàng)新前后預期利潤差ΔπI，假設企業(yè)內源融資約束主要以內部流動性沖擊形式存在，并對創(chuàng)新后企業(yè)增長的預期利潤產生影響，可以得到：

(7)

dΔπI/dδL<0，表明內源融資約束越強，創(chuàng)新后增加的預期利潤越少。據(jù)此提出假設2：企業(yè)創(chuàng)新決策與內源融資約束負相關。

2 研究設計

本文構建區(qū)分外源融資和內源融資的融資約束對創(chuàng)新決策影響的基準模型：

IDit=Cit+α1lnOCit+α2lnICit+χControlsit+μit+εit

(8)

式中，ID為企業(yè)創(chuàng)新決策，OC、IC分別為外源融資約束和內源融資約束。控制變量包括全要素生產率、利潤率、物質資本投入和人力資本水平。

在式 (8)的基礎上，引入制度迎合因素，構建制度迎合影響下融資約束與企業(yè)創(chuàng)新決策的擴展模型：

ID_Ait=Cit+α1lnOCit+α2lnICit+χControlsit+

μit+εit

(9)

式中，ID_A為制度迎合影響下的企業(yè)創(chuàng)新決策。

本文選用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫 (2005—2007年)和上市公司數(shù)據(jù)庫 (2008—2019年)的企業(yè)樣本，由于：① 《認定辦法》于2008年頒布，以其作為時間分界點有利于考察其對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響；②工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫僅提供2005—2007年的研發(fā)費用數(shù)據(jù)，而上市公司數(shù)據(jù)庫僅提供2007年以后的研發(fā)支出數(shù)據(jù)，兩個數(shù)據(jù)庫均無法提供同時涵蓋 《認定辦法》頒布前和頒布后的企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)。此外，剔除兩個企業(yè)數(shù)據(jù)庫關鍵指標缺失及存在異常值的樣本企業(yè)，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫共得到594746個樣本，上市公司數(shù)據(jù)庫共得到12628個樣本。變量的描述見表1。

表1 變量描述

(1)因變量。企業(yè)創(chuàng)新決策采用二元離散變量形式。在基準模型中，將研發(fā)支出進而研發(fā)強度等于零的企業(yè)視為非創(chuàng)新企業(yè)；研發(fā)強度大于零的企業(yè)為開展創(chuàng)新活動的企業(yè)。在擴展模型中，將研發(fā)強度超過 《認定辦法》門檻值0.5%區(qū)間內企業(yè)的創(chuàng)新決策作為因變量。

(2)自變量。①外源融資約束。采用外源融資能力 (利息支出占主營業(yè)務收入比重)衡量外源融資約束，由于外源融資成本和約束與外源融資能力負相關，假設1可改寫為假設1A：創(chuàng)新決策與企業(yè)外源融資能力正相關。②內源融資約束。采用內源融資能力 (凈現(xiàn)金流占總資產比重)衡量內源融資約束。由于內源融資約束與內源融資能力負相關，假設2可改寫為假設2A：創(chuàng)新決策與企業(yè)內源融資能力正相關。③控制變量。使用LP法對企業(yè)全要素生產率 (TFP)進行測算。在測算上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)的TFP時，由于缺乏工業(yè)產值以及中間投入數(shù)據(jù)，借鑒胡育蓉等[21]的替代方法，以營業(yè)收入表示工業(yè)產值，以企業(yè)購買商品和接受勞務的支付金額表示中間投入。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)的變量描述性統(tǒng)計結果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計

3.2 總樣本回歸

采用logit回歸方法對模型 (8) (9)進行檢驗，結果見表3。

(1)基準模型。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫 (2005—2007年)樣本企業(yè)的回歸結果顯示，OC、IC系數(shù)均顯著為正，證實了假設1A和假設2A，即內源融資能力與外源融資能力與創(chuàng)新決策正相關。通過提升內外源融資能力，緩解企業(yè)面臨的內外源融資約束，能夠對企業(yè)參與創(chuàng)新起到顯著的激勵作用。同時，降低外源融資約束對于激勵企業(yè)創(chuàng)新決策的邊際效應更強。所有控制變量系數(shù)均顯著為正，這意味著全要素生產率、利潤率、人力資本水平及物質資本投入越高，企業(yè)參與創(chuàng)新所受激勵越大。上市公司數(shù)據(jù)庫 (2008—2019年)樣本企業(yè)的回歸結果顯示，OC、IC變量系數(shù)均顯著為負，與假設1A、2A正好相反。表明融資約束的提高不僅沒有抑制上市制造企業(yè)的創(chuàng)新決策，反而對其創(chuàng)新決策起到激勵作用，證實了企業(yè)制度迎合行為的存在。此外，HK、PK系數(shù)顯著為負，與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫回歸結果相反，表明在制度迎合行為影響下，人力資本水平和物質資本投入對企業(yè)創(chuàng)新決策起到抑制作用。

(2)擴展模型。引入制度迎合因素后，上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)的回歸結果顯示，OC、IC的系數(shù)顯著為負，與基準模型系數(shù)的符號相同。一方面再次驗證了內外源融資約束激勵上市制造企業(yè)的創(chuàng)新決策；另一方面證實了制度迎合行為的存在，即一些企業(yè)采用操控研發(fā)支出手段獲得的稅收優(yōu)惠及政府補貼在較大程度上緩解了融資約束，從而扭曲了內外源融資約束對其創(chuàng)新決策的抑制作用。此外，擴展模型內外源融資約束的邊際效應明顯大于基準模型，表明融資約束程度較高，企業(yè)受制度迎合驅動開展創(chuàng)新活動的動機更強。

表3 總樣本回歸

在控制變量中，TFP系數(shù)為負但不顯著；PR系數(shù)顯著為正，與基準模型符號相同；HK、PK系數(shù)顯著為負，與基準模型相同，且系數(shù) (絕對值)更大，表明人力資本及物質資本水平較高企業(yè)由于技術水平較高、生產規(guī)模較大、融資能力較強，通過制度迎合緩解其融資約束的動機相對較弱。

3.3 分組樣本回歸

(1)基于行業(yè)要素密集度分組。根據(jù)行業(yè)生產要素的密集度類型，將樣本企業(yè)進行勞動密集型、資本密集型和技術密集型分組回歸 (見表4)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫各類樣本企業(yè)基準回歸中的OC、IC系數(shù)均顯著為正，技術密集型企業(yè)融資約束的邊際效應明顯高于其他企業(yè)，勞動密集型企業(yè)邊際效應最低，表明相對于其他兩類企業(yè)，技術密集型企業(yè)需要的創(chuàng)新資金投入規(guī)模較大，創(chuàng)新所受融資約束較強，進而緩解融資約束對于激勵企業(yè)創(chuàng)新決策的正向效應更大。在上市公司數(shù)據(jù)庫各類樣本企業(yè)的基準回歸結果中，勞動密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)不顯著；資本密集型、技術密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)均顯著為負，且資本密集型企業(yè)系數(shù) (絕對值)大于技術密集型企業(yè)，即資本密集型企業(yè)內外源融資約束激勵創(chuàng)新決策的作用更強。

表4 基于行業(yè)要素密集度分組的回歸結果

擴展模型回歸結果表明，勞動密集型、資本密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)不顯著；技術密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)顯著為負，且系數(shù) (絕對值)遠高于基準模型。進一步證實了制造企業(yè)尤其是技術密集型企業(yè)出于制度迎合目的進行創(chuàng)新，嚴重扭曲了融資約束對創(chuàng)新決策的抑制效應。

(2)基于企業(yè)所有制分組。根據(jù)所有制不同，將樣本企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè) (見表5)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)基準回歸結果表明，國有企業(yè)OC、IC系數(shù)均顯著為負，非國有企業(yè)均顯著為正，意味著由于國有企業(yè)資金實力雄厚，外部融資渠道便利，融資約束不僅沒有抑制企業(yè)創(chuàng)新決策，反而對其產生刺激作用。上市公司數(shù)據(jù)庫各類樣本企業(yè)回歸結果顯示，國有企業(yè)IC系數(shù)顯著為負，OC系數(shù)不顯著；非國有企業(yè)OC系數(shù)顯著為負，IC系數(shù)不顯著。表明國有企業(yè)和非國有企業(yè)的創(chuàng)新決策受到不同渠道融資約束激勵，國有企業(yè)創(chuàng)新決策的激勵主要來自內源融資約束，非國有企業(yè)則來自外源融資約束。

表5 基于企業(yè)所有制分組的回歸結果

擴展模型的回歸結果與基準模型相似，國有企業(yè)IC系數(shù)和非國有企業(yè)OC系數(shù)顯著為負，但邊際效應 (絕對值)大于基準模型的回歸結果，再次驗證了制造企業(yè)出于制度迎合動機，扭曲了融資約束對創(chuàng)新決策的抑制作用。國有企業(yè)在內源融資約束下制度迎合動機較強，非國有企業(yè)制度迎合受外源融資約束的激勵作用較強。

(3)基于企業(yè)所在地區(qū)分組。根據(jù)企業(yè)所在地區(qū)，將樣本企業(yè)分為內陸企業(yè)和沿海企業(yè) (見表6)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)基準回歸結果表明，沿海企業(yè)OC、IC系數(shù)均為正；內陸企業(yè)OC系數(shù)為負，IC系數(shù)為正。表明不同于內源融資約束，外源融資約束程度減弱反而抑制了內陸企業(yè)的創(chuàng)新決策。究其原因，可能是由于相當部分內陸企業(yè)生產技術及研發(fā)水平較低，為了規(guī)避創(chuàng)新風險，企業(yè)更傾向于將通過外部融資獲取的資金投入到風險較小、投資周期較短的傳統(tǒng)生產經營活動中，從而降低了企業(yè)參與創(chuàng)新的概率。上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)回歸結果顯示，內陸企業(yè)和沿海企業(yè)IC、OC系數(shù)均顯著為負，內陸企業(yè)邊際效應 (絕對值)大于沿海企業(yè)。

表6 基于企業(yè)所在地區(qū)分組的回歸結果

擴展模型回歸結果顯示，內陸企業(yè)OC、IC系數(shù)顯著為負，顯示出內陸企業(yè)融資約束越強，制度迎合動機越強；沿海企業(yè)OC、IC系數(shù)為負但不顯著，表明沿海企業(yè)在融資約束條件下為了獲取政策補貼而采取制度迎合的傾向不明顯。體現(xiàn)出在進口及外資的雙重競爭壓力下，沿海企業(yè)更需要加快技術創(chuàng)新步伐，以保持和提升其市場競爭力。通過操控研發(fā)支出獲取政策優(yōu)惠和補貼雖然可以在一定時期和程度上緩解融資約束，彌補創(chuàng)新資金缺口，但是出于制度迎合目的的研發(fā)支出難以產生實質性的創(chuàng)新成果，因此企業(yè)創(chuàng)新活動的制度迎合動機不強。

3.4 “制度迎合”的直觀識別

本文通過觀察2008—2019年上市公司的研發(fā)強度集聚區(qū)間變化，對企業(yè)是否存在制度迎合行為進行直觀判斷?？梢钥闯觯?《認定辦法》頒布初期的2008—2011年，企業(yè)研發(fā)強度主要分布在[0，0.05]區(qū)間，其中，[0，0.005]區(qū)間的聚集現(xiàn)象十分突出。2012年以后，研發(fā)強度分布在[0.03，0.04]區(qū)間的企業(yè)驟然增加，并且集聚趨勢日益明顯，0.03恰好是 《認定辦法》中對于近一年銷售收入在2億元及以上高新技術企業(yè)研發(fā)強度的門檻值。因此，可以認為，上市公司研發(fā)強度集聚區(qū)間的突變可能與 《認定辦法》密切相關，一些企業(yè)為了迎合該辦法，通過大幅度提高研發(fā)強度，以套取政府給予高新技術企業(yè)的政策性優(yōu)惠。此外，由于信息不對稱，上市公司從政策獲取到調整研發(fā)投入、制定創(chuàng)新決策以滿足 《認定辦法》對于高新技術企業(yè)研發(fā)強度門檻規(guī)定平均需要3年左右時間，即企業(yè)對于該政策的吸收時滯為3年。

3.5 穩(wěn)健性檢驗

在生產經營現(xiàn)實中，達到 《認定辦法》研發(fā)強度門檻值的企業(yè)有可能是制度迎合動機下的選擇，也可能是企業(yè)創(chuàng)新活動的自主性選擇。為了排除這一競爭性解釋，本文進一步考察創(chuàng)新決策與企業(yè)價值二者之間的關系，以判斷企業(yè)制度迎合動機的合理性。在沒有制度迎合動機驅動條件下，參與創(chuàng)新往往能夠提高企業(yè)價值，即企業(yè)價值 (TbQ)能夠反映出企業(yè)創(chuàng)新結果。當企業(yè)存在制度迎合傾向，操控其研發(fā)支出時，創(chuàng)新成果無法真實體現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)能力，進而企業(yè)價值難以得到有效提升。為了考察這一效應是否存在，構建以下模型：

lnTbQit=αit+β1IDit+β2lnTFPit+β3lnPRit+β4lnHKit+β5lnPKit+μit+εit

(10)

lnTbQit=αit+β1ID_Ait+β2lnTFPit+β3lnPRit+β4lnHKit+β5lnPKit+μit+εit

(11)

式中，TbQ為企業(yè)市值與賬面價值的比值。

表7所示為穩(wěn)健性檢驗的回歸結果，可見ID、ID_A系數(shù)顯著為負，且ID_A系數(shù)絕對值大于ID。

表7 穩(wěn)健性檢驗的回歸結果

表明對于剛好超過 《認定辦法》研發(fā)強度門檻的企業(yè)而言，開展創(chuàng)新活動不僅沒有促使企業(yè)價值的提高，反而對其起到抑制作用，進一步驗證了企業(yè)制度迎合行為的存在。

3.6 內生性檢驗

本文采用IVprobit模型，選用滯后一期內外源融資約束變量OCi,t-1、ICi,t-1作為工具變量，對基準模型和擴展模型進行內生性檢驗，結果見表8。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)基準回歸結果表明，OC、IC系數(shù)顯著為正，融資約束程度提升對企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著阻礙作用。從上市公司數(shù)據(jù)庫樣本企業(yè)基準模型和擴展模型回歸結果看，OC、IC系數(shù)均顯著為負，證實在制度迎合動機驅動下，內外源融資約束均對創(chuàng)新決策產生激勵作用，從而扭曲了正常市場條件下融資約束對企業(yè)創(chuàng)新決策的抑制作用?？梢钥闯?，內生性檢驗的回歸結果與上文結論基本一致。

表8 內生性檢驗的回歸結果

4 結論與建議

本文以 《認定辦法》頒布的2008年作為分界點，采用不同階段數(shù)據(jù)庫，分析內外源融資約束對企業(yè)創(chuàng)新決策的影響，并進一步考察制度迎合行為在這一過程中的作用。研究發(fā)現(xiàn)：

(1) 《認定辦法》頒布之前，內外源融資約束均對企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著抑制作用，并且外源融資約束的抑制效應更強。 《認定辦法》頒布之后，內外源融資約束反而對企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著激勵作用。 《認定辦法》頒布前后融資約束對于企業(yè)創(chuàng)新決策影響完全相反的結論證實了制度迎合行為的存在，即一些制造企業(yè)為了緩解融資約束，采取操控手段使其研發(fā)強度達到 《認定辦法》的規(guī)定標準，進而獲得政策優(yōu)惠。

(2)制度迎合動機扭曲了內外源融資約束對企業(yè)創(chuàng)新決策的抑制作用，使得較高的融資約束水平不僅沒有阻礙企業(yè)創(chuàng)新，反而激勵企業(yè)出于制度迎合動機，通過研發(fā)操控開展創(chuàng)新活動，其主要目的是獲取政策優(yōu)惠，以緩解企業(yè)融資約束壓力。

(3)技術密集型企業(yè)、內陸企業(yè)具有較強的制度迎合傾向，因而融資約束對于企業(yè)創(chuàng)新決策的激勵作用也更為明顯。此外，非國有企業(yè)主要受外源融資約束激勵產生制度迎合傾向，而國有企業(yè)受內源融資約束激勵更為明顯。

根據(jù)本文結論，可以得出促進制造企業(yè)創(chuàng)新，以及促使 《認定辦法》進一步充分發(fā)揮其政策效果的措施建議：第一，加快國內金融體制改革，改善融資環(huán)境，拓寬融資渠道，為企業(yè)尤其是中小企業(yè)和民營企業(yè)提供融資便利，緩解融資約束給這些企業(yè)生產經營及創(chuàng)新活動帶來的壓力；第二，改變現(xiàn)有根據(jù)企業(yè)銷售規(guī)模和研發(fā)強度的 “一刀切”的硬性標準，結合企業(yè)行業(yè)特征，并采用彈性激勵與軟性約束相結合的辦法，構建更為科學、合理的高新技術企業(yè)認定標準；第三，建立相關機制，加強對制度迎合傾向較高的企業(yè)研發(fā)操控行為的監(jiān)督和管理，積極引導企業(yè)合理利用政策紅利開展創(chuàng)新行為，以有效鼓勵和促進高新制造企業(yè)創(chuàng)新，推動中國向高質量發(fā)展的創(chuàng)新型經濟轉化。