梁彤纓LIANG Tong-ying；曾蕾ZENG Lei

（華南理工大學(xué)工商管理學(xué)院，廣州 510641）

（School of Business Administration，South China University of Technology，Guangzhou 510641，China）

0 引言

在社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的轉(zhuǎn)型時(shí)期，企業(yè)只有依靠科技創(chuàng)新、加大研發(fā)投入才能增強(qiáng)自身的盈利能力和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。但是，研發(fā)投入具有規(guī)模大、風(fēng)險(xiǎn)高和回報(bào)時(shí)間長(zhǎng)等顯著特點(diǎn)，而目前我國(guó)股市正處于低迷階段，企業(yè)通過(guò)上市或增發(fā)從股票市場(chǎng)籌集資金進(jìn)行研發(fā)投入的難度巨大。此外，受銀行項(xiàng)目貸款審批周期較長(zhǎng)、債券發(fā)行條件較為嚴(yán)格等客觀因素影響，企業(yè)研發(fā)投入的外部融資渠道狹窄。因此除了將自身未分配利潤(rùn)投入新技術(shù)和新產(chǎn)品的研發(fā)外，政府財(cái)政資助也是企業(yè)研發(fā)非常重要的資金來(lái)源之一。

企業(yè)研發(fā)投入不僅與政府財(cái)政資助有關(guān)，也與其面臨的融資約束環(huán)境相關(guān)。FHP（1988）將融資約束解釋為在不完善的資本市場(chǎng)條件下，由于內(nèi)部融資成本和外部融資成本之間存在差異，因而企業(yè)傾向于使用融資成本低的內(nèi)部融資而非融資成本高的外部融資。那么，政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間究竟存在什么關(guān)系呢？在不同的融資約束背景下這種關(guān)系是否會(huì)發(fā)生改變？這些問(wèn)題都值得我們?nèi)ド钊胙芯亢吞接憽?/p>

1 文獻(xiàn)回顧和理論分析

1.1 文獻(xiàn)回顧 政府試圖通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼等政策增加企業(yè)R&D 活動(dòng)的資源配置，但是國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果顯示，政府資助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響存在兩種效應(yīng)：一是誘導(dǎo)效應(yīng)，即企業(yè)從政府獲得資助后將激勵(lì)其加大研發(fā)投入的力度，以獲得更多更好的產(chǎn)出。Hamberg（1966）將405個(gè)樣本企業(yè)分為八個(gè)行業(yè)，通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)得出政府資助與企業(yè)R&D 投入正相關(guān)的有六個(gè)行業(yè)（包括四個(gè)顯著正相關(guān)的行業(yè)），另外兩個(gè)行業(yè)為負(fù)相關(guān)但不顯著。二是擠出效應(yīng)，是指企業(yè)用政府資助替代自籌資金，政府資助不但沒(méi)有促使企業(yè)加大研發(fā)資金投入，反而減少了企業(yè)原本計(jì)劃投入的自籌資金。如白俊紅，李婧（2011）運(yùn)用1998-2007年中國(guó)大中型工業(yè)企業(yè)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)從效率視角進(jìn)行實(shí)證分析后得出結(jié)論，政府R&D 資助對(duì)提升企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新效率有顯著的正向影響。

1.2 理論分析與研究假設(shè) 政府R&D 資助可分為財(cái)政資助和其他資助。本文涉及的“政府財(cái)政資助”是指政府以財(cái)政收入在企業(yè)的新技術(shù)或新產(chǎn)品等研發(fā)項(xiàng)目開(kāi)始之前對(duì)其進(jìn)行資金補(bǔ)助，包括由政府財(cái)政撥款直接補(bǔ)助企業(yè)科研項(xiàng)目的資金和由政府財(cái)政撥款給企業(yè)發(fā)展專項(xiàng)資金，并通過(guò)專項(xiàng)資金間接補(bǔ)助企業(yè)科研項(xiàng)目的資金，政府的這種財(cái)政資助行為不僅從經(jīng)濟(jì)上對(duì)企業(yè)的研發(fā)項(xiàng)目給予支持，而且以信號(hào)窗口的形式告訴企業(yè)這些研發(fā)項(xiàng)目屬于政府重點(diǎn)扶持發(fā)展的領(lǐng)域，也就是說(shuō)這些項(xiàng)目受到政府的一種隱形保護(hù)，其研發(fā)投入風(fēng)險(xiǎn)對(duì)比那些沒(méi)有政府財(cái)政資助的項(xiàng)目而言更低，從而增強(qiáng)了企業(yè)加大研發(fā)投入力度的意愿。因此，從理論上來(lái)講，政府財(cái)政資助可以對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入行為產(chǎn)生誘導(dǎo)效應(yīng)。為此，我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：無(wú)論是融資約束強(qiáng)的企業(yè)還是融資約束弱的企業(yè)，政府財(cái)政資助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入都具有誘導(dǎo)效應(yīng)。

在強(qiáng)融資約束下的企業(yè)融資渠道少，融資成本高，為了滿足企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)的資金需求，企業(yè)不僅不會(huì)增加自籌資金投入研發(fā)項(xiàng)目，而且更有動(dòng)機(jī)將政府財(cái)政資助的資金挪用于非研發(fā)項(xiàng)目中去；面臨弱融資約束的企業(yè)較容易從外部籌資，對(duì)政府財(cái)政資助的依賴性不如強(qiáng)融資約束的企業(yè)，因此政府對(duì)企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目的財(cái)政資助將會(huì)真實(shí)地被投入到研發(fā)項(xiàng)目之中，因此，相對(duì)于強(qiáng)融資約束的企業(yè)而言，弱融資約束的企業(yè)獲得的政府財(cái)政資助對(duì)其研發(fā)投入的誘導(dǎo)效應(yīng)更加明顯。于是我們可推導(dǎo)出第二個(gè)假設(shè)：

假設(shè)2：就政府財(cái)政資助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的誘導(dǎo)效果而言，融資約束弱的企業(yè)好于融資約束強(qiáng)的企業(yè)。

2 研究設(shè)計(jì)與描述性統(tǒng)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明 本文以在我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市三年（含）以上的153 家公司為研究對(duì)象，選取2010-2012年為研究區(qū)間，剔除數(shù)據(jù)缺失或具有極端值（股利支付率異常高）的樣本后，總共得到有效樣本456 個(gè)。本文使用的原始數(shù)據(jù)均來(lái)自于我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司公開(kāi)披露的年報(bào)，并利用聚源數(shù)據(jù)庫(kù)和同花順iFind 軟件對(duì)所需數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選和整理。

2.2 變量定義與模型構(gòu)建

2.2.1 變量定義（表1）

表1 變量定義表

本文首先引入融資約束程度（DUM1）作為第一個(gè)虛擬變量，旨在考察在不同的融資約束程度下政府財(cái)政資助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的誘導(dǎo)效應(yīng)或擠出效應(yīng)的表現(xiàn)是否有所不同。然后再引入股權(quán)性質(zhì)（DUM2）作為第二個(gè)虛擬變量，以檢驗(yàn)在不同的融資約束程度和不同股權(quán)性質(zhì)下，政府財(cái)政資助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的誘導(dǎo)效應(yīng)或擠出效應(yīng)是否具有穩(wěn)健性。

2.2.2 模型構(gòu)建

模型一：RDt=α0+α1×Gt-1+α2×DUM1×Gt-1+α3×INTAN+α4×ROE+α5×LEV+α6×SIZE+α7×SALE+ui

在模型一中，當(dāng)融資約束弱，即DUM1=0 時(shí)，如果α1為正，說(shuō)明政府財(cái)政資助有助于激勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投入；如果α1為負(fù)，說(shuō)明在政府財(cái)政資助下，企業(yè)減少了其研發(fā)投入。在融資約束強(qiáng)，即DUM1=1 時(shí)，如果（α1+α2）為正，說(shuō)明政府財(cái)政資助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有誘導(dǎo)效應(yīng)；如果（α1+a2）為負(fù)，說(shuō)明政府財(cái)政資助會(huì)擠出企業(yè)自身的研發(fā)投入。

模型二：RDt=β0+β1×Gt-1+β2×DUM1×Gt-1+β3×DUM2×Gt-1+β4×DUM1×DUM2×Gt-1+β5×INTAN+β6×ROE+β7×LEV+β8×SIZE+β9×SALE+εi

在模型二中，當(dāng)融資約束強(qiáng)且企業(yè)為國(guó)有控股，即DUM1=1，DUM2=1 時(shí)，如果（β1+β2+β3+β4）為正，則政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間是誘導(dǎo)效應(yīng)，反之則為擠出效應(yīng)。當(dāng)融資約束弱且企業(yè)為國(guó)有控股，即DUM1=0，DUM2=1時(shí)，如果（β1+β3）為正，則政府財(cái)政資助促進(jìn)企業(yè)自身研發(fā)投入，反之則為替代作用。當(dāng)融資約束強(qiáng)且企業(yè)為非國(guó)有控股，即DUM1=1，DUM2=0 時(shí)，如果（β1+β2）為正，則兩者是相互促進(jìn)的，反之則為擠出關(guān)系。最后，當(dāng)融資約束弱且企業(yè)為非國(guó)有控股，即DUM1=0，DUM2=0 時(shí)，如果β1為正，政府財(cái)政資助的增加會(huì)激勵(lì)企業(yè)增加其研發(fā)投入，反之亦然。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì) 本文采用股利支付率作為“融資約束”的衡量指標(biāo)，擁有高股利支付率的企業(yè)我們認(rèn)定其為面臨弱融資約束的企業(yè)，反之亦然。我們計(jì)算出每家創(chuàng)業(yè)板上市公司三年的平均股利支付率，再以樣本中所有企業(yè)三年的平均股利支付率的平均數(shù)為區(qū)分融資約束強(qiáng)弱的標(biāo)準(zhǔn)，高于該標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)屬于弱融資約束的企業(yè)，低于該標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)屬于強(qiáng)融資約束的企業(yè)。

我們手工收集了2010-2012年連續(xù)三年的企業(yè)研發(fā)投入的數(shù)據(jù)，該項(xiàng)數(shù)據(jù)主要來(lái)源于創(chuàng)業(yè)板上市公司每年公布的年度財(cái)務(wù)報(bào)告的報(bào)表附注中的“研發(fā)支出”“研發(fā)投入”或“研發(fā)費(fèi)用”等項(xiàng)目。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，融資約束弱的企業(yè)無(wú)論是研發(fā)投入的最小值、最大值、還是研發(fā)投入的均值、中位數(shù)都大于融資約束強(qiáng)的企業(yè)相應(yīng)數(shù)值，這說(shuō)明融資約束弱的企業(yè)可以從外部市場(chǎng)獲得更多的低成本資金來(lái)滿足自身經(jīng)營(yíng)需要和投入研發(fā)活動(dòng)。

由于政府財(cái)政資助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響具有滯后性，我們用提前一期的政府財(cái)政資助來(lái)考察對(duì)當(dāng)期的企業(yè)研發(fā)投入的效應(yīng)，我們手工收集了2009-2011 連續(xù)三年的政府財(cái)政資助的數(shù)據(jù)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，在2009-2011 三年中，融資約束弱的企業(yè)其政府財(cái)政資助強(qiáng)度的最大值、均值都比融資約束強(qiáng)的企業(yè)的相應(yīng)數(shù)值要大。由此我們判斷，政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在正相關(guān)關(guān)系，融資約束弱的企業(yè)的相關(guān)性可能比融資約束強(qiáng)的企業(yè)的相關(guān)性更大。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 多元回歸分析 表2 是模型的多元回歸分析結(jié)果，其中，模型一只包含融資約束一個(gè)虛擬變量，模型二則納入了融資約束和股權(quán)性質(zhì)兩個(gè)虛擬變量。

表2 多元回歸分析結(jié)果

由模型一的回歸結(jié)果可知，在融資約束強(qiáng)的背景下，政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入在5%的顯著性水平下是正向關(guān)系，但回歸系數(shù)僅為0.42；相反，在融資約束弱的背景下，盡管政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入在5%的顯著性水平下也是正向關(guān)系，兩者的回歸系數(shù)卻達(dá)到1.85。即無(wú)論融資約束的強(qiáng)弱，政府財(cái)政資助對(duì)于企業(yè)研發(fā)投入都具有誘導(dǎo)效應(yīng)，不過(guò)，弱融資約束條件下的誘導(dǎo)效應(yīng)比強(qiáng)融資約束條件下的誘導(dǎo)效應(yīng)更大，這表明前述假設(shè)1 和假設(shè)2均獲得了支持。

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn) 模型二進(jìn)一步檢驗(yàn)了不同融資約束背景和不同股權(quán)性質(zhì)下，政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，無(wú)論是國(guó)有控股企業(yè)還是非國(guó)有控股企業(yè)，也無(wú)論企業(yè)面臨的融資約束是強(qiáng)或者弱，政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間均在5%的水平上存在顯著正向關(guān)系（回歸系數(shù)均為正），即前者對(duì)后者產(chǎn)生了誘導(dǎo)效應(yīng)。其中，融資約束弱的國(guó)有控股企業(yè)的誘導(dǎo)效應(yīng)最大（回歸系數(shù)為3.71），融資約束強(qiáng)的國(guó)有控股企業(yè)的誘導(dǎo)效應(yīng)最?。ɑ貧w系數(shù)為0.05）。另一方面，這種誘導(dǎo)效應(yīng)在弱融資約束的企業(yè)中要比在強(qiáng)融資約束的企業(yè)中更大，而且與企業(yè)的股權(quán)性質(zhì)無(wú)關(guān)。這說(shuō)明模型一的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

4 研究結(jié)論

本文選取2010年（含）以前在我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市的152家公司為研究樣本，以股利支付率為融資約束強(qiáng)弱的衡量標(biāo)準(zhǔn)，并引入融資約束虛擬變量，考察了不同融資約束背景和不同股權(quán)性質(zhì)下，政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系。通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)，本文得出以下三個(gè)結(jié)論：第一，無(wú)論是融資約束強(qiáng)的企業(yè)還是融資約束弱的企業(yè)，政府財(cái)政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間都存在顯著正向關(guān)系，即前者對(duì)后者具有誘導(dǎo)效應(yīng)；第二，與融資約束強(qiáng)的企業(yè)相比，政府財(cái)政資助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的誘導(dǎo)效果在融資約束弱的企業(yè)中表現(xiàn)得更好，且與企業(yè)的股權(quán)性質(zhì)無(wú)關(guān)；第三，與非國(guó)有控股企業(yè)相比，國(guó)有控股企業(yè)的誘導(dǎo)效應(yīng)對(duì)融資約束的強(qiáng)弱更加敏感。

[1]白俊紅，李婧.政府R&D 資助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新——基于效率視角的實(shí)證分析[J].金融研究，2011，6.

[2]杜文獻(xiàn)，吳林海.政府R&D 投入對(duì)企業(yè)R&D 投入的誘導(dǎo)效應(yīng)——基于1991-2004年中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].科技進(jìn)步與對(duì)策，2007，11.

[3]解維敏，唐清泉，陸姍姍.政府R&D 資助，企業(yè)R&D 支出與自主創(chuàng)新——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究，2009，6.