張翎

摘 要：本文選取2009—2016年8747家A股上市制造業(yè)企業(yè)作為研究樣本，探討政府補(bǔ)貼對R&D投入和企業(yè)績效的影響，并且對R&D投入存在的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。研究結(jié)果顯示：政府補(bǔ)貼會對企業(yè)績效產(chǎn)生積極影響，尤其是對非國有企業(yè)和高科技企業(yè)的績效影響巨大;政府補(bǔ)貼與企業(yè)R&D投入之間是顯著正相關(guān)的，增加政府研發(fā)補(bǔ)貼能夠提高企業(yè)的R&D投入;在政府補(bǔ)貼與企業(yè)績效的關(guān)系中R&D投入具有明顯的部分中介效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：政府補(bǔ)貼? R&D投入? 企業(yè)績效? 中介效應(yīng)

中圖分類號：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：2096-0298（2020）09（a）--05

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

1.1 政府補(bǔ)貼與企業(yè)績效

制造業(yè)為國民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行奠定了堅實(shí)的基礎(chǔ)，為滿足國民物質(zhì)生活需要提供了保障，并且創(chuàng)造了很多就業(yè)機(jī)會，幫助政府解決社會就業(yè)問題，所以國家必須確保制造業(yè)的健康發(fā)展。針對政府補(bǔ)貼對績效的影響學(xué)術(shù)界已有豐碩的成果，但由于選取的研究對象、采用的方法存在差異，大家目前未形成統(tǒng)一的觀點(diǎn)。主要有以下兩種看法：某些學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)貼能夠幫助企業(yè)提升績效，但其他學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)貼難以對企業(yè)績效產(chǎn)生正面影響，甚至?xí)a(chǎn)生負(fù)作用。具體來看，學(xué)者經(jīng)過對中小板企業(yè)和在A股上市的制造業(yè)企業(yè)進(jìn)行實(shí)證考察后，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼會對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著的正向影響（莊婉婷等2018;王新紅2019）。但是由于研究對象和研究方法的不同，曹艷喬等（2019）以山東省沿海城市A股上市公司為例，進(jìn)行實(shí)證研究得出政府補(bǔ)貼對上市公司并未產(chǎn)生促進(jìn)作用，反而產(chǎn)生了負(fù)面影響的結(jié)論。另外，通過對文化上市公司和農(nóng)業(yè)上市公司進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對企業(yè)績效產(chǎn)生的積極影響在這兩類截然不同的行業(yè)中都成立（臧志彭2015;汪平2019）。然而，當(dāng)研究對象聚集于工業(yè)企業(yè)時，學(xué)者發(fā)現(xiàn)補(bǔ)助必須在一定范圍內(nèi)才能幫助企業(yè)提高生產(chǎn)率，一旦超過臨界水平這種正向促進(jìn)作用就會轉(zhuǎn)為負(fù)向（邵敏、包群2012）。隨著研究人員進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，時序問題會對這種促進(jìn)作用的效果產(chǎn)生影響，采取“事中補(bǔ)助”模式的補(bǔ)貼對企業(yè)績效的影響是最符合政策導(dǎo)向的（杜珩2018）。我們認(rèn)為政府對企業(yè)的補(bǔ)助不管采取何種方式，歸根結(jié)底是為了促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，提升國民經(jīng)濟(jì)競爭力。因此，本文提出一個假設(shè)：

H1：政府補(bǔ)貼與企業(yè)績效正向相關(guān)。

1.2 政府補(bǔ)貼與R&D投入

科技創(chuàng)新是中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵轉(zhuǎn)折點(diǎn)，制造業(yè)作為國民經(jīng)濟(jì)的主干，提升創(chuàng)新能力是刻不容緩的。因此，企業(yè)必須具有強(qiáng)烈的創(chuàng)新意識，注重創(chuàng)新能力的培養(yǎng)，才能抓住經(jīng)濟(jì)全球化帶來的機(jī)遇。但是創(chuàng)新能力的培養(yǎng)需要巨額資金投入而且短期內(nèi)很難得到研究成果，失敗是不可避免的，而此時需要政府給予幫助。就政府補(bǔ)貼能否促進(jìn)企業(yè)R&D投入這個問題，學(xué)者的觀點(diǎn)并不統(tǒng)一，大部分學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)貼與企業(yè)R&D投入正向相關(guān)，然而也有少部分學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)貼會擠出企業(yè)原本的R&D投入資金。從文獻(xiàn)來看，早期外國學(xué)者對德國制造業(yè)進(jìn)行實(shí)證分析后發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼與企業(yè)研發(fā)活動顯著正相關(guān)（HussingerK2003）。隨后，我國學(xué)者（翟海燕等2015;伍健等2018）對高科技企業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)提高政府補(bǔ)貼規(guī)模確實(shí)能夠幫助企業(yè)提高R&D投入水平。隨著研究的進(jìn)一步深入，學(xué)者發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對R&D投入正向促進(jìn)作用的成立是有條件的。以珠三角地區(qū)創(chuàng)新性上市企業(yè)作為研究對象，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼的規(guī)模必須在一定期間內(nèi)才能對R&D投入起促進(jìn)作用，如果超過這個期間會擠出企業(yè)原有的R&D投入資金（張彩江、陳璐2016）。在技術(shù)研發(fā)活動中，企業(yè)“搭便車”的現(xiàn)象十分普遍，從而導(dǎo)致企業(yè)的投入與產(chǎn)出嚴(yán)重不平衡，嚴(yán)重打擊了企業(yè)的研發(fā)積極性，阻礙了企業(yè)研發(fā)能力的提升。而政府補(bǔ)貼旨在彌補(bǔ)這種損失，支持企業(yè)開展研發(fā)活動。因此，本文提出第二個假設(shè)：

H2：企業(yè)R&D投入與政府補(bǔ)貼正向相關(guān)。

1.3 政府補(bǔ)貼、R&D投入與企業(yè)績效

現(xiàn)有文獻(xiàn)對該問題的研究結(jié)論主要有兩種：一部分學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)貼的加入能夠增進(jìn)R&D投入對企業(yè)績效的激勵作用，給予民營企業(yè)和外資企業(yè)的政府補(bǔ)貼會加強(qiáng)R&D投入對企業(yè)績效的正向促進(jìn)作用（許天宇2016）;另一部分學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼會減弱R&D投入對企業(yè)成長性或是企業(yè)績效的促進(jìn)作用（王新紅、聶雅倩2019;梁娜、姚長青等2018）。然而，無論政府補(bǔ)貼的調(diào)節(jié)作用是引導(dǎo)還是削減，其總是能通過影響R&D投入進(jìn)而間接地影響企業(yè)績效，企業(yè)的R&D投入具有中介效應(yīng)（臧志彭 2015;莊婉婷、李芳鳳等2018），據(jù)此本文提出第三個研究假設(shè)：

H3：R&D投入在政府補(bǔ)貼和企業(yè)績效間有顯著的部分中介效應(yīng)。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇2009—2016年制造業(yè)A股上市公司為研究樣本，為了使研究結(jié)果更為精確對所選對象進(jìn)行了以下篩選：（1）剔除所有S、ST以及*ST的上市公司。（2）剔除主要變量數(shù)據(jù)存在的公司。最終收錄了8747家制造業(yè)企業(yè)作為研究對象進(jìn)行分析，本文數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，使用的分析軟件是stata15.0。

2.2 變量定義

第一，被解釋變量。本文衡量企業(yè)績效的指標(biāo)是凈資產(chǎn)收益率（ROE），該指標(biāo)能夠告訴我們，企業(yè)賺得的每一單位利潤背后占用了多少股東權(quán)益，衡量了投資產(chǎn)出效率。凈資產(chǎn)收益率越高，說明企業(yè)資金回報率高、運(yùn)營效率高，企業(yè)為股東創(chuàng)造了更多的價值，也就說明企業(yè)績效水平高。

第二，解釋變量。本文選取相對指標(biāo)來衡量政府補(bǔ)貼與R&D投入水平，分別以兩者的絕對額除以企業(yè)總資產(chǎn)，因?yàn)樵谥圃鞓I(yè)行業(yè)中企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模差異較大，如果用總量指標(biāo)等絕對指標(biāo)來衡量政府補(bǔ)貼強(qiáng)度或R&D投入水平，規(guī)模不同的企業(yè)之間就沒有可比性，統(tǒng)計的意義不大，因此本文采取相對指標(biāo)進(jìn)行統(tǒng)計分析以期消除企業(yè)規(guī)模上的差異，如表1所示。

2.3 模型構(gòu)建

針對上文提出的三個假設(shè)構(gòu)建以下模型：

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

由表2可知企業(yè)績效的標(biāo)準(zhǔn)差為0.1019，最大值為0.3107，而最小值為-0.4938，這說明盡管同屬于制造業(yè)，但是企業(yè)間的績效卻懸殊巨大，本文擬從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所處區(qū)域分析產(chǎn)生這種差異的原因。R&D的均值為0.0203，這說明制造業(yè)上市公司的平均R&D投入占公司總資產(chǎn)的2.03%，且標(biāo)準(zhǔn)差為0.0149，表明R&D投入較為穩(wěn)定。Sub的均值為0.0064，說明制造行業(yè)的企業(yè)得到的政府補(bǔ)貼占其總資產(chǎn)的0.64%。此外，Sub的標(biāo)準(zhǔn)差為0.0074，這說明制造業(yè)上市企業(yè)中政府補(bǔ)貼的波動不大?？刂谱兞恐衧ize與laz的標(biāo)準(zhǔn)差與lnage和lev相比差距較大，說明應(yīng)主要控制樣本企業(yè)中企業(yè)規(guī)模和流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率變量的差異。

3.2 相關(guān)性檢驗(yàn)

為了避免多重共線性問題，在回歸分析前先對各個變量進(jìn)行相關(guān)性分析。由表3可知，相關(guān)系數(shù)為0.06的政府補(bǔ)貼和企業(yè)績效正相關(guān)且具有1%統(tǒng)計顯著性，驗(yàn)證了假設(shè)H1。政府補(bǔ)貼對R&D投入的相關(guān)系數(shù)為0.232，也在1%的水平上顯著，說明政府補(bǔ)貼能夠顯著地提高企業(yè)的R&D投入，與本文假設(shè)H2一致。此外，變量之間的相關(guān)系數(shù)多數(shù)小于0.35，且方差膨脹因子均小于2，表明可以忽略多重共線性對結(jié)果的影響。

3.3 回歸分析

回歸之前對數(shù)據(jù)進(jìn)行1%縮尾處理，消除了極端值對回歸結(jié)果的影響，如表4所示。模型（1）中解釋變量和控制變量的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著。其中，政府補(bǔ)貼對企業(yè)績效的回歸系數(shù)為1.0549，說明政府補(bǔ)貼與績效間是正向相關(guān)，假設(shè)H1相吻合，反映了提高政府補(bǔ)貼水平確實(shí)能夠?qū)ζ髽I(yè)的績效產(chǎn)生積極的影響。對于控制變量而言， lnage、lev和laz與企業(yè)績效間呈負(fù)相關(guān)。由模型（2）回歸結(jié)果可知，政府補(bǔ)貼對R&D投入的回歸系數(shù)為0.4534并在1%水平上顯著，表明政府補(bǔ)貼與企業(yè)績效間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)H2一致。從模型（3）的回歸結(jié)果可知，當(dāng)政府補(bǔ)貼與R&D投入同時作為自變量影響企業(yè)的績效時，R&D投入的回歸系數(shù)是0.5948，政府補(bǔ)貼的回歸系數(shù)是0.7853，兩者均在1%水平上顯著異于0。借鑒溫忠麟（2004）中介效應(yīng)的檢驗(yàn)方法，綜合考慮模型（1）～（3）的回歸結(jié)果，可知R&D投入在政府補(bǔ)貼與企業(yè)績效間存在顯著的部分中介效應(yīng)，與假設(shè)H3吻合。

本文將按照企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)所處的經(jīng)濟(jì)區(qū)域來對樣本進(jìn)行分組回歸分析。

第一，按企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組。樣本企業(yè)被分為國有企業(yè)、非國有企業(yè)兩類，其中有2806家為國有企業(yè)、5941家為非國有企業(yè)。從表5可以看出，國有企業(yè)的績效和R&D投入的均值低于非國有企業(yè)、方差高于非國有企業(yè)，然而國有企業(yè)政府補(bǔ)貼的平均水平卻高于非國有企業(yè)。國有與非國有企業(yè)主要變量在均值和方差上的差異能夠從側(cè)面反映在國有企業(yè)中政府補(bǔ)貼對R&D投入和績效的促進(jìn)作用不大，其研發(fā)水平與盈利能力低于非國有企業(yè)。從表6可知，根據(jù)溫忠麟（2004）的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的方法，在國有企業(yè)與非國有企業(yè)中R&D投入的部分中介效應(yīng)存在。具體而言，模型（1）～（3）中，國有企業(yè)政府補(bǔ)貼的回歸系數(shù)小于非國有企業(yè)，模型（1）中，國有企業(yè)政府補(bǔ)貼對績效的回歸系數(shù)只通過了5%顯著性水平檢驗(yàn)，低于非國有企業(yè)的顯著水平。同描述性分析得到的結(jié)論一致：在國有企業(yè)中政府補(bǔ)貼對企業(yè)R&D投入和績效的促進(jìn)作用不大，其研發(fā)能力與經(jīng)營能力均低于非國有企業(yè)。究其原因，可能是國有企業(yè)與國民就業(yè)、宏觀經(jīng)濟(jì)等息息相關(guān)，因此與非國有企業(yè)相比當(dāng)前政策往往更傾向于國有企業(yè)。此外，國有企業(yè)一般規(guī)模龐大且社會認(rèn)可度高，承擔(dān)的融資壓力要遠(yuǎn)小于非國有企業(yè)，所以當(dāng)國有企業(yè)收到政府補(bǔ)貼時，多數(shù)不會選擇用于加強(qiáng)研發(fā)水平和提高企業(yè)績效來緩解融資壓力。但是非國有企業(yè)規(guī)模普遍較小，其面臨的市場競爭更激烈，必須通過提高研發(fā)能力和企業(yè)經(jīng)營績效來獲取競爭優(yōu)勢。因此，當(dāng)其取得政府補(bǔ)貼時往往傾向于投入到企業(yè)研發(fā)中，讓政府補(bǔ)貼能夠最大程度地幫助企業(yè)提升績效水平。

第二，按照企業(yè)所處的經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)⑵髽I(yè)劃分為東部企業(yè)與非東部企業(yè)，其中東部企業(yè)共計5867家，非東部企業(yè)共計2880家。從表7中可以看出，東部企業(yè)績效均值明顯高于非東部企業(yè)，方差小于非東部企業(yè)，說明東部企業(yè)的績效水平更高、更穩(wěn)。此外，東部企業(yè)R&D投入的均值也高于非東部企業(yè)。從表8來看，在東部企業(yè)和非東部企業(yè)中R&D投入的部分中介效應(yīng)均是存在的。在模型（1）和（2）中，東部企業(yè)政府補(bǔ)貼對績效和R&D投入的回歸系數(shù)要遠(yuǎn)高于非東部企業(yè)，這與我國的實(shí)際情況是相符的：我國非東部企業(yè)資源相對匱乏、經(jīng)營條件有限、基礎(chǔ)設(shè)施條件劣于東部企業(yè)，導(dǎo)致非東部企業(yè)容易選擇用政府補(bǔ)貼來改善企業(yè)的經(jīng)營條件、提高員工福利等，難以將其直接用于R&D投入與企業(yè)績效相關(guān)的其他活動中。而東部企業(yè)資源豐富、交通便利、基礎(chǔ)設(shè)施條件也更好，因此東部企業(yè)更傾向于將政府補(bǔ)貼用來彌補(bǔ)R&D投入的外部性或直接作用于能夠提高企業(yè)績效相關(guān)的活動上。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述回歸分析結(jié)果的可靠性，使用ROA（凈利潤/總資產(chǎn)）代替ROE（凈利潤/凈資產(chǎn)）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，重復(fù)上述回歸分析步驟結(jié)果與前文所述大致相同。此外，對數(shù)據(jù)進(jìn)行5%的縮尾處理后，回歸分析的結(jié)果與前文所述仍然基本一致。

4 結(jié)語

經(jīng)過上述分析得到以下幾點(diǎn)結(jié)論：第一，政府補(bǔ)貼與企業(yè)績效之間存在顯著的正向關(guān)聯(lián)，即增加政府補(bǔ)貼能夠幫助企業(yè)提高績效，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，該結(jié)論與多數(shù)研究的結(jié)論保持一致。這種正向促進(jìn)作用在非國有企業(yè)中非常明顯，即在非國有企業(yè)中提高政府補(bǔ)貼能夠使企業(yè)績效大幅度提高。第二，政府補(bǔ)貼與企業(yè)R&D投入之間存在顯著的正向關(guān)聯(lián)。第三，R&D投入存在部分中介效應(yīng)，政府補(bǔ)貼既可以直接對企業(yè)績效產(chǎn)生促進(jìn)作用，同時又能通過提高R&D投入促進(jìn)企業(yè)績效。因此，政府應(yīng)該實(shí)行差別化補(bǔ)貼，加強(qiáng)補(bǔ)貼的過程控制;政府補(bǔ)貼方式應(yīng)更傾向于稅收優(yōu)惠等間接形式，刺激企業(yè)的創(chuàng)新意識，積極開展研發(fā)創(chuàng)新活動。

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