王 薇 艾 華

(中南財經(jīng)政法大學 財政稅務學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

習近平總書記在黨的十九大報告中明確提出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結構、轉換增長動力的攻關期。要進一步貫徹新發(fā)展理念，充分發(fā)揮創(chuàng)新作為引領發(fā)展第一動力的作用，堅持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先，以供給側結構性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，通過提高全要素生產(chǎn)率，不斷增強我國經(jīng)濟創(chuàng)新力和競爭力。由于經(jīng)濟增長需要資本、勞動、土地等多種要素的投入，而相關要素短期內(nèi)很難有較大改善，故其核心還是依賴技術創(chuàng)新、管理優(yōu)化等提高勞動生產(chǎn)率。因此，全要素生產(chǎn)率在一定程度上也可以看作是技術創(chuàng)新帶來的生產(chǎn)率。創(chuàng)新是對生產(chǎn)要素和生產(chǎn)條件進行重新組合，企業(yè)創(chuàng)新機制和能力是競爭的關鍵。但由于企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動存在一定的不確定性，且不可避免地會遭遇資金不足或市場失靈等問題，以上種種均會降低企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的積極性。因此，要降低創(chuàng)新過程中的不確定性，縮短創(chuàng)新過程的時滯，促進創(chuàng)新結果的轉化，這些都離不開政府的支持。一般來說，政府補助對企業(yè)會產(chǎn)生兩種效應：一種表現(xiàn)在賬面上，即通過政府補助彌補企業(yè)賬面的虧損以增加盈利，屬于“治標不治本”；第二種則是依靠政府補助增加研發(fā)投入，增強企業(yè)的核心競爭力。然而，政府補助、研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率三者間到底是怎樣一種作用機制？政府補助能否通過刺激企業(yè)研發(fā)投入，進而達到提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的目標？這正是本文試圖回答的問題。

本文研究政府補助和企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，對已有文獻的主要改進有：第一，已有文獻分別考察了政府補助和企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，但并未考慮三者之間的作用機制，本文則從傳導機制視角，揭開政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的黑箱，從理論和實證兩方面進一步檢驗了研發(fā)投入在政府補助和全要素生產(chǎn)率之間的作用機制；第二，本文擴大了研究樣本，以2010～2016年創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，創(chuàng)業(yè)板上市公司具有高科技高成長性特點，因而本研究更具有代表性；第三，本文分行業(yè)考察了政府補助對不同行業(yè)的創(chuàng)業(yè)板上市公司的異質(zhì)性影響，證明了政府補助要有行業(yè)針對性與差異性，避免政府補助的“一刀切”模式。

二、文獻綜述與理論假設

(一)政府補助與研發(fā)投入

從理論上分析，政府補助對于企業(yè)研發(fā)投入既存在激勵效應，也存在擠出效應。其激勵效應體現(xiàn)在以下三個方面：第一，政府對企業(yè)的補助，直接或間接地增加了企業(yè)用于創(chuàng)新研發(fā)的經(jīng)費，減輕了企業(yè)為進行創(chuàng)新項目投資而導致資金周轉不足的負面影響，進而提升企業(yè)的創(chuàng)新績效，提高其創(chuàng)新能力[1][2]；第二，企業(yè)的研發(fā)投入最終能否轉化為專利技術等無形資產(chǎn)具有較大的不確定性，且創(chuàng)新成果的外部性溢出有可能導致競爭對手的模仿，而政府補助則在一定程度上降低了企業(yè)研發(fā)外部性帶來的風險，消除了企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的后顧之憂，從而達到促進企業(yè)創(chuàng)新的目的[3]；第三，政府補助具有強烈的政策導向，政府對企業(yè)創(chuàng)新投入的補助能夠向外部資金提供者釋放強烈的政策信號，傳遞關于企業(yè)研發(fā)活動及其未來良好發(fā)展前景的信息，引導外部資金流向企業(yè)，從而進一步擴大企業(yè)研發(fā)投入的資金來源，支持企業(yè)研發(fā)過程的順利進行[4]。政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的擠出效應體現(xiàn)在兩個方面：其一，政府補助可能會影響企業(yè)運用自有資金進行研發(fā)的預算安排，在降低企業(yè)研發(fā)成本和研發(fā)風險的同時，會誘導企業(yè)將原本用于研發(fā)項目的費用轉移到其他項目上，政府補助會產(chǎn)生反向效果[5]；其二，研發(fā)人員和設備等研發(fā)資源在一定時期內(nèi)的供給是不變的，但是政府補助會擴大企業(yè)對這些研發(fā)資源的需求，造成的結果就是，研發(fā)資源要素價格上升。在這種情況下，企業(yè)很可能會適度降低研發(fā)投入強度，以謀求更高的資本報酬率[6][7]。

綜上所述，要降低研發(fā)創(chuàng)新的風險，彌補其不確定性，離不開政府之手的扶持。扶持創(chuàng)新并非空談，必須伴隨公共財政部門的資金補助以及稅收優(yōu)惠等政策。在研發(fā)初始階段，財政撥款、政府補貼和政府設立專項技術投資基金等事前激勵措施能夠有效幫助企業(yè)籌集研發(fā)資金、引導社會資本的流入。而對于那些規(guī)模小、成立時間短的高新技術企業(yè)，在研發(fā)活動初期還很難通過評估機制在事前獲得有效的財政資金支持，此時稅收返還的事后彌補優(yōu)勢便能體現(xiàn)出來。所謂稅收返還，是指按照國家有關規(guī)定采取先征后返(退)、即征即退等辦法向企業(yè)返還稅款，屬于以稅收優(yōu)惠形式給予的一種政府補助。因此，無論是從減少企業(yè)研發(fā)融資困難，彌補其創(chuàng)新活動不確定性的角度，還是補償企業(yè)虧損的風險共擔機制角度來看，政府補助在事前和事后都起到激勵企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新的作用?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H1：政府補助對創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入具有正向促進作用。

(二)研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率

在新古典經(jīng)濟增長模型中，全要素生產(chǎn)率表現(xiàn)為技術進步對經(jīng)濟增長的貢獻，而從發(fā)達國家的成長歷程來看，研發(fā)投入所帶來的知識資本累積是技術進步的關鍵動力。通過研發(fā)投入提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的路徑主要體現(xiàn)在三個方面：其一，研發(fā)投入能夠提高企業(yè)的知識存量，具體表現(xiàn)為受法律保護的專利技術和非專利技術，經(jīng)過一系列中介要素的作用，這些知識存量會轉化為現(xiàn)實中的生產(chǎn)力，并最終促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高[8]。其二，研發(fā)投入會改變企業(yè)內(nèi)部要素的投入比例。例如，研發(fā)投入一旦成功會帶來企業(yè)技術進步，通常表現(xiàn)為勞動的要素價格上升和資本的要素價格下降，因此企業(yè)會采購更多的機器設備，但是由于國家勞工法等政策因素，企業(yè)的勞動力在短期內(nèi)并不會減少，整體上表現(xiàn)為企業(yè)的投資規(guī)模擴大，如果能夠利用好規(guī)模經(jīng)濟，將獲得企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的提高[9][10]。其三，研發(fā)投入對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的貢獻還體現(xiàn)在資源配置效率的改善上，在宏觀層面體現(xiàn)為資源從低效率的生產(chǎn)部門轉移到高效率的部門，在微觀層面同樣體現(xiàn)為勞動和資本等要素在企業(yè)的不同生產(chǎn)部門之間流動，直至要素配置水平達到最優(yōu)，從而進一步提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[11][12]。

目前，信息技術、大數(shù)據(jù)和“互聯(lián)網(wǎng)+”正深刻地改變著各個行業(yè)的生產(chǎn)組織方式、要素配置模式和產(chǎn)品服務銷售模式，開辟了大眾創(chuàng)新的新時代。對于高新技術企業(yè)而言，企業(yè)的研發(fā)投入所帶來的技術創(chuàng)新能夠提高企業(yè)的核心競爭力，降低其生產(chǎn)成本，提高產(chǎn)品的市場價值，從而提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。因此，本文提出如下假設：

H2：創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入對其全要素生產(chǎn)率具有促進作用。

(三)政府補助與全要素生產(chǎn)率

政府補助對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用主要體現(xiàn)在三個方面：其一，政府補助能夠在一定程度上促進企業(yè)增加研發(fā)投入，而企業(yè)增加的研發(fā)投入又通過技術創(chuàng)新促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。其二，政府補助能夠給予企業(yè)一定的價格補償，有助于企業(yè)保持產(chǎn)品的價格優(yōu)勢，擴大市場規(guī)模。一般情況下，隨著企業(yè)規(guī)模的擴大，一方面企業(yè)需要采取更先進的管理方式，另一方面企業(yè)規(guī)模擴大導致的內(nèi)部經(jīng)濟，也有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。其三，企業(yè)研發(fā)活動的外部性溢出導致市場配置資源的無效率，而政府補助在一定程度上補償了企業(yè)研發(fā)外部性帶來的負面影響，使資源配置更有效率。鑒于本文的研究對象為創(chuàng)業(yè)板上市公司，此類公司的特點為成立時間短、規(guī)模偏小以及發(fā)展?jié)摿Υ?。因此，政府補助一方面可以緩解初期研發(fā)資金的不足，在一定程度上促進企業(yè)的研發(fā)投入，進而提高其技術方面的核心競爭力；另一方面，不論是事前的專項補貼還是事后的稅收返還，都可以幫助企業(yè)保持價格優(yōu)勢，擴大市場份額，最終提高其全要素生產(chǎn)率。因此，政府補助對于創(chuàng)業(yè)板上市公司來說無疑是“雪中送炭”甚于“錦上添花”。綜上所述，本文提出如下假設：

H3：政府補助對創(chuàng)業(yè)板上市公司全要素生產(chǎn)率具有促進作用。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010～2016年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，剔除金融類公司，因為這類公司的會計核算和財務特征比較特殊，可能會對研究結果產(chǎn)生不利影響。在選取樣本時，由于企業(yè)獲得政府補助需要滿足一定的申請條件，而且各個企業(yè)進行研發(fā)投入的情況以及上市的時間不同，部分樣本的某些指標數(shù)值會有缺失，最終得到樣本公司603家，觀測值2733個。為了避免極端值對實證結果的影響，本文對所有連續(xù)型變量在1%和99%分位上進行了Winsorize處理。本文使用的數(shù)據(jù)為上市公司年報數(shù)據(jù)，均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理與分析在Stata13.1中完成。

(二)變量定義與度量

1.政府補助(SUB)。依據(jù)《企業(yè)會計準則第16號—政府補助》的規(guī)定，政府補助是指公司從政府無償取得的貨幣性資產(chǎn)或非貨幣性資產(chǎn)(不含政府作為所有者投入的資本)，包括財政撥款、稅收返還(如先征后返(退)、即征即退)以及各項財政補貼(如財政貼息、研究開發(fā)補貼以及政策性補貼)。政府補助數(shù)據(jù)主要來源于上市公司年度報告附注中政府補助明細一欄，本文統(tǒng)一采用政府補助總額來衡量當前年度政府對企業(yè)的直接資助程度，以政府補助當年金額取自然對數(shù)作為衡量指標。

2.企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。全要素生產(chǎn)率是指全部生產(chǎn)要素投入量不變時，生產(chǎn)量仍能增加的額外生產(chǎn)效率。本文采用Levinsohn和Petrin[13]以及魯曉東和連玉君[14]提出的LP法確定我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的全要素生產(chǎn)率。

3.企業(yè)研發(fā)投入(RD)。研發(fā)投入是指企業(yè)為獲得科學技術新知識，或創(chuàng)造運用科學技術新知識，或?qū)嵸|(zhì)性改進技術工藝產(chǎn)品服務，而持續(xù)進行的具有明確目的的研究開發(fā)活動所發(fā)生的相關費用。本文以我國創(chuàng)業(yè)板上市公司實際發(fā)生的研發(fā)投入金額取自然對數(shù)作為衡量指標。

4.控制變量。參考已有研究文獻，本文將企業(yè)規(guī)模、資本結構、盈利水平、資產(chǎn)流動性、企業(yè)研發(fā)人員、營業(yè)利潤、年平均固定資產(chǎn)凈額作為控制變量的基本選擇。除此之外，鑒于企業(yè)高管具有的政治背景可能會影響到企業(yè)獲得政府補助的規(guī)模，高管的教育背景可能會促進企業(yè)更加積極地進行研發(fā)投資，而地方經(jīng)濟發(fā)展水平會影響到地方財政扶持企業(yè)發(fā)展的力度，因此，本文將高管政治關聯(lián)、高管教育水平和經(jīng)濟發(fā)展水平也作為控制變量。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型設計

1.政府補助與研發(fā)投入。為考察政府補助和研發(fā)投入之間的關系(假設H1)，本文建立模型(1):

RDit=β0+β1SUBit+βjControlsit+∑Year+∑Industry+εit

(1)

式(1)中，因變量為企業(yè)研發(fā)投入(RD)，自變量為政府補助(SUB)，其他為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、企業(yè)研發(fā)人員人數(shù)(RDNUM)、營業(yè)利潤(OP)、年平均固定資產(chǎn)凈額(PPE)、高管教育水平(Degree)和經(jīng)濟發(fā)展水平(ln_ProGdp)。

2.企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率。為了檢驗企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關系(假設H2)，本文建立模型(2)：

TFPit=β0+β1RDit+βjControlsit+∑Year+∑Industry+εit

(2)

式(2)中，因變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)，自變量為企業(yè)研發(fā)投入(RD),其他為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資本結構(LEV)、盈利水平(EL)、資產(chǎn)流動性(LIQU)、高管政治關聯(lián)(FGO)和經(jīng)濟發(fā)展水平(ln_ProGdp)。

3.渠道機制檢驗。為檢驗企業(yè)研發(fā)投入在政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)在機制關系，本文建立了模型(3)和(4)：

TFPit=β0+β1SUBit+β2SUBit*RDit+β3RDit+βjControlsit+∑Year+∑Industry+εit

(3)

TFPit=β0+β1SUBit+β2RDit+βjControlsit+∑Year+∑Industry+εit

(4)

以上模型中，i表示個體，t表示年度標識，∑Year和∑Industry分別表示年份固定效應和行業(yè)固定效應，εit表示隨機干擾項。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2為本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果，數(shù)據(jù)分布基本呈現(xiàn)正態(tài)分布的特征。由表2可以看出，企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP的均值為16.893，最小值為15.590，最大值為18.732。政府補助的均值為15.725，最小值為12.277，最大值為18.372。研發(fā)投入的均值為17.171，最小值為14.988，最大值為19.371，這說明從整體上來看，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司獲得的政府補助數(shù)額較大，而且各公司之間差異比較明顯。盈利水平EL的最小值為-0.394，最大值為0.508，表明整體而言，樣本公司的盈利水平偏低，且公司之間的盈利能力相差較大，有些公司甚至為負。各省份人均GDP的最小值為9.665，最大值為11.680，說明各省份經(jīng)濟水平存在較大差異，這也為本文的研究提供了契機。其他變量特征與現(xiàn)有文獻基本一致。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)多元回歸分析

1.政府補助與企業(yè)研發(fā)投入的回歸分析。為了檢驗政府補助對企業(yè)研發(fā)投入的影響，本文對模型(1)采用OLS回歸，在回歸中控制了時間固定效應和行業(yè)固定效應，結果見表3第一列。由表3的回歸結果可以看出，雖然不斷增加控制變量，但創(chuàng)業(yè)板上市公司獲取的政府補助金額(SUB)與其研發(fā)投入金額(RD)始終在1%的水平上呈顯著正相關關系，這反映了政府補助對創(chuàng)業(yè)板公司當年的研發(fā)投入具有重大影響。首先，無論是政府對企業(yè)的事前補助還是事后的稅收返還，都直接或間接地增加了企業(yè)的經(jīng)費，減輕了企業(yè)進行創(chuàng)新項目投資而導致資金周轉不足的負面影響；其次，政府補助在一定程度上補償了企業(yè)研發(fā)外部性帶來的成本和收益風險，從而起到了促進企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新活動的作用；最后，政府補助能夠向外部資金提供者釋放強烈的政策信號，傳遞關于企業(yè)研發(fā)活動及其未來良好發(fā)展前景的信息，引導外部資金流向企業(yè)，從而進一步擴大企業(yè)研發(fā)投入的資金來源，支持企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新活動。

表3政府補助與企業(yè)研發(fā)投入及研發(fā)投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的分析

變量RDTFPSUB0.110***(7.29)RD0.322***(20.82)截距項6.215***9.306***(9.00)(16.99)ControlsYesYesYEARYesYesINDYesYesObservations8762276R20.6980.637

注：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著，下表同。

控制變量方面，企業(yè)規(guī)模(SIZE)、研發(fā)人員人數(shù)(RDNUM)和高管教育水平(Degree)與創(chuàng)業(yè)板上市公司當期的研發(fā)投入也始終呈顯著正相關關系，這說明企業(yè)的規(guī)模越大、研發(fā)人員數(shù)量越多、高管受教育水平越高，企業(yè)的管理層越會注重企業(yè)自身的可持續(xù)發(fā)展能力，更愿意進行大規(guī)模的研發(fā)投入。創(chuàng)業(yè)板上市公司的營業(yè)利潤(OP)和企業(yè)年平均固定資產(chǎn)凈額(PPE)對研發(fā)投入的影響為正，這是因為企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新階段的支出，耗時長耗資大，需要充足的資金支持。因此，創(chuàng)業(yè)板上市公司的盈利狀況對研發(fā)投入產(chǎn)生顯著正向影響，這也比較符合創(chuàng)業(yè)板上市公司的特點。省份人均GDP(ln_ProGdp)對創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入也產(chǎn)生了顯著的正向影響，這是因為充足的財政資金是創(chuàng)新驅(qū)動的必要保證，地區(qū)人均GDP高說明該區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平較高，財政資金相對也會更加充足。而政府補助作為政府對創(chuàng)新企業(yè)最為直接的資金注入和政策支持，其主要作用是增加企業(yè)的研發(fā)投入能力。政府的財政實力越雄厚，其對創(chuàng)新企業(yè)和創(chuàng)新項目的資金注入和政策支持力度也就越大。綜上所述，本文的假設H1得到驗證。

2.企業(yè)研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率的回歸分析。為了檢驗企業(yè)研發(fā)投入對全要素生產(chǎn)率的影響，本文采用OLS運行模型(2)，結果見表3第二列。由表3的回歸結果可以看出，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率在1%的水平上顯著正相關，表明企業(yè)的研發(fā)投入對其全要素增長率增長具有積極的促進作用。這是因為技術進步和知識積累是企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的重要因素，而研究與開發(fā)則是技術和知識的主要源泉，尤其對于創(chuàng)業(yè)板這類高新技術企業(yè)而言，研發(fā)投入從實質(zhì)上增強了企業(yè)的核心競爭力，最終帶動了全要素生產(chǎn)率的提高。

在控制變量方面，創(chuàng)業(yè)板上市公司的企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資本結構(LEV)和盈利水平(EL)的回歸系數(shù)均顯著為正，即對于我國創(chuàng)業(yè)板上市公司來說，企業(yè)規(guī)模越大，經(jīng)營狀況和盈利水平越高，其籌資和抵抗風險的能力越強。鑒于本文的研究對象為創(chuàng)業(yè)板上市公司，這些高新技術企業(yè)的核心競爭力即為技術，因此其全要素生產(chǎn)率的提高主要依賴于技術創(chuàng)新。資產(chǎn)流動性(LIQU)的回歸系數(shù)顯著為負，因為創(chuàng)業(yè)板上市公司多為高新技術公司，在其資產(chǎn)結構中，很大一部分為無形資產(chǎn)(專利技術等)，而無形資產(chǎn)屬于非流動資產(chǎn)。流動資產(chǎn)越多，則無形資產(chǎn)越少，因此創(chuàng)業(yè)板上市公司的資產(chǎn)流動性越高越不利于其提高全要素生產(chǎn)率。綜上所述，假設H2得到驗證。

3.渠道機制檢驗。本文認為，企業(yè)研發(fā)投入對政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間關系的影響可能為調(diào)節(jié)效應，也有可能為中介效應。為檢驗企業(yè)研發(fā)投入在政府補助與全要素生產(chǎn)率之間的內(nèi)在機制關系，本文借鑒溫忠麟、葉寶娟的做法對其展開進一步研究[15]。經(jīng)Hausman檢驗，采用固定效應模型進行面板數(shù)據(jù)回歸，結果如表4所示。

表4 渠道機制檢驗

表4第1列為政府補助與企業(yè)研發(fā)投入的OLS回歸結果，政府補助與創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入在1%的水平上顯著正相關，并且回歸系數(shù)為0.110。在表4第2列的回歸結果中，政府補助的回歸系數(shù)為0.070，政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在1%的水平上呈正相關關系，這說明對于我國的創(chuàng)業(yè)板上市公司來說，政府補助能夠有效提高其全要素生產(chǎn)率水平。表4第4列給出了企業(yè)研發(fā)投入的調(diào)節(jié)效應分析結果，按照調(diào)節(jié)效應檢驗理論，由于政府補助與企業(yè)研發(fā)投入的交乘項(RD*SUB)的t值為1.27，回歸結果不顯著，而且政府補助與企業(yè)研發(fā)投入的回歸結果由顯著變?yōu)椴伙@著，并且R2變化較小，表明在政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關系中，企業(yè)研發(fā)投入的調(diào)節(jié)效應并不明顯。表4第3列和第5列給出了企業(yè)研發(fā)投入的中介效應分析結果，按照溫忠麟的中介效應檢驗理論，在表4第3列的回歸結果中，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率呈顯著正相關關系，且顯著性水平為1%，回歸系數(shù)為0.324，這說明企業(yè)研發(fā)投入在政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在著明顯的間接中介效應。同時在表4第5列的回歸結果中，在控制了企業(yè)研發(fā)投入變量之后，政府補助對我國創(chuàng)業(yè)板上市公司全要素生產(chǎn)率的影響仍在1%的水平上顯著，回歸系數(shù)降為0.034，說明研發(fā)投入在政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在部分中介效應。根據(jù)溫忠麟提出的理論，可以測度出研發(fā)投入的中介效應占直接效應的比例約為0.977(0.110*0.302/0.034)。這也就是說，政府補助中約有97.7%通過企業(yè)研發(fā)投入作用于企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，因此政府補助通過增加企業(yè)研發(fā)投入最終能夠促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。綜上所述，假設H3得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了驗證分析結果的穩(wěn)健性，本文還從多個方面進行了穩(wěn)健性測試。

(一)企業(yè)異質(zhì)性的穩(wěn)健性檢驗

政府補助對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在促進作用，考慮到樣本中可能存在對全要素生產(chǎn)率影響較大的公司，且這部分公司的數(shù)量也恰好較大，從而導致結果的偶然性。為排除這一可能性，本文采用分行業(yè)檢驗的方法進行穩(wěn)健性測試。

為了研究政府補助對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，且不論行業(yè)如何劃分，這種影響都始終存在。本文根據(jù)證監(jiān)會二級行業(yè)分類標準(2012年)，將創(chuàng)業(yè)板上市公司分為互聯(lián)網(wǎng)、通信及相關技術服務業(yè)①，機械設備儀表制造業(yè)②，計算機、通訊及電子行業(yè)，軟件、信息技術服務業(yè)和其他③5個子行業(yè)，每個子行業(yè)作為一個研究樣本進行考察，并依次將相關數(shù)據(jù)代入模型(4)進行OLS回歸，結果如表5所示。

表5 分行業(yè)多元線性回歸結果

由表5可知，對于我國大多數(shù)創(chuàng)業(yè)板上市公司來說，政府補助對不同行業(yè)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用存在差異。其中，對軟件、信息技術服務業(yè)的促進作用最明顯，對互聯(lián)網(wǎng)、通信及相關技術服務業(yè)和機械設備儀表制造業(yè)的促進作用不那么顯著。但政府補助、研發(fā)投入與全要素生產(chǎn)率之間的關系依然成立。

(二)改變度量方式的穩(wěn)健性檢驗

1.改變被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗?？紤]到企業(yè)全要素生產(chǎn)率是衡量企業(yè)生產(chǎn)效率的重要指標，為了驗證分析結果的穩(wěn)健性，本文采用同樣能代表企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效率的資產(chǎn)收益率(ROA)作為被解釋變量進行回歸，以排除實證分析回歸結果的偶然性。具體回歸結果如表6所示，由表6可知，對于我國創(chuàng)業(yè)板上市公司來說，政府給予企業(yè)當期的補助對其資產(chǎn)收益率有較為明顯的促進作用。該結論與上文分析的結果一致。

2.改變解釋變量的穩(wěn)健性檢驗?，F(xiàn)有文獻中度量政府補助的方法主要有：(1)公司獲得的補助金額與營業(yè)收入的比值。然而公司獲得的補助金額不一定是由其營業(yè)收入決定的。(2)公司獲得的補助金額與總資產(chǎn)的比值。這種度量方式容易使得總資產(chǎn)規(guī)模大的公司獲得的政府補助比重顯得過小。為了克服政府補助變量(SUB)度量方法的局限,本文借鑒Daniel等(2010)[16]、耿強等(2013)[17]的做法,采用公司當年實際獲得的政府補助總額與當年行業(yè)平均補助水平的比值來衡量公司獲得政府補助的相對水平,即政府補助強度GOV=ln(1+公司政府補助總額/行業(yè)平均補助水平)。具體回歸結果如表6所示，由表6可知，對于我國創(chuàng)業(yè)板上市公司來說，政府補助能夠有效提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平,穩(wěn)健性檢驗結果未發(fā)生實質(zhì)性變化。

(三)考慮內(nèi)生性問題的穩(wěn)健性檢驗

考慮到政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間可能存在因逆向因果關系而導致的內(nèi)生性問題，如全要素生產(chǎn)率越高的公司，政府給予的補助也越多。為此，本文引入了政府補助與企業(yè)研發(fā)投入的滯后期SUB1和RD1進行回歸，具體回歸結果如表7所示，由表7可知，結論與上文保持一致，因此，逆向因果問題也不影響本文的研究結論。

表6改變度量方式的穩(wěn)健性檢驗回歸結果

變量ROATFPSUB0.003***(4.07)GOV0.084***(5.10)截距項-0.106***9.618***(-2.86)(17.59)ControlsYesYesYEARYesYesINDYesYesObservations22692240R20.4820.640

表7 內(nèi)生性的穩(wěn)健性檢驗回歸結果

六、結論與政策建議

本文以創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，考察了政府補助對企業(yè)研發(fā)投入以及全要素生產(chǎn)率的影響。研究結果表明，政府補助無論是對企業(yè)研發(fā)投入還是全要素生產(chǎn)率都有顯著的促進作用，并且企業(yè)研發(fā)投入在政府補助與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間起著部分中介效應。這說明政府補助對企業(yè)特定項目提供大量的資金支持，能夠有效激勵創(chuàng)業(yè)板上市公司開展研發(fā)活動，促進其全要素生產(chǎn)率的提高，但對于不同行業(yè)的企業(yè)而言，其促進作用存在一定的差異，對軟件、信息技術服務業(yè)的促進作用最大，研發(fā)投入的部分中介效應也存在差異。

基于以上結論，本文提出以下政策建議：首先，我國應繼續(xù)加大對創(chuàng)業(yè)板上市公司的政府補助力度，拓寬企業(yè)融資渠道，減少企業(yè)研發(fā)活動的風險，促進其研發(fā)創(chuàng)新活動；其次，完善企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新激勵措施，加強對企業(yè)研發(fā)成果的專利保護，從根本上調(diào)動創(chuàng)新積極性，提高其技術水平，增強核心競爭力，繼而實現(xiàn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的全面持續(xù)提升；最后，對不同行業(yè)的企業(yè)，應實施差異化的補助政策。本文驗證了研發(fā)投入在政府補助與全要素生產(chǎn)率之間存在部分中介效應，因此要使政府補助最終能夠促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，應當充分發(fā)揮研發(fā)投入的中介作用，一方面，企業(yè)可以通過股權激勵等方式，充分調(diào)動員工的創(chuàng)新積極性，盡快將研發(fā)能力轉化為實際的生產(chǎn)力；另一方面，政府應當加強對企業(yè)研發(fā)成果的專利保護，減少外部性溢出，簡化專利申報程序，加快研發(fā)成果的商業(yè)轉化效率。

注釋：

①互聯(lián)網(wǎng)、通信及相關技術服務業(yè)包括互聯(lián)網(wǎng)和相關服務，電信、廣播電視和衛(wèi)星傳輸服務以及專業(yè)技術服務業(yè)。

②機械設備儀表制造業(yè)包括電氣機械和器材制造業(yè)，專用設備制造業(yè)，通用設備制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業(yè)以及汽車制造業(yè)。

③本文的其他行業(yè)包括醫(yī)藥制造業(yè)，化學原料和化學制品制造業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)，紡織服裝、服飾業(yè)，倉儲業(yè)，衛(wèi)生，零售業(yè)，租賃業(yè)，有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)，文教、工美、體育和娛樂用品制造業(yè)，土木工程建筑業(yè)，商務服務業(yè)，其他制造業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，生態(tài)保護和環(huán)境治理業(yè)，開采輔助活動，農(nóng)業(yè)，漁業(yè)，畜牧業(yè)，建筑裝飾和其他建筑業(yè)，批發(fā)業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，食品制造業(yè)，金屬制品業(yè)，燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)，電力、熱力生產(chǎn)和供應業(yè)以及紡織業(yè)。