郭洪宇，黃少卿

(上海交通大學安泰經(jīng)濟與管理學院，上海 200030)

0 引言

為了避免私人部門的創(chuàng)新活動因收益外溢[1]或信息不對稱[2]而偏離社會最優(yōu)研發(fā)水平，政府需要對私人創(chuàng)新活動進行干預以彌補市場失靈，這一觀念已經(jīng)深入人心。Freeman認為，為了在增強國家創(chuàng)新水平、提高企業(yè)創(chuàng)新能力中發(fā)揮重要作用，政府需要采取一系列措施建立國家創(chuàng)新體系，包括知識產(chǎn)權(quán)保護制度、對基礎科學研究的投入制度等[3]。除了制度方面的努力外，Romer認為政府還應當通過補貼等方式，加強對企業(yè)研發(fā)支出的支持力度，以糾正企業(yè)技術創(chuàng)新行為上存在的市場失靈[4]。然而，政府對私人部門提供創(chuàng)新補貼的效果究竟如何？已有的經(jīng)驗研究結(jié)果并不一致，尚難以給出最終定論。Hamberg將405家企業(yè)分到不同產(chǎn)業(yè)，討論政府補貼對企業(yè)R&D員工人數(shù)的影響，發(fā)現(xiàn)在8個產(chǎn)業(yè)中有6個產(chǎn)業(yè)都存在正向影響[5]。Higgins等發(fā)現(xiàn)政府資助存在擠出效應，政府創(chuàng)新資金使得企業(yè)原有的研究類活動減少[6]。但是，研究類活動只是企業(yè)研發(fā)的一部分，Link將研發(fā)范圍擴大后發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新資助實際上會提高企業(yè)整體的研發(fā)強度，而政府創(chuàng)新資助的類型同樣會對企業(yè)研發(fā)投資決策產(chǎn)生影響[7]。Guellec等對17個OECD成員國1981—1996年政府資助對企業(yè)研發(fā)效率影響的研究發(fā)現(xiàn)，該影響是積極的[8]。Lach[9]、Branstette等[10]分別以以色列、日本的企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補貼能夠顯著促進企業(yè)研發(fā)支出，但是促進效果因企業(yè)規(guī)模大小及行業(yè)不同而存在差異。陳玲等以深圳證券交易所上市的1256家公司為研究對象，證實政府研發(fā)補貼同樣顯著刺激了企業(yè)的自有研發(fā)支出，且政府研發(fā)補貼主要流向經(jīng)營自主權(quán)大、上市年限短的研發(fā)型企業(yè)[11]。也有文獻認為，由于存在信息不對稱，政府補貼企業(yè)的研發(fā)活動不能保證是最有效率的[12]，或者政府補貼并不對企業(yè)表現(xiàn)產(chǎn)生影響[13]，甚至政府補貼擠出了企業(yè)自有研發(fā)支出，導致企業(yè)總體研發(fā)支出水平并未得到提高[14]。這些結(jié)果說明，政府的補貼行為可能沒有很好地彌補市場失靈，反而扭曲了市場激勵機制、降低了市場效率。Lichtenberg將政府采購作為獨立變量引入回歸過程后，發(fā)現(xiàn)政策影響變得非常不顯著[15]。Wallsten發(fā)現(xiàn)政府資助非但不會增加企業(yè)的員工數(shù)量，而且會一比一地擠出企業(yè)自有研發(fā)費用，并且政府資助不會使企業(yè)將取得的資助投向有利于社會而無益于企業(yè)的項目[14]。David等匯總了20世紀60年代以來的相關研究成果后認為，政府資金補助更為普遍的是起到了補充性作用，而擠出效應或者替代效應則只占少數(shù)，且主要存在于企業(yè)和企業(yè)內(nèi)部業(yè)務層面的研究中[16]。

經(jīng)驗結(jié)果不一致的原因是多方面的：第一，試圖彌補市場失靈的政府行為也可能失靈。政府失靈既可能是由于國家制度層面的不完善，也可能是資助項目自身的治理機制的缺陷，從而出現(xiàn)了企業(yè)的尋租現(xiàn)象，或者作為代理人的政府官員在資助對象的選擇上存在不恰當?shù)募頪17]。第二，數(shù)據(jù)和方法論上的問題，如由于計量模型的選取不當導致結(jié)果存在內(nèi)生性[18]，郭迪等總結(jié)發(fā)現(xiàn)，有關中國的10篇經(jīng)驗研究中有7篇沒有解決好內(nèi)生性問題[17]。第三，政府補貼對企業(yè)研發(fā)和效益的影響通常存在滯后性，因為在得到資助后，企業(yè)的研發(fā)組合的調(diào)整需要時間，而且獲得補貼影響的是未來項目的固定成本，因此贏利在后期才能得到反映[19]。

現(xiàn)有研究中,一個重要的議題是政府資助對中小型高技術企業(yè)研發(fā)活動的影響。由于小企業(yè)的信息不對稱問題更嚴重，更有可能面臨各種市場失靈，例如更不容易獲得外部融資，從而導致自有研發(fā)投入的不足，尤其是沒有母公司的獨立中小企業(yè)，并最終導致這些企業(yè)的成長更可能受阻[20-22]。對于中小企業(yè)而言，在更強的融資約束下，它們將資源從現(xiàn)有產(chǎn)品的生產(chǎn)重新配置到新技術開發(fā)，將面臨很高的機會成本，甚至是死亡的危險。因此，如果它們能夠得到政府的資助，緩解其融資約束和降低其內(nèi)部資源的重新配置成本，那么，它們在研發(fā)投入上應該會有更好的表現(xiàn)，并且將得到更快成長[23]。

本文試圖對上海浦東新區(qū)“科技小巨人”研發(fā)資助項目的效果進行經(jīng)驗評估,利用該項目得到的創(chuàng)新補貼資金劃撥及受資助企業(yè)相關數(shù)據(jù)，聚焦于考察地方性補貼資助政策在推動高技術中小企業(yè)創(chuàng)新活動方面能否發(fā)揮積極作用。根據(jù)以上文獻綜述，本文檢驗以下假說：首先，政府對受到融資約束的中小企業(yè)提供補貼資助將有利于促進其研發(fā)活動；其次，這種補貼發(fā)揮作用的機制是促使中小企業(yè)內(nèi)部資源向研發(fā)活動重新配置；最后，政府補貼對中小企業(yè)研發(fā)活動的促進效應將存在時間上的滯后。為了確保研究成果的可靠性，本文采用傾向匹配得分法(Propensity Score Matching，PSM)，從中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中找出一組企業(yè)形成對照組，并將其與受資助企業(yè)合并形成進行計量分析的全部樣本企業(yè)，以此控制可能存在的內(nèi)生性問題。

1 上海浦東新區(qū)科技小巨人項目

為了貫徹落實國家對于培育和支持高新技術中小企業(yè)發(fā)展的精神，推動地區(qū)創(chuàng)新企業(yè)起步和發(fā)展，打造具有行業(yè)競爭力的科技小巨人企業(yè)，上海市科學技術委員會聯(lián)合市經(jīng)濟和信息化委員會，依據(jù)《科學技術部、財政部關于科技型中小企業(yè)技術創(chuàng)新基金的暫行規(guī)定》《上海市科技型中小企業(yè)技術創(chuàng)新資金管理辦法》《上海中長期科學和技術發(fā)展規(guī)劃綱要(2006—2020)若干配套政策》等文件，于2007年出臺《上海市科技小巨人工程實施辦法》，對入選“科技小巨人”企業(yè)提供最多150萬元補貼。而后，浦東新區(qū)根據(jù)《上海市科技小巨人工程實施辦法》的精神，發(fā)布《關于發(fā)布浦東新區(qū)科技小巨人工程實施細則的通知》，設立“科技小巨人”專項配套資金，對本區(qū)入選上海市“科技小巨人”工程的企業(yè)基本按1:1的原則給予配套補助。這樣一來，根據(jù)浦東新區(qū)實施辦法的說明，浦東新區(qū)入選“科技小巨人”工程的企業(yè)總共可獲得最多300萬元的創(chuàng)新資金補助。

科技小巨人創(chuàng)新補助的發(fā)放采取事前立項、事后補助的方式，申請企業(yè)根據(jù)當年申報通知要求提出申請，取得立項資格，在取得成果并通過驗收評估后獲得相應補助。但是，并不是所有立項企業(yè)最終都能獲得補助，成果驗收不合格的企業(yè)將無法獲得補助。

根據(jù)《上海市科技小巨人工程實施辦法》第二條，入選科技小巨人企業(yè)首先要滿足高新技術領域且具有成長性的要求，這滿足對科技小巨人的定義和理解。同時，根據(jù)該辦法第五條，鑒于企業(yè)的發(fā)展階段和規(guī)模存在較大差異，支持對象被細分為兩類：科技小巨人培育企業(yè)和科技小巨人企業(yè)。申請科技小巨人企業(yè)應在研發(fā)人員人數(shù)、研究開發(fā)費用總額、上年度主營業(yè)務收入、研發(fā)機構(gòu)建設等方面滿足具體要求，相比之下，申請科技小巨人培育企業(yè)的要求則明顯更低。

一般情況下，企業(yè)只能入選科技小巨人工程且資金補貼一次，但《上海市科技小巨人工程實施辦法》第二十條強調(diào)有一例外，即對于成果驗收結(jié)果為“優(yōu)秀”的科技小巨人培育企業(yè)，若能夠達到申報科技小巨人企業(yè)主要條件規(guī)定，則可優(yōu)先獲得下年度科技小巨人企業(yè)立項支持。2013年，浦東新區(qū)科委發(fā)布了一份對在2007—2012年獲得過科技小巨人資助的企業(yè)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，統(tǒng)計顯示，2007—2012年共資助了146家企業(yè)、市級財政實際撥款14768萬元、區(qū)級配套13381.23萬元。各年撥款情況見表1。

表1 2007—2012年浦東新區(qū)科技小巨人創(chuàng)新資金資助情況

資料來源：浦東新區(qū)科委。

2 經(jīng)驗分析策略：模型與變量

本文希望以企業(yè)創(chuàng)新活動中的R&D研發(fā)支出為政府創(chuàng)新補貼的投入績效評價指標、以企業(yè)利潤總額為產(chǎn)出績效評價指標，在對企業(yè)的其他可觀測影響因素加以控制后，對政府創(chuàng)新補貼的投入績效和產(chǎn)出績效進行評估。政策評估目前比較流行的模型包括工具變量法、斷點回歸法、雙重差分法和傾向得分匹配法。在進行模型設定之前，以下三個方面不可忽視：①由于選擇和被選擇效應，企業(yè)獲得補貼存在非隨機性。由于市場的不完善，市場的信息傳導機制仍存在著不順暢之處，加之倘若政府宣傳力度不夠，存在企業(yè)不了解政府補貼政策情形；或有些企業(yè)即使知悉補貼政策，但不樂于與政府部門打交道而放棄申請；即使企業(yè)提出了申請，政府在選擇資助哪些企業(yè)時也會有所偏重，如耿強和胡睿昕的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)獲得補貼的概率和程度不僅受到自身稟賦和性質(zhì)的影響，面臨虧損的企業(yè)和受融資約束程度較低的企業(yè)更有可能獲得政府補貼[24]。②科技小巨人補貼對企業(yè)研發(fā)支出和利潤產(chǎn)出的影響，可能是由企業(yè)其他自身特征產(chǎn)生的，忽視這些影響特征可能會導致回歸結(jié)果存在異質(zhì)性偏差。③受資助企業(yè)與未受資助企業(yè)樣本量失衡嚴重，可能會造成選擇性偏差。

考慮到以上三點可能對結(jié)果造成的影響，本文首先進行傾向得分匹配，得到與受資助企業(yè)在自身特征盡可能類似的未受資助企業(yè)樣本，繼而再進行最小二乘法(Ordinary Least Squares，OLS)回歸分析，用以比較獲得補助的企業(yè)與未獲得補助的企業(yè)在研發(fā)支出和利潤產(chǎn)出方面的表現(xiàn)差異。

2.1 模型設定

(1)對所選樣本進行PSM。PSM的基本原理是，在對照組中尋找與實驗組特征盡可能相似的企業(yè)，控制其他變量對結(jié)果變量的影響，確保對照組與實驗組在結(jié)果變量上的差異僅是由我們要研究的實驗變量影響導致。本文中PSM實證要求為：選取是否從事制造業(yè)、是否是國有企業(yè)、是否有外商資本投入、企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、年份、行政區(qū)劃等作為匹配變量，運用logit模型為每條樣本估計得到一個傾向得分(Propensity Score，PS)，獲得過科技小巨人補貼的企業(yè)記為實驗組(T)，未獲得過科技小巨人補貼的企業(yè)記為對照組(C)，通過從對照組中得到與實驗組企業(yè)傾向得分近似的樣本，得到1:1樣本量對照組與實驗組數(shù)據(jù)。通過觀測“實驗組平均實驗效應”(Average Treatment Effect on the Treated，ATT)，可以得到補貼的投入績效、產(chǎn)出績效差異，其原理如下：

其中，ps(X)表示以X為匹配變量的匹配傾向得分，outcome表示結(jié)果變量。本文具體觀測討論的結(jié)果變量是補貼的投入績效變量和產(chǎn)出績效變量。

(2)對匹配樣本進行OLS分析。在驗證政府補貼的投入績效和產(chǎn)出績效時，分別將投入績效和產(chǎn)出績效作為結(jié)果變量，在回歸過程中加入虛擬變量(treat)作為對政府補貼的討論，將回歸過程分為三部分：①分析政府補貼的投入績效，即把樣本企業(yè)的投入績效當作回歸函數(shù)因變量，在控制了企業(yè)其他特征、年份和地區(qū)特征后，企業(yè)獲得政府補貼這一行為是否會造成企業(yè)在創(chuàng)新活動中的投入要素顯著有別于未獲得政府補貼的企業(yè)；②分析政府補貼的產(chǎn)出績效，即把樣本企業(yè)的產(chǎn)出績效當作回歸函數(shù)因變量，與第一部分處理過程類似，在控制了同樣的變量后，企業(yè)獲得政府補貼這一行為是否會使得企業(yè)的創(chuàng)新活動產(chǎn)出成果顯著有別于未獲得政府補貼的企業(yè)；③分析政府補貼的使用效率，考慮到增加資金的投入一般情況下都能帶來產(chǎn)出的正向增加，但新增投入資金的邊際產(chǎn)出效率如何？政府投入的創(chuàng)新補貼資金是以更高效率提高了企業(yè)的產(chǎn)出，還是粗放式的缺乏效率的投入？為此，我們需要對投入績效加以控制，再來看政府補貼的產(chǎn)出績效，此時的產(chǎn)出績效因為剔除了創(chuàng)新資金投入數(shù)量對產(chǎn)出的絕對影響，可以體現(xiàn)政府補貼的使用效率：

Yi=α0+α1treati+α2treati×pyeari+Xβ+YEARγ+εi

其中，以treat=1代表實驗組，pyear表示樣本是該企業(yè)在“科技小巨人”立項后第幾年，pyear∈[0,5]，pyear=0表示政府公布“科技小巨人”補貼受資助企業(yè)名單當年。X為匹配變量的向量，即控制變量組成的向量。

在分析獲得政府補貼的企業(yè)利潤總額為何低于未獲得政府補貼的企業(yè)，以及企業(yè)得到政策補貼這一行為是否具有信號機制時，同樣使用上式基本模型，分別將新產(chǎn)品產(chǎn)值、出口產(chǎn)值、庫存、負債總額、流動負債總額和資產(chǎn)負債率等作為因變量進行研究。

2.2 變量含義

(1)績效評估變量：研發(fā)支出對數(shù)和利潤總額對數(shù)。國內(nèi)外創(chuàng)新績效評估領域相關研究中對評估指標的選擇主要分為結(jié)果類和強調(diào)過程的結(jié)果類兩類指標，大多數(shù)研究參考第一類指標[25]。本文分別選取這兩類指標，并用以分別對應體現(xiàn)政府創(chuàng)新資助的投入績效和產(chǎn)出績效。具體來講，政府創(chuàng)新資助的投入績效指的是能夠體現(xiàn)政府資金的投入對企業(yè)進行創(chuàng)新活動過程中的行為或決策構(gòu)成影響的指標，如文獻中選擇的企業(yè)研發(fā)支出[8,26]、勞動生產(chǎn)率[27]、研發(fā)費用占銷售額比率及研發(fā)人員與生產(chǎn)部門交流頻率[28]等；而政府創(chuàng)新資助的產(chǎn)出績效是體現(xiàn)政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出結(jié)果構(gòu)成影響的指標，如文獻中選擇的新產(chǎn)品產(chǎn)值、資產(chǎn)收益率、股權(quán)收益率、利潤、收入、專利申請數(shù)[29-33]等。一般而言，新產(chǎn)品銷量好會直接帶動企業(yè)當期利潤上升，鑒于企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值同時也會體現(xiàn)在企業(yè)當期利潤中，同時工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中對企業(yè)利潤總額的統(tǒng)計相比新產(chǎn)品產(chǎn)值會更為準確，因此在參考了其他文章的一般處理方式后，本文以企業(yè)利潤總額替代新產(chǎn)品產(chǎn)值來進行對產(chǎn)出績效的分析、以企業(yè)研發(fā)支出來進行對投入績效的分析，在之后的進一步討論中則會再來討論新產(chǎn)品產(chǎn)值以驗證結(jié)論穩(wěn)健性。因此，在回歸過程中對以上兩變量作對數(shù)處理后，分別以企業(yè)自有研發(fā)支出的對數(shù)和企業(yè)利潤總額的對數(shù)作為企業(yè)投入績效和產(chǎn)出績效的代理變量。

(2)treat：科技小巨人政府補貼。實驗組是獲得過科技小巨人補貼的企業(yè)，而對照組是未獲得過科技小巨人補貼的位于上海市浦東新區(qū)的中小企業(yè)，因此在PSM對其他變量加以控制后，實驗組與對照組企業(yè)之間的主要不同之處就在于是否拿到過該補貼，虛擬變量treat=1表示拿到過該補貼，treat=0表示未拿到過該補貼。由于企業(yè)在拿到補貼后，投入績效和產(chǎn)出績效可能隨年份存在變化趨勢，交叉項能體現(xiàn)出拿到該補貼后幾年的政策效果。

(3)PSM匹配變量。PSM篩選對照組時需要對企業(yè)可視變量進行匹配，根據(jù)R2最大化原則，本文選用的匹配變量X如下：①制造業(yè)，虛擬變量，根據(jù)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的定義，制造業(yè)是十分廣泛的范疇，對應工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫兩位代碼13至43，電力、燃氣及水的生產(chǎn)和供應業(yè)以及其他行業(yè)則被視為非制造業(yè)；②國有企業(yè)，虛擬變量，對應于非國有企業(yè)；③外資投入，表示有港澳臺資本或外國資本投資的企業(yè)，對應于無外資投入企業(yè)；④企業(yè)年齡，為企業(yè)成立年份到樣本當年的長度；⑤中小企業(yè)，虛擬變量，按照國家財政部對中小企業(yè)劃分標準規(guī)定依據(jù)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模和員工數(shù)量范圍劃分為中小企業(yè)和非中小企業(yè)兩類。另外，為了消除時間效應，本文還匹配了年份。

3 樣本構(gòu)建

3.1 樣本描述與數(shù)據(jù)來源

(1)實驗組。實驗組企業(yè)為2007—2012年浦東新區(qū)受科技小巨人補貼資助企業(yè)，該名單來自上海浦東新區(qū)科委。通過將受補貼企業(yè)全稱以及關鍵詞在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中多重匹配，得到原始樣本數(shù)據(jù)。由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫并沒有收錄完全所有企業(yè)的信息，以及146家受資助企業(yè)并不全是從2007年起就都有數(shù)據(jù)，因此最終共獲得166條實驗組樣本數(shù)據(jù)。

(2)對照組。在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中選出行政區(qū)域為上海市浦東新區(qū)的全部企業(yè)，去掉實驗組樣本數(shù)據(jù)后，根據(jù)年份、企業(yè)年齡、行業(yè)等匹配變量，運用PSM方法從中篩選出與實驗組匹配得分最相近的對照組企業(yè)，按照1:1的原則，最終得到166條對照組樣本數(shù)據(jù)。

受限于樣本容量，以及匹配變量大多為虛擬變量，t檢驗并不是體現(xiàn)PSM匹配效果的好方法。相比之下，核密度檢驗(Kernel Density Estimate)能夠更加直觀地反映實驗組、對照組的變量的分布情況，根據(jù)變量密度分布在匹配后相比匹配前是否趨同來體現(xiàn)PSM匹配效果。如圖1所示，PSM匹配前實驗組與對照組樣本變量分布較分散，PSM匹配后實驗組與對照組樣本分布趨同，說明PSM的匹配過程十分有效，PSM篩選后使實驗組與對照組樣本更加平穩(wěn)，大大提高了實驗組與對照組之間的可比性和后續(xù)OLS回歸結(jié)果的有效性。

圖1 對照組、實驗組樣本核密度檢驗

3.2 描述性統(tǒng)計

在進行OLS回歸檢驗與分析過程中，考慮到經(jīng)濟含義、后續(xù)原因分析中數(shù)據(jù)可得性、前后分析的統(tǒng)一性和有效性，最終保留其中135條樣本，描述性統(tǒng)計如表2所示。樣本企業(yè)幾乎均為中小型企業(yè)，70%左右的企業(yè)樣本受到過政府資助，立項年份最小為立項當年、最大為立項第3年，30%左右的企業(yè)樣本為國有企業(yè)，20%左右的企業(yè)樣本有外資介入，企業(yè)樣本的年齡差異較大，平均年齡為15歲左右。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

4 結(jié)果與分析

4.1 PSM結(jié)果

根據(jù)表3中ATT值顯示，相比未得到該補貼資助的企業(yè)，那些得到科技小巨人補貼資助的企業(yè)的利潤總額低1616.3萬元，且在至少1%水平下顯著，而研發(fā)支出高424.9萬元，且在至少5%水平下顯著。這說明，獲得補貼顯著增加了企業(yè)的研發(fā)支出，但未能在當期有效轉(zhuǎn)化為企業(yè)利潤。在我們的觀察窗口中，科技小巨人補貼政策的投入績效迅速體現(xiàn)，獲得該資金的企業(yè)立即投入更多的資金到研發(fā)創(chuàng)新過程中，但以利潤總額為指代變量的產(chǎn)出績效表現(xiàn)更差，增加的研發(fā)支出并未立即轉(zhuǎn)化為獲得補貼當年的企業(yè)利潤，一個可能的原因是，這些企業(yè)的研發(fā)活動取得成果并商業(yè)化需要更長的時間，我們設置的觀察窗口限制了產(chǎn)出績效的體現(xiàn)；并且，當期研發(fā)支出的增加也可能減少對既有盈利產(chǎn)品的生產(chǎn)投入(不僅僅是資金投入，還有人員投入以及難以觀測的管理者才能投入等)，從而導致利潤下降。

表3 投入績效、產(chǎn)出績效的PSM結(jié)果

注：括號中為t統(tǒng)計值；***、**表示至少在1%、5%水平下顯著。

4.2 投入績效和產(chǎn)出績效的結(jié)果

表4中第(1)、(2)、(3)列為利潤總額對數(shù)、研發(fā)支出對數(shù)和控制了企業(yè)研發(fā)支出后的利潤總額對數(shù)對政策虛擬變量的回歸結(jié)果，分別對應投入績效結(jié)果、產(chǎn)出績效結(jié)果和產(chǎn)出效率結(jié)果；(4)、(5)、(6)列增加了立項年份的影響；(7)、(8)、(9)列在上述回歸基礎上對企業(yè)其他自身特征變量加以控制，這里我們使用了在上文PSM過程中采用的所有匹配變量。

在控制了企業(yè)自身特征變量后，回歸模型得到明顯改善?；貧w結(jié)果表明，獲得科技小巨人補貼的企業(yè)的利潤總額低于未獲得企業(yè)約63.5%，該結(jié)果在5%水平下是顯著的，這與ATT值表現(xiàn)出的利潤總額差異比較一致，說明政府補貼的產(chǎn)出績效顯著為負。在以企業(yè)自有研發(fā)支出衡量政策投入績效的回歸中，獲得科技小巨人補貼的企業(yè)的自有研發(fā)支出減少約26.1%，但結(jié)果不具有顯著性，且與ATT值表現(xiàn)出的研發(fā)支出績效存在明顯差異，說明并沒有顯著證據(jù)可以證明政府補貼產(chǎn)生了擠出效應。

在影響企業(yè)利潤總額和研發(fā)支出的其他變量中，可以看到，國有企業(yè)相比非國有企業(yè)、有外資背景企業(yè)相比純本土企業(yè)、大型企業(yè)相比中小企業(yè)的利潤水平顯著更高，純本土企業(yè)的研發(fā)支出顯著高于外資介入企業(yè)，而企業(yè)年齡對企業(yè)利潤和研發(fā)支出影響較小且不顯著。

補貼的投入績效會傳導至產(chǎn)出績效，企業(yè)研發(fā)支出會影響到企業(yè)利潤，因此為了體現(xiàn)補貼對企業(yè)利潤的凈影響，亦即在剔除了研發(fā)支出對企業(yè)利潤的影響以后，補貼的系數(shù)便能體現(xiàn)出補貼的效率。如表4第(9)列所示，在控制了企業(yè)的研發(fā)支出之后，獲得科技小巨人補貼對受支持企業(yè)利潤的影響系數(shù)變?yōu)?0.585，相比于第(7)列的負面影響縮小了，這說明在控制住研發(fā)支出水平后，相比于沒有得到補貼的企業(yè)，獲得補貼能夠提高單位研發(fā)活動對利潤的貢獻率，盡管短期內(nèi)這一貢獻尚沒有讓受資助企業(yè)總體上盈利。分析補貼的長期效果還需考慮政策資助的持續(xù)性效應，以及它是否引起了內(nèi)部生產(chǎn)資源向創(chuàng)新活動的配置。

4.3 進一步的討論

(1)政府補貼對產(chǎn)出績效改善的持續(xù)性效應。以利潤總額為衡量標準的政府補貼的產(chǎn)出績效為負，但是這種負的產(chǎn)出績效可能只是短期的表現(xiàn)，隨著年份的推移，政府補貼可能會顯現(xiàn)出不同效果。因此，表4第(7)、(8)、(9)列回歸結(jié)果中資金虛擬變量與立項年份的交叉項系數(shù)便能體現(xiàn)出政府補貼的持續(xù)性效應。

結(jié)果顯示，產(chǎn)出績效回歸的交叉項系數(shù)顯著為正，說明隨著年份的推延，企業(yè)利潤有逐漸改善的趨勢。我們發(fā)現(xiàn)，在其他條件不發(fā)生明顯改變的情況下，補貼受資助企業(yè)的利潤總額將在獲得補貼的第三年開始超過未獲得補貼的同等企業(yè)，且受資助企業(yè)將在之后一段時間內(nèi)保持利潤的持續(xù)增長，補貼的產(chǎn)出績效將逐漸顯現(xiàn)出正效應并拉大受資助企業(yè)與未受資助企業(yè)間的差距，這種趨勢體現(xiàn)出了政府補貼的持續(xù)性效應。同時也發(fā)現(xiàn)，政府補貼對投入績效的持續(xù)性效應不明顯。

表4 OLS回歸結(jié)果

注：括號中為標準誤；***、**、*表示至少在1%、5%、10%水平下顯著，下同。

(2)企業(yè)內(nèi)部資源的重新配置使得受資助企業(yè)的利潤更低。在這一部分回歸中，我們將利潤表現(xiàn)拆分為新產(chǎn)品產(chǎn)值、出口產(chǎn)值、庫存，并分別對上述變量進行回歸，回歸結(jié)果見表5第(1)、(2)、(3)列。在這部分回歸中，由于我們發(fā)現(xiàn)大部分企業(yè)沒有發(fā)生新產(chǎn)品生產(chǎn)或者出口業(yè)務，因此此處采用變量總產(chǎn)值進行回歸分析。

回歸結(jié)果顯示，科技小巨人政府補貼受資助企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值高于未受資助企業(yè)，但庫存和出口產(chǎn)值低于未受資助企業(yè)，雖然結(jié)果不顯著。一種合理的推理應該為，受資助企業(yè)同時發(fā)生了去庫存與增加新產(chǎn)品產(chǎn)值現(xiàn)象。庫存值在一定程度上是對老產(chǎn)品的體現(xiàn)，換言之，受資助企業(yè)可能存在一種現(xiàn)象，即將企業(yè)內(nèi)部資源從老產(chǎn)品的生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到對新產(chǎn)品的生產(chǎn)，并產(chǎn)生高于未受資助企業(yè)的新產(chǎn)品產(chǎn)值。這種內(nèi)部資源的重新配置是企業(yè)對得到政府補貼的影為反應，一定程度上證明科技小巨人項目能夠促進受資助企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新。由于受資助企業(yè)是將企業(yè)既有資源進行了轉(zhuǎn)移而非增加資源凈投入，而將老產(chǎn)品的生產(chǎn)資源轉(zhuǎn)移到不確定性較高的新產(chǎn)品生產(chǎn)這一過程，會在初期產(chǎn)生巨大機會成本，這正是為什么一開始受資助企業(yè)在利潤上表現(xiàn)出相比于未受資助企業(yè)更差績效的原因。顯然，受資助企業(yè)在政府補貼彌補了部分機會成本后，變得更愿意從事創(chuàng)新活動。本文發(fā)現(xiàn)，受資助企業(yè)的這種利潤劣勢并不會持續(xù)存在，而會隨著政府補貼持續(xù)發(fā)揮效應而得到緩解并轉(zhuǎn)為優(yōu)勢。

(3)科技小巨人政府補貼政策的信號機制。企業(yè)獲得政府補貼這一信息可能對企業(yè)其他行為產(chǎn)生影響，比如貸款銀行提高受資助企業(yè)償債能力評價、機構(gòu)投資者引入風險資金及私募股權(quán)投資等。高艷慧的研究發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補貼具有信號作用，且這種作用僅在非國有企業(yè)及市場化程度較弱地區(qū)顯著[34]。我們通過對企業(yè)負債能力以及三大業(yè)務活動資金流動狀況分別進行回歸，以檢驗政府補貼的信號機制。

表5 進一步討論的回歸結(jié)果

假設企業(yè)獲得科技小巨人補貼對企業(yè)負債具有正向信號機制，那么企業(yè)獲得過科技小巨人補貼則會被視作政府對企業(yè)信用和能力的肯定，有利于企業(yè)從外部獲得融資，如銀行貸款、商業(yè)信用等。因此，本文采用企業(yè)負債總額的對數(shù)、流動負債總額的對數(shù)、資產(chǎn)負債率作為對企業(yè)負債水平的替代變量，得到表5第(4)、(5)、(6)列回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，政府補貼提高企業(yè)負債能力的信號機制不明顯，企業(yè)曾獲得過政府補貼這項歷史信息并沒有顯著增加受資助企業(yè)的負債能力，受資助企業(yè)的資產(chǎn)負債率可能僅提高7%左右水平。相較而言，影響企業(yè)負債能力更顯著的因素是國有企業(yè)性質(zhì)、外資介入背景、企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模等企業(yè)特征因素，國有企業(yè)、有外資背景、成立年份長久、規(guī)模較大的這部分企業(yè)的負債能力更強，這一結(jié)果與當前市場上中小企業(yè)、初創(chuàng)企業(yè)融資難的現(xiàn)狀相吻合，說明目前促進中小企業(yè)增加研發(fā)支出的“科技小巨人”項目還無法形成有效的信號機制，不能為受資助企業(yè)增加負債能力進行“背書”。在短期內(nèi)難以改善外部融資條件的背景下，受資助企業(yè)不得不主要依靠內(nèi)部資源的再配置來提高研發(fā)活動的強度。

5 結(jié)論與政策含義

本文研究發(fā)現(xiàn)，獲得政府創(chuàng)新補貼后，受資助企業(yè)的行為與未受資助企業(yè)的行為存在顯著偏離。在獲得補貼當年，科技小巨人項目受資助企業(yè)的利潤總額低于未受資助企業(yè)，以利潤度量的政府補貼的產(chǎn)出績效顯著為負，但政府補貼對企業(yè)自有研發(fā)支出不存在顯著性擠出效應。然而，從長期來看，政府補貼具有持續(xù)性效應，即在隨后年份受資助企業(yè)利潤有逐漸改善的趨勢，在其他條件不變的情況下，受資助企業(yè)的利潤總額將在獲得補貼后第三年開始超過未受資助的對照組企業(yè)；且受資助企業(yè)將在之后一段時間內(nèi)保持利潤的持續(xù)性增長，補貼的產(chǎn)出績效將逐漸顯現(xiàn)出正效應并拉大與對照組企業(yè)的差距。進一步的分析認為，受資助企業(yè)之所以短期利潤總額低于未受資助企業(yè)，可能的原因是，受資助企業(yè)受制于融資約束，不得不將一部分生產(chǎn)要素從老產(chǎn)品轉(zhuǎn)向?qū)π录夹g的研發(fā)上，從而承受了短期的機會成本。另外，本文發(fā)現(xiàn)，科技小巨人項目未能給受資助企業(yè)增加銀行貸款進行背書，即該項政府補貼并未產(chǎn)生改善科技創(chuàng)新性中小企業(yè)借債能力的信號機制。

本文的分析發(fā)現(xiàn)：短期來看，盡管以利潤度量的政府創(chuàng)新補貼的產(chǎn)出績效顯著為負，但是并不存在政府補貼對企業(yè)自有研發(fā)支出的顯著“擠出效應”；長期來看，政府補貼具有持續(xù)性效應，補貼的產(chǎn)出績效將逐漸顯現(xiàn)出正效應，并拉大受資助企業(yè)與對照組企業(yè)間的差距。進一步分析發(fā)現(xiàn)，導致上述結(jié)果的機制在于受資助企業(yè)內(nèi)部存在資源轉(zhuǎn)配到研發(fā)活動的現(xiàn)象。與既有文獻相比，本文主要有以下貢獻：研究對象為上海浦東新區(qū)的高技術中小企業(yè)，并且利用了政府資助項目形成的獨特的準自然實驗數(shù)據(jù)庫；對資助效果的評估分為投入績效和產(chǎn)出績效兩個方面來展開，并且考察了政府創(chuàng)新補貼的短期和長期效應及其機制，以及是否存在融資信號機制；在計量方法上利用傾向匹配得分法來控制潛在的內(nèi)生性問題，并且控制了企業(yè)性質(zhì)、外資投入和企業(yè)年齡對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，從而使得結(jié)果更加準確可靠。

本文的政策含義在于，企業(yè)的研發(fā)活動需要跨期才能實現(xiàn)收益，新產(chǎn)品研發(fā)存在短期的巨大機會成本，而政府補貼可以緩解該成本，從而提高企業(yè)從事研發(fā)支出的耐心。政府補貼能夠誘導企業(yè)、特別是面臨較強外部融資約束的高科技中小企業(yè)，將一部分內(nèi)部資源從老產(chǎn)品生產(chǎn)轉(zhuǎn)向進行新產(chǎn)品開發(fā)，從而提高了受資助企業(yè)的長期競爭力和盈利能力。顯然，對于需要實現(xiàn)產(chǎn)品結(jié)構(gòu)調(diào)整和技術升級的地區(qū)而言，地方政府的創(chuàng)新資助項目對中小企業(yè)創(chuàng)新績效可以帶來實質(zhì)性促進作用。當然，本文的研究結(jié)果并不能直接用于指導其他地區(qū)的實踐，考慮到上海浦東新區(qū)的制度環(huán)境要好于中國大部分其他地區(qū)，而且，科技小巨人項目本身也有嚴格的篩選和基于后評估才能最終獲得資助等良好的治理機制，這無疑是該項目能夠取得成效的重要前提條件。