王 歡

（中國財政科學研究院，北京 100872）

引 言

當前，中國經(jīng)濟已經(jīng)從高速發(fā)展階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。中國人均GDP 超過1 萬美元，經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展動力更加依賴創(chuàng)新。黨的二十大報告指出，“要堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設全局中的核心地位”，“加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略”，“健全新型舉國體制，強化國家戰(zhàn)略科技力量，優(yōu)化配置創(chuàng)新資源”。

學術界普遍認為創(chuàng)新對經(jīng)濟增長至關重要，各國也采取了多種政策措施來促進創(chuàng)新。理想的政府補貼應該起到“四兩撥千斤” 的作用，通過有限的政府補貼極大地激勵企業(yè)增加研發(fā)投入。然而，長期以來，相關創(chuàng)新支持政策的有效性在國內(nèi)外學術界一直是一個爭論不休的話題，相關學者已經(jīng)形成了較豐富的研究成果。

大部分國內(nèi)外學者認為政府補貼能夠激勵企業(yè)增加研發(fā)投入。（1） 財政補貼有利于分散企業(yè)研發(fā)投資風險，降低企業(yè)創(chuàng)新門檻，進而促進企業(yè)創(chuàng)新［1］；（2） 獲得政府補貼可以向外界傳遞企業(yè)研發(fā)投入具有重大價值的信號，能夠幫助企業(yè)更容易獲取銀行信貸等債務融資［2］，并獲得投資者認可，降低股權融資成本［3］，還可能意味著政府會對企業(yè)創(chuàng)新活動進行持續(xù)監(jiān)管［4］。相關學者對政府補貼的政策效應進行了大量實證研究。Hud 和Hussinger （2015）［5］、Henningsen 等（2015）［6］分別基于德國和挪威的微觀企業(yè)的數(shù)據(jù)，認為研發(fā)補貼能夠刺激樣本期間企業(yè)的額外研發(fā)投資。Howell（2017）［7］基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，認為中國國家補貼僅僅刺激了高科技行業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投資。夏清華和何丹（2020）［8］、吳金光等（2022）［9］認為政府研發(fā)補貼顯著刺激了企業(yè)研發(fā)投入，且該效應存在異質(zhì)性。

然而，還有部分學者認為政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入存在擠出效應或者效應不顯著，相關機制包括驗收扭曲機制和尋租扭曲機制［10］，部分學者的實證研究支持了該觀點。Boeing （2016）［11］基于中國上市公司的數(shù)據(jù)，運用PSM＋DID 方法，研究表明研發(fā)補貼當期擠出了企業(yè)自身的研發(fā)投資，但對企業(yè)T＋1 期研發(fā)強度的影響并不顯著。張杰等（2021）［12］研究認為，政府創(chuàng)新扶持補貼政策對企業(yè)私人性質(zhì)創(chuàng)新投入產(chǎn)生了顯著的負向激勵效應，且國有和集體企業(yè)的該負向效應大于民營企業(yè)。

部分學者認為，財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵作用存在一個適度的區(qū)間，即倒U 型，當財政的補貼力度加強時，企業(yè)的創(chuàng)新績效有可能會隨之提高，超過該金額后有可能會隨之降低，這取決于補貼力度的臨界值［13－15］。

現(xiàn)有文獻對政府創(chuàng)新支持政策的機制尚未存在統(tǒng)一結論，相關結論存在較大差異的原因可能包括：創(chuàng)新主體本身存在較強的異質(zhì)性，不同企業(yè)的產(chǎn)權性質(zhì)、規(guī)模、所處地區(qū)及行業(yè)可能存在差異，自身的研發(fā)需求也會存在差異，目前的計量模型可能無法全部將這些因素識別出來，導致估計可能存在偏差；考察研發(fā)投入效果的計量模型存在雙向因果關系，影響了計量結論的準確性；變量定義存在差異，如部分學者直接采用財務報表中的研發(fā)投入來計算，并不能反映補貼政策能否帶動自有研發(fā)投入問題等［16］。

基于現(xiàn)有研究現(xiàn)狀，本文在分析財政補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響時，剔除了研發(fā)投入中的政府補助金額，分析了政府補貼對企業(yè)凈研發(fā)投入的影響；此前大部分學者選擇以上市公司為樣本，但上市公司往往已經(jīng)是較成熟的企業(yè)，政策針對性不夠強。本文同時將上市公司和新三板掛牌公司納入樣本，可以從企業(yè)生命周期的角度分析從初創(chuàng)期到成熟期不同生命周期特征的企業(yè)研發(fā)情況。

1 理論分析與假設提出

1.1 財政補貼對企業(yè)經(jīng)營績效改善的影響作用

從直觀上看，政府補貼增加了企業(yè)可支配的經(jīng)濟資源，減輕了企業(yè)從事研發(fā)活動的各項成本和風險，有利于促進企業(yè)增加研發(fā)投入［17，18］。然而，財政資金的政策目標在于通過少量財政資金帶動企業(yè)從事研發(fā)投入，如果只是財政資金簡單替代了企業(yè)的研發(fā)投入，并未實現(xiàn)政策初衷。因此，有必要研究剔除政府補貼后企業(yè)的凈研發(fā)投入是否會因政府補貼而增加。理想的政府補貼應當能夠促進企業(yè)增加自發(fā)研發(fā)投入，然而此前已有部分學者研究表明，由于存在信息不對稱等問題，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入具有擠出效應［19，20］?；谏鲜龇治?，針對財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新的效應提出如下假設：

H1a：政府補貼對企業(yè)總研發(fā)投入有擠入影響。

H1b：政府補貼對企業(yè)總研發(fā)投入有擠出影響。

H2a：政府補貼對企業(yè)凈研發(fā)投入有擠出影響。

H2b：政府補貼對企業(yè)凈研發(fā)投入有擠入影響。

同時，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入可能存在邊際效應遞減，即最初的政府補貼可能被企業(yè)用于急需的研發(fā)活動，隨著補貼資金的增加，適當?shù)难邪l(fā)項目逐漸被執(zhí)行。隨著政府補貼資金的繼續(xù)增加，其可能超過了企業(yè)自身的研發(fā)需求，導致其后增加的政府補貼并不會用于研發(fā)活動，呈現(xiàn)出擠出效應?；谏鲜龇治觯岢鋈缦录僭O：

H3a：政府補貼與企業(yè)凈研發(fā)投入存在倒U型關系。

H3b：政府補貼與企業(yè)凈研發(fā)投入不存在倒U 型關系。

1.2 企業(yè)異質(zhì)性對政府補貼促進企業(yè)創(chuàng)新投入效應的影響

大部分學者關注到創(chuàng)新支持政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響會受到企業(yè)自身性質(zhì)的影響，其中企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)、生命周期、地區(qū)分布等異質(zhì)性存在較大影響。

（1） 企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)的影響

國有企業(yè)與政府存在天然的特殊關系，國有企業(yè)內(nèi)部資源明顯優(yōu)于非國有企業(yè)，面臨的融資約束等比非國有企業(yè)小得多。部分學者認為由于國有企業(yè)的政治優(yōu)勢，其能夠獲得更多的政策支持［21－23］。相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)面臨著更激烈的市場競爭，面臨的各種資源約束往往更大。另有部分學者則認為民營企業(yè)在創(chuàng)新活動過程中具有更高的靈活性和自主權，有利于提高科技政策的利用效率，產(chǎn)生更好的創(chuàng)新績效［24］?；诖耍岢鱿铝屑僭O：

H4a：政府補貼對非國有企業(yè)研發(fā)投入有更顯著的促進作用。

H4b：政府補貼對國有企業(yè)研發(fā)投入有更顯著的促進作用。

（2） 規(guī)模差異

眾多學者的研究均表明了企業(yè)規(guī)模對政府補貼存在影響，但不同學者對影響方向的結論存在差異。部分學者認為，大企業(yè)資金實力雄厚，通過規(guī)模經(jīng)濟提高資源利用率［25］，能組織開展精細化的專業(yè)分工和生產(chǎn)，提高創(chuàng)新效率［26］。然而，部分學者認為小規(guī)模企業(yè)的組織結構簡單，市場反應快速，更能進行創(chuàng)新活動［27］?；诖朔治觯岢鱿铝屑僭O：

H5a：政府補貼對規(guī)模較大企業(yè)研發(fā)投入有更顯著的促進作用。

H5b：政府補貼對規(guī)模較小企業(yè)研發(fā)投入有更顯著的促進作用。

（3） 地區(qū)差異

多位學者關注到了發(fā)達地區(qū)與欠發(fā)達地區(qū)企業(yè)對財政補貼的激勵效應存在差異。一種觀點認為，欠發(fā)達地區(qū)研發(fā)資源稀缺，政府補貼能夠較好地彌補市場失靈，起到更明顯的促進作用。張杰等（2015）［28］、徐維祥等（2018）［29］、史潔瓊（2020）［30］均認為政府研發(fā)補貼在市場化程度較低地區(qū)的激勵效應更顯著。然而，欠發(fā)達地區(qū)往往意味著市場化程度較低，政府補貼可能存在較強的扭曲機制，導致政府補貼并不能真正用于研發(fā)活動。為了驗證哪種觀點正確，提出如下假設：

H6a：西部地區(qū)的政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入有更顯著的促進作用。

H6b：東部地區(qū)的政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入有更顯著的促進作用。

2 研究設計與數(shù)據(jù)分析

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文以2012～2021 年證監(jiān)會行業(yè)分類為“制造業(yè)” 大類下的全部A 股上市公司和新三板掛牌公司為樣本，同時剔除期間新上市或掛牌、期間曾經(jīng)被ST 以及數(shù)據(jù)不全的上市或掛牌公司，共有1003 家上市公司10 年的數(shù)據(jù)，共10030 個觀測值。之所以選擇制造業(yè)進行研究，是因為我國制造業(yè)普遍面臨著大而不強問題，制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級是全社會關注的話題，政府補貼如何促進制造業(yè)企業(yè)通過研發(fā)活動進行轉(zhuǎn)型升級具有重要的現(xiàn)實意義。

為了防止極端值對研究結果的影響，本文對主要連續(xù)性變量進行上下5%的縮尾處理。

2.2 變量選取

（1） 被解釋變量

本文以研發(fā)投入強度為被解釋變量，主要是考慮到該指標為財務數(shù)據(jù)，相對較可靠，且容易進行橫向比較；不同公司的專利申請情況及專利質(zhì)量存在較大差異，難以簡單根據(jù)數(shù)量進行橫向比較。大部分國內(nèi)學者直接采用財務報表中的研發(fā)投入除以營業(yè)收入作為研發(fā)投入強度，但補貼政策初衷是政府通過補貼激勵企業(yè)自身投入研發(fā)而不僅僅是使用財政資金進行研發(fā)，通行的以財務報表作為研發(fā)投入來考察財政補貼效果的做法不夠嚴謹。借鑒史潔瓊 （2020）［30］、聶輝華等（2022）［31］的研究，只有當政策干預后企業(yè)的自有研發(fā)投入高于政策干預前的企業(yè)研發(fā)投入時，才能說明政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入起到了額外的激勵效應。因此，本文除了將總研發(fā)投入強度作為解釋變量之外，還考察了政策對凈研發(fā)投入強度的激勵效果。

（2） 解釋變量

本文以政府補貼作為解釋變量。根據(jù)《企業(yè)會計準則第16 號——政府補助》 的規(guī)定，政府補助是指企業(yè)從政府無償取得貨幣性資產(chǎn)或非貨幣性資產(chǎn)，企業(yè)應當在附注中單獨披露政府補助的種類、金額和列報項目。近年來部分研究區(qū)分了研發(fā)補貼與非研發(fā)補貼［29，30］，但考慮到相關劃分的主觀判斷因素較大，且本文選取的戰(zhàn)略新興產(chǎn)業(yè)政府補貼本身對研發(fā)因素考慮較多，因此本文未再進一步區(qū)分政府補貼是否與研發(fā)相關。

（3） 調(diào)節(jié)變量

本文以企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模作為主要調(diào)節(jié)變量，同時研究了不同地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入對政府補貼的反應程度差異。

（4） 控制變量

為了控制其他可能影響企業(yè)研發(fā)投入的因素，本文采用企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)收益率、營業(yè)利潤現(xiàn)金比率、固定資產(chǎn)比率、企業(yè)年齡、本科以上員工比例、行業(yè)、地區(qū)、所有制等作為控制變量。

2.3 模型設定

為考察財政補貼能否促進企業(yè)研發(fā)投入，本文構建了如下計量模型（1）。為了考察政府財政補貼對研發(fā)投入是否存在U 型或者倒U 型效應，模型中加入了財政補貼的平方項。構建模型如下：

其中，Subi，t－1、Sub2i，t－1分別為滯后1 期的財政補貼強度及其平方項，Controli，t－1為控制變量，包括資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)收益率、營業(yè)利潤現(xiàn)金比率、固定資產(chǎn)比率、本科以上員工比例、企業(yè)年齡等。

借鑒夏清華和何丹（2020）［8］、魏巍等（2021）［15］、吳金光等（2022）［9］的研究，本文以企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)、企業(yè)生命周期、企業(yè)規(guī)模作為主要調(diào)節(jié)變量，引入上述變量與政府補貼的交乘項，研究上述變量對企業(yè)研發(fā)投入的調(diào)節(jié)效應，形成如下模型：

其中，Soe、Stage、Size分別表示樣本公司是否為國有企業(yè)、企業(yè)生命周期、總資產(chǎn)規(guī)模。

為了分析財政補貼對企業(yè)研發(fā)投入存在凈擠出效應，本文同時將被解釋變量替換為凈研發(fā)投入，進行以上分析。

為了盡可能避免模型內(nèi)生性，同時借鑒張振華（2020）［32］的研究，考慮到財政補貼對企業(yè)研發(fā)投入可能有滯后效應，本文對所有解釋變量均進行了一階滯后處理。

2.4 描述性統(tǒng)計

各變量的符號、定義及其描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

從被解釋變量看，總研發(fā)投入強度和凈研發(fā)投入強度分別為4.579%和0.033%，凈研發(fā)投入比研發(fā)投入的均值、標準差均有明顯降低，且部分樣本的凈研發(fā)投入為負，顯示部分企業(yè)的自發(fā)性研發(fā)投入較低，相關研發(fā)投入的可持續(xù)性有待進一步觀察。

2.5 相關性分析

各連續(xù)變量之間的相關性如表2 所示。從相關系數(shù)來看，政府補貼對總研發(fā)投入、凈研發(fā)投入均有顯著的正向相關關系，初步支持H1a，即財政補貼對企業(yè)研發(fā)投入有擠入影響。政府補貼與總研發(fā)投入的相關系數(shù)明顯大于與凈研發(fā)投入的相關系數(shù)，說明政府補貼對企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生了一定替代，政府補貼是否存在凈擠入效應仍有待進一步研究。除此之外，企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、凈資產(chǎn)收益率、營業(yè)利潤現(xiàn)金比率、固定資產(chǎn)比率、企業(yè)年齡均與研發(fā)投入存在顯著的負相關關系，本科以上員工比例與研發(fā)投入存在顯著的正相關關系，說明論文控制變量選取具有較強的合理性。此外，除了總研發(fā)投入強度與凈研發(fā)投入強度之間的相關性接近于1 之外，各變量之間的相關系數(shù)絕對值均小于0.5，說明各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 主要連續(xù)變量之間的Pearson 相關系數(shù)

3 實證分析結果

3.1 財政補貼對上市公司研發(fā)投入的整體促進作用

本文采用STATA14.0 軟件進行計量經(jīng)濟分析。首先對面板數(shù)據(jù)的因變量研發(fā)投入、凈研發(fā)投入和主要自變量政府補貼進行了單位根檢驗，檢驗結果為序列平穩(wěn)。接著進行了豪斯曼檢驗，檢驗結果表明樣本數(shù)據(jù)不支持隨機效應模型，因此采用固定效應模型進行回歸。為了避免模型內(nèi)生性，如無特殊說明，本文對所有解釋變量均取一階滯后值。

分別以整體研發(fā)投入、凈研發(fā)投入為被解釋變量，對模型（1） 進行全樣本回歸結果如表3所示。

表3 財政補貼和研發(fā)投入的總體關系

從表3 列（1） 和列（2） 可知，政府補貼對企業(yè)總研發(fā)支出具有顯著的促進作用，且二次項系數(shù)為正，政策含義為政府補貼越多越好。這不太符合以往學者的研究結論，出現(xiàn)這種結果的主要原因是未區(qū)分政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的效應。實際上，因為企業(yè)財務報表中的研發(fā)投入既可能來自于政府補貼，也可能是自發(fā)性投入，模型中的這種正向因果關系并不能說明政府補貼是否促進了自發(fā)性投入，可能是一種虛假的正向關系，并不能說明政策實現(xiàn)了預期。

如列（3） 所示，如以政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的凈效應分析，其系數(shù)為負但統(tǒng)計結果不顯著，即剔除政府補貼后，企業(yè)的自發(fā)性研發(fā)投入與政府補貼并無顯著的相關關系，說明整體而言政府補貼并不具有擠入效應，系數(shù)為負預示著可能存在凈擠出效應。列（4） 顯示，政府補貼與企業(yè)凈研發(fā)支出呈顯著的倒U 型，說明政府補貼存在最優(yōu)規(guī)模，未達到最優(yōu)規(guī)模之前存在擠入效應，而超過最優(yōu)規(guī)模后呈現(xiàn)擠出效應，這與此前多位學者的研究結論一致。列（4） 政府補貼不顯著且系數(shù)絕對值較小，說明整體而言目前的政府補貼活動沒有能夠起到促進企業(yè)自主研發(fā)的政策效果。

3.2 財政補貼對上市公司研發(fā)投入的異質(zhì)性分析

表4 分別分析企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模等因素對研發(fā)投入的影響情況。

表4 產(chǎn)權性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模對研發(fā)投入的調(diào)節(jié)效應

關于國有企業(yè)與非國有企業(yè)的研發(fā)投入強度傾向?qū)Ρ?，? 列（1） 和列（3） 的Soe系數(shù)均顯著為正，顯示國有企業(yè)的總研發(fā)投入強度和凈研發(fā)投入強度均顯著高于非國有企業(yè)，這主要是由于國有企業(yè)更容易取得外界支持，所面臨的各項資源約束較小。列（3） 的Soe系數(shù)遠小于列（1），意味著剔除政府補助之后，國有企業(yè)與非國有企業(yè)研發(fā)傾向的差別大幅降低了，說明國有企業(yè)的研發(fā)投入強度高主要是因為其取得的政府補助較多，剔除政府補助因素后，國有企業(yè)與非國有企業(yè)的研發(fā)傾向差異較小。

關于企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)對政府補助支持作用的影響，列（3） 的Sub?Soe系數(shù)顯著，而列（1） 的交互系數(shù)不顯著，說明用凈研發(fā)投入強度來考察不同產(chǎn)權性質(zhì)企業(yè)對政府補貼的調(diào)節(jié)作用依據(jù)更充分，用總研發(fā)投入強度來考察可能會混淆擠出效應與擠入效應。但列（1） 和列（3） 的交互系數(shù)均為負，說明政府補助對國有企業(yè)的研發(fā)投入擠出效應更明顯，即無論是總研發(fā)投入還是凈研發(fā)投入，其對國有企業(yè)的研發(fā)促進效果均小于非國有企業(yè)。

關于不同規(guī)模企業(yè)的研發(fā)投入強度傾向?qū)Ρ?，列?） 和列（4） 的Size系數(shù)均顯著為正，顯示規(guī)模較大企業(yè)的總研發(fā)投入強度和凈研發(fā)投入強度均顯著高于規(guī)模較小企業(yè)，這主要是由于規(guī)模較大企業(yè)的各項資源更豐富，更容易進行研發(fā)活動。列（4） 的Size系數(shù)遠小于列（2），意味著剔除政府補助之后，不同規(guī)模企業(yè)之間研發(fā)傾向的差別大幅降低了，說明規(guī)模較大企業(yè)的研發(fā)投入強度高主要是因為其取得的政府補助較多，剔除政府補助因素后，其與規(guī)模較小企業(yè)的研發(fā)傾向差異較小。

關于企業(yè)規(guī)模對政府補助的研發(fā)強度的影響，從列（2） 的Sub?Size系數(shù)顯著為正，意味著規(guī)模較大企業(yè)取得政府補助后其投入研發(fā)補貼的傾向更高，主要原因可能是規(guī)模較小企業(yè)面臨的資源約束較大，取得政府補貼后更傾向于用于更急需的非研發(fā)領域，而規(guī)模較大企業(yè)面臨的壓力較小，取得政府補貼后更可能用于研發(fā)活動。這與其他學者的研究結論有所不同。

為了分析不同地區(qū)政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響差異，本文分別按照樣本企業(yè)所屬省（區(qū)、市）分屬于東部、中部和西部進行了分析，具體結果見表5。

表5 不同地區(qū)財政補貼和研發(fā)投入的差異

不同地區(qū)的政府補助對研發(fā)投入的效果存在較大差異。東部企業(yè)政府補貼的總研發(fā)投入強度系數(shù)均顯著為正，且補貼的二次項顯著為正，意味從增加研發(fā)投入總額的角度看政府補助“多多益善”，原因可能是東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)達，營商環(huán)境較好，企業(yè)取得政府補助后能夠用于研發(fā)活動。但若分析政府補助對凈研發(fā)投入的效果，東部地區(qū)凈補貼的二次項顯著為負，說明從政府補助能否促進企業(yè)自發(fā)性增加研發(fā)投入的角度而言將不再是“多多益善”，而是存在著最優(yōu)規(guī)模。

中部地區(qū)政府補助對總研發(fā)投入強度的影響為正但不顯著，但對凈研發(fā)投入的影響為負且顯著，說明中部地區(qū)政府補助對研發(fā)投入存在較明顯的擠出效應。

西部地區(qū)企業(yè)政府補貼的總研發(fā)投入強度系數(shù)均顯著為正，說明政府補助在整體上能夠促進西部企業(yè)的研發(fā)活動；西部地區(qū)企業(yè)政府補貼的凈研發(fā)投入強度系數(shù)為正但是不顯著，說明政府補貼未能顯著帶動西部地區(qū)企業(yè)自發(fā)的研發(fā)投入，原因可能是西部地區(qū)經(jīng)濟基礎較薄弱，企業(yè)面臨的資源約束較大。

4 穩(wěn)健性檢驗

考慮到本文的解釋變量和被解釋變量均可能存在時間序列相關，因此主要通過變換估計方法，采用廣義矩估計（GMM）來進行穩(wěn)健性檢驗。本文采用差分GMM 方式，將被解釋變量的滯后1～3階引入解釋變量，同時引入了解釋變量的更多滯后階作為工具變量進行分析，本文的主要結論仍然成立（受篇幅限制，結果未列示）。

5 研究結論和政策啟示

5.1 研究結論

本文基于2012～2021 年A 股“制造業(yè)” 大類下的全部A 股上市公司和新三板掛牌公司為樣本，研究了政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的總體影響效應和凈效應，并分析了不同所有制、不同規(guī)模和不同地區(qū)樣本企業(yè)的異質(zhì)性。基于上文的分析，本文主要有以下結論：（1） 政府補貼對企業(yè)總研發(fā)支出具有顯著的促進作用，但剔除政府補貼后，整體而言政府補貼并不具有擠入效應；（2） 政府補貼與企業(yè)凈研發(fā)支出呈倒U 型，說明政府補貼存在最優(yōu)規(guī)模，未達到最優(yōu)規(guī)模之前存在擠入效應，而超過最優(yōu)規(guī)模后呈現(xiàn)擠出效應；（3） 國有企業(yè)的總研發(fā)投入強度和凈研發(fā)投入強度均顯著高于非國有企業(yè)，但國有企業(yè)的研發(fā)投入強度高主要是因為其取得的政府補助較多，剔除政府補助因素之外國有企業(yè)與非國有企業(yè)的研發(fā)傾向差異較小，且政府補助對國有企業(yè)的自發(fā)性研發(fā)促進效果均小于非國有企業(yè)；（4） 規(guī)模較大企業(yè)的研發(fā)投入強度高主要是因為其取得的政府補助較多，剔除政府補助因素之外其與規(guī)模較小企業(yè)的研發(fā)傾向差異較小；（5） 東部企業(yè)政府補貼的總研發(fā)投入強度系數(shù)均顯著為正，但凈補貼效應存在著最優(yōu)規(guī)模；中部地區(qū)政府補助對研發(fā)投入存在較明顯的擠出效應；政府補助在整體上能夠促進西部企業(yè)的研發(fā)活動。

5.2 政策建議

（1） 加強政府補貼政策的績效評價。政府補貼政策的初衷在于通過政府補貼鼓勵促進企業(yè)自發(fā)研發(fā)投入，而不僅僅只是使用政府補貼資金進行研發(fā)活動。由于政府補貼具有無償性，現(xiàn)實活動中難以判斷政府補助是否起到了促進企業(yè)增加自發(fā)研發(fā)活動的目的。本文結果顯示，雖然政府補貼對企業(yè)總研發(fā)支出具有顯著的促進作用，但剔除政府補貼后，整體而言政府補貼并不具有擠入效應，說明整體而言目前的政府補貼活動沒有能夠起到促進企業(yè)自主研發(fā)的政策效果，需要進一步加強政府補貼政策的績效評價，更有針對性地進行財政補貼。

（2） 增加對非國有企業(yè)的支持力度。“毫不動搖鞏固和發(fā)展公有制經(jīng)濟，毫不動搖鼓勵、支持、引導非公有制經(jīng)濟發(fā)展”，政府在財政補貼上應當一視同仁。本文的研究結果顯示，無論是總研發(fā)投入還是凈研發(fā)投入，其對國有企業(yè)的研發(fā)促進效果均小于非國有企業(yè)。政府補貼對民營企業(yè)的政策效應大于對國有企業(yè)的政策效應，這可能是因為相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)面臨的融資約束更嚴重，對資金使用效率的要求更高，財政補貼的資金及隨之而來的信號效應能夠給非國有企業(yè)帶來較大的資源增量，促進非國有企業(yè)的績效產(chǎn)出?？紤]到非國有企業(yè)對政府補助的效應更敏感，政府補助應該考慮增加對非國有企業(yè)的支持力度。

（3） 加大對規(guī)模較小企業(yè)政府補助的監(jiān)督。本文結果顯示，規(guī)模較大企業(yè)取得政府補助后其投入研發(fā)補貼的傾向更高，主要原因可能是規(guī)模較小企業(yè)面臨的資源約束較大，取得政府補貼后更傾向于用于更急需的非研發(fā)領域。中小企業(yè)進行研發(fā)活動的難度較大，政府在給予補貼等支持活動時也應該加強對其監(jiān)督考核，確保政策效果的達成。

（4） 加大對西部地區(qū)企業(yè)的政府補助支持力度。本文結果顯示，政府補助在整體上能夠促進西部企業(yè)的研發(fā)活動?？紤]到西部地區(qū)經(jīng)濟基礎較薄弱，企業(yè)面臨的資源約束較大，政府應該加大對相關西部地區(qū)企業(yè)的支持力度。