潘孝珍，樓夢佳

（杭州電子科技大學(xué)會計學(xué)院，浙江杭州 310018）

經(jīng)濟由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，是新時代我國經(jīng)濟發(fā)展的基本特征。在當(dāng)前經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期，從“中國制造”走向“中國創(chuàng)造”的趨勢日益分明，企業(yè)科技創(chuàng)新在此過程中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。但科技創(chuàng)新具有不確定性、高風(fēng)險性等特征，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新積極性不高、創(chuàng)新收益不明顯等問題。單純依靠市場調(diào)節(jié)將會導(dǎo)致創(chuàng)新資源要素錯配，難以實現(xiàn)社會經(jīng)濟的帕累托最優(yōu)，顯然有必要通過政府干預(yù)引導(dǎo)企業(yè)開展科技創(chuàng)新活動?？萍紕?chuàng)新需要大量研發(fā)資金投入，除了通過股權(quán)、債權(quán)等融資渠道獲得研發(fā)資金外，來自政府的研發(fā)補貼也是企業(yè)研發(fā)資金的重要補充來源，并對推動企業(yè)樹立科技創(chuàng)新理念有著重要意義。

國內(nèi)外已有大量文獻(xiàn)圍繞研發(fā)補貼與企業(yè)研發(fā)投入的主題展開實證研究，但卻得出了存在抑制效應(yīng)、激勵效應(yīng)和混合效應(yīng)等三種完全不同的結(jié)論?？赡艿脑蛟谟?，不同實證研究中樣本企業(yè)的特征、環(huán)境、政策類型等差異化明顯。因此，部分學(xué)者在研究模型中引入補助類型［1］、環(huán)境規(guī)制［2-3］、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)［4-5］、資助強度［6-7］、企業(yè)規(guī)模［8-9］、融資約束［10］、創(chuàng)新政策等一系列調(diào)節(jié)變量［11-12］，研究它們對于研發(fā)補貼科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。上述研究結(jié)論表明，在規(guī)模較小、行業(yè)發(fā)展低迷、屬于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)、環(huán)境規(guī)制力度較大、融資約束較小等條件下，政府為企業(yè)提供的研發(fā)補貼力度越大，越能夠有效激勵企業(yè)增加研發(fā)投入。反之，研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵作用效果不顯著。目前，尚未有文獻(xiàn)從融資結(jié)構(gòu)視角分析研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入影響效應(yīng)的差異，本文致力于從融資結(jié)構(gòu)的兩個方面，即企業(yè)債權(quán)融資與股權(quán)融資的角度，就研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入影響存在的門檻效應(yīng)進(jìn)行實證研究。

本文研究表明：政府研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)存在門檻，債權(quán)融資率和股權(quán)融資率的門檻值分別為40.08%和21.80%，只有當(dāng)債權(quán)融資率低于門檻值、股權(quán)融資率高于門檻值時，研發(fā)補貼才能夠激勵企業(yè)增加研發(fā)投入。本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未從融資結(jié)構(gòu)視角分析研發(fā)補貼對研發(fā)投入的影響效應(yīng)差異，本文從債權(quán)融資、股權(quán)融資兩個方面拓寬了研究視野。（2）本文利用面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)模型進(jìn)行分析，找出研發(fā)補貼科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)的實際門檻值，對優(yōu)化財政補貼政策具有重要啟示意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 研發(fā)補貼與企業(yè)研發(fā)投入

關(guān)于研發(fā)補貼與企業(yè)研發(fā)投入，學(xué)術(shù)界開展了大量實證研究，但得出的結(jié)論卻不盡相同。部分學(xué)者基于信息不對稱理論、附加效應(yīng)等視角，探討研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的作用機制，研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)補貼擠出了企業(yè)研發(fā)投入［13-15］。另一部分學(xué)者實證研究表明，企業(yè)研發(fā)投入受到多方面因素影響，導(dǎo)致研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入具有混合效應(yīng)［16-17］。此外，大量基于宏觀與微觀視角的實證研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)研發(fā)活動具有正外部性，財政補貼彌補了企業(yè)技術(shù)外溢帶來的效率損失，激發(fā)了企業(yè)研發(fā)積極性，使得研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入具有激勵效應(yīng)［18-20］。從理論上來說，研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效應(yīng)主要通過四個路徑實現(xiàn)：

第一，研發(fā)補貼可以共擔(dān)創(chuàng)新風(fēng)險。高風(fēng)險的研發(fā)活動要求企業(yè)具備較高的風(fēng)險承受能力，導(dǎo)致我國企業(yè)創(chuàng)新意識薄弱、研發(fā)動力不足、創(chuàng)新績效不佳等問題。政府財政補貼為企業(yè)提供的資金支持，相當(dāng)于由政府與企業(yè)共同分擔(dān)了研發(fā)活動風(fēng)險，有助于加強和提升企業(yè)家的風(fēng)險承擔(dān)能力，促進(jìn)企業(yè)開展科技創(chuàng)新活動。第二，研發(fā)補貼可以優(yōu)化資源配置。此外，研發(fā)資金投入不足會限制企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，政府研發(fā)補貼不僅可以促使企業(yè)加速完成現(xiàn)有創(chuàng)新項目，而且激發(fā)了其投資于非政府資助型創(chuàng)新項目的積極性，進(jìn)一步優(yōu)化了創(chuàng)新要素資源配置［21］。第三，研發(fā)補貼可以降低研發(fā)成本。企業(yè)研發(fā)活動要求投入的資金規(guī)模大、回收周期長，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入強度總是受到資金限制。政府研發(fā)補貼被視為企業(yè)收入的組成部分，以近乎于零融資成本的方式緩解企業(yè)融資約束，降低企業(yè)研發(fā)活動的邊際成本［22］。同時，企業(yè)獲得政府研發(fā)補貼的研發(fā)項目，在補貼申請和項目執(zhí)行過程中都受到政府嚴(yán)格監(jiān)督，從而向外部投資者發(fā)出積極信息，降低企業(yè)研發(fā)活動的外部融資成本。第四，研發(fā)補貼可以增加研發(fā)收益。企業(yè)獲得政府研發(fā)補貼，釋放出未來發(fā)展趨勢良好的信號，使企業(yè)獲得外部客戶更多的信賴。同時，政府研發(fā)補貼補償了企業(yè)因技術(shù)外溢帶來的損失，彌合了私人收益與社會收益的差距，有助于激發(fā)企業(yè)研發(fā)活動積極性。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入具有激勵效應(yīng)。

1.2 研發(fā)補貼、融資結(jié)構(gòu)與企業(yè)研發(fā)投入

盡管研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)活動在理論上具有激勵效應(yīng)，但現(xiàn)有的實證研究卻得出了抑制效應(yīng)、激勵效應(yīng)和混合效應(yīng)三種不同的結(jié)論，目前尚未有文獻(xiàn)從融資結(jié)構(gòu)角度對實證研究結(jié)論上的差異進(jìn)行解釋?；诖?，本文主要從企業(yè)債權(quán)融資與股權(quán)融資兩個方面，就研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入存在的影響差異，應(yīng)用面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)模型進(jìn)行實證檢驗。

在企業(yè)債權(quán)融資方面，當(dāng)債權(quán)融資率較低時，由于創(chuàng)新活動要求企業(yè)有充足的現(xiàn)金流，基于債務(wù)異質(zhì)性理論，金融性負(fù)債和經(jīng)營性負(fù)債都可以為企業(yè)提供多元化資金來源。因此，企業(yè)可以通過適度借債緩解融資約束，為開展研發(fā)活動提供部分資金支持。另一方面，基于信號傳遞理論，合理范圍內(nèi)的低負(fù)債水平也傳遞出企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)良好的信號，有利于企業(yè)從銀行等金融機構(gòu)獲得貸款，緩解企業(yè)研發(fā)資金壓力?？梢?，較低的債權(quán)融資率有利于發(fā)揮研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)。然而，當(dāng)企業(yè)債權(quán)融資率超過合理水平處于高位后，銀行等金融機構(gòu)為控制風(fēng)險，會對企業(yè)經(jīng)營過程加強管控，限制企業(yè)從事高風(fēng)險的研發(fā)活動。高負(fù)債水平同時也意味著較高的利息支付壓力，這將嚴(yán)重擠占企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流，使企業(yè)研發(fā)活動面臨資金約束。并且，高負(fù)債水平使企業(yè)面臨較大的財務(wù)風(fēng)險，而創(chuàng)新項目往往難以在短期內(nèi)獲得穩(wěn)定的收益流，降低了企業(yè)研發(fā)積極性［23］?？梢?，較高的債權(quán)融資率不利于發(fā)揮研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：當(dāng)債權(quán)融資率低于門檻值時，企業(yè)研發(fā)補貼與研發(fā)投入正相關(guān)；當(dāng)債權(quán)融資率高于門檻值時，企業(yè)研發(fā)補貼與研發(fā)投入負(fù)相關(guān)。

在企業(yè)股權(quán)融資方面，當(dāng)股權(quán)融資率較低時，所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離產(chǎn)生的委托代理問題更加嚴(yán)重，企業(yè)所有者為解決信息不對稱問題，需要在管理層的監(jiān)督和激勵方面支付較高成本，這將不利于提高企業(yè)的創(chuàng)新積極性。此外，企業(yè)管理層為謀求私利，操縱資金用于個人奢侈享受，以過高的在職消費擠占經(jīng)營資金，導(dǎo)致管理層的經(jīng)營決策趨于保守，從而抑制企業(yè)研發(fā)投入［24］?？梢?，較低的股權(quán)融資率不利于發(fā)揮研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)。但是，當(dāng)企業(yè)股權(quán)融資率達(dá)到特定水平后，股東關(guān)注公司日常經(jīng)營業(yè)務(wù)的意愿增強，由于研發(fā)活動將為企業(yè)帶來長遠(yuǎn)的競爭優(yōu)勢，股東有足夠動機為獲得長期收益而督促企業(yè)開展研發(fā)活動。盡管研發(fā)活動具有高風(fēng)險性，但同時也意味著高收益，高風(fēng)險的創(chuàng)新活動更符合股東的風(fēng)險偏好。可見，較高的股權(quán)融資率有利于發(fā)揮研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：當(dāng)股權(quán)融資率低于門檻值時，企業(yè)研發(fā)補貼與研發(fā)投入負(fù)相關(guān)；當(dāng)股權(quán)融資率高于門檻值時，企業(yè)研發(fā)補貼與研發(fā)投入正相關(guān)。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文采用Hansen［25］提出的面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)模型，分析在不同的融資結(jié)構(gòu)門檻區(qū)間里，研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響差異。門檻效應(yīng)模型要求使用強平衡面板數(shù)據(jù)，即每家企業(yè)在樣本期間內(nèi)所有年度都存在觀測值，且企業(yè)研發(fā)活動波動性較強，研發(fā)投入信息披露也是近年來才日趨完整。因此，為了最大限度地保留樣本量，本文選取2014—2018年滬深A(yù) 股上市公司強平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本。參照現(xiàn)有文獻(xiàn)通行做法，剔除ST 與*ST 樣本、金融業(yè)樣本以及相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失樣本，最終獲得4 885個研究樣本。為了排除極端值的影響，對所有連續(xù)型變量進(jìn)行臨界值為1%的winsor 縮尾處理。本文數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫，其中研發(fā)補貼數(shù)據(jù)為手工整理獲得。

2.2 模型構(gòu)建與變量定義

為了驗證假設(shè)H1、H2和H3，本文建立如下模型：

模型（1）和模型（2）為多元線性回歸模型，模型（3）為面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)模型。其中：被解釋變量Rd 為企業(yè)研發(fā)投入，采用研發(fā)投入強度作為衡量指標(biāo)，由企業(yè)研發(fā)投入金額除以營業(yè)收入計算得到［26-27］。解釋變量Subsidy 為研發(fā)補貼，采用企業(yè)獲得的研發(fā)補貼占總資產(chǎn)的比重衡量［28-29］。研發(fā)補貼數(shù)據(jù)根據(jù)上市公司年報附注中披露的政府補助明細(xì)數(shù)據(jù)作為原始數(shù)據(jù)，手工整理其中含有“科技”“科研”“技術(shù)”“研發(fā)”“研究”“創(chuàng)新”“專利”“課題”“高新”等關(guān)鍵詞的補貼項目，將含有上述關(guān)鍵詞的補貼數(shù)據(jù)加總后作為企業(yè)獲得的政府研發(fā)補貼數(shù)據(jù)［30］。債權(quán)融資率Debt 在模型（2）中為調(diào)節(jié)變量，在模型（3）中為門檻變量，同時它們也都可以替換成股權(quán)融資率Equity，其中：Debt 由企業(yè)總負(fù)債占總資產(chǎn)的比重表示，Equity 由實收資本與資本公積合計數(shù)除以總資產(chǎn)計算得到［31］。

為了控制可能影響企業(yè)研發(fā)投入的其他因素，模型（1）到模型（3）中加入了反映公司治理特征、財務(wù)特征和發(fā)展能力的控制變量。其中，以第一大股東持股比例（Top1）、國有股比重（State）、獨立董事比例（Ind）作為反映公司治理特征的控制變量［22，32］；以公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)收益率（Roa）、營業(yè)利潤率（Profit）作為反映公司財務(wù)特征的控制變量［17］；以公司成長性（Growth）、總資產(chǎn)增長率（Gasset）、經(jīng)營現(xiàn)金流（Cash flow）作為反映公司發(fā)展能力的控制變量［33-34］。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

表1 （續(xù)）

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

表2 報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2 可知，研發(fā)投入Rd 的平均值為4.799%，中位數(shù)為3.710%，說明大部分樣本公司的研發(fā)投入低于總體平均值，其最小值為0.080%、最大值為26.000%，也反映出不同企業(yè)間的研發(fā)投入存在較大差距。研發(fā)補貼Subsidy 的均值為0.125%，明顯高于其中位數(shù)0.058%，說明企業(yè)獲得的政府研發(fā)補貼差異化較大。債權(quán)融資率Debt 的均值和中位數(shù)分別為40.228%和39.095%，股權(quán)融資率的均值和中位數(shù)分別為40.588%和39.010%，且它們的最大值和最小值差距較大，說明企業(yè)間的融資結(jié)構(gòu)不同，可能導(dǎo)致研發(fā)補貼與企業(yè)研發(fā)投入的非線性關(guān)系。此外，控制變量在不同企業(yè)間也存在明顯差距。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.2 多元回歸分析

表3 報告了模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果。由表3 可見，列（1）到列（5）中研發(fā)補貼Subsidy的系數(shù)都為正，且都在1%的顯著性水平上顯著，表明研發(fā)補貼顯著提高了企業(yè)研發(fā)投入，我國政府的研發(fā)補貼政策有效發(fā)揮了科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)，與本文假設(shè)H1一致。在列（2）和列（3）中債務(wù)融資率Debt 的系數(shù)都為負(fù)，且都在1%的顯著性水平上顯著，表明債務(wù)融資率越高的企業(yè)研發(fā)投入水平越低。在列（4）和列（5）中股權(quán)融資率Equity 的系數(shù)都為正，且都在1%的顯著性水平上顯著，表明股權(quán)融資率越高的企業(yè)研發(fā)投入水平也越高。從交互項的估計結(jié)果來看，列（3）中Subsidy×Debt 的系數(shù)為-1.461，且在1%的顯著性水平上顯著，表明債務(wù)融資率對于研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。列（5）中Subsidy×Equity 的系數(shù)為6.181，且在5%的顯著性水平上顯著，表明股權(quán)融資率對于研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)具有正向調(diào)節(jié)作用。Subsidy×Debt 和Subsidy×Equity 的系數(shù)估計結(jié)果初步驗證了本文的假設(shè)H2和H3。

表3 多元回歸模型估計結(jié)果

從控制變量的回歸結(jié)果來看，在公司治理變量中，第一大股東持股比例Top1、國有股比重State 的系數(shù)都顯著為負(fù)，表明第一大股東持股比例和國有股比重的增加會降低企業(yè)研發(fā)投入，但獨立董事比例Ind 的系數(shù)顯著為正，表明獨立董事占比增加會提高企業(yè)研發(fā)投入。在財務(wù)特征變量中，營業(yè)利潤率Profit 的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)研發(fā)投入會隨著營業(yè)利潤率的增加而降低，資產(chǎn)收益率Roa 的系數(shù)在列（1）到列（3）中不顯著，但在列（4）到列（5）中顯著為正，表明資產(chǎn)收益率可能有助于提升企業(yè)研發(fā)投入。在企業(yè)發(fā)展能力變量中，營業(yè)現(xiàn)金流Cashflow、公司成長性Growth 的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)研發(fā)活動會隨著營業(yè)現(xiàn)金流、公司成長性的提升而增加，而總資產(chǎn)增長率Gasset 在各列中均不顯著，說明它對企業(yè)研發(fā)投入不存在顯著影響。

表1 （續(xù)）

3.3 門檻效應(yīng)分析

為了進(jìn)一步驗證假設(shè)H2和H3，本文在模型（3）中以債權(quán)融資率Debt 和股權(quán)融資率Equity 作為門檻變量，進(jìn)行面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)模型分析。為識別研究方法的合理性以及門檻值個數(shù)，首先進(jìn)行門檻效應(yīng)的存在性檢驗，利用Boostrap 重復(fù)自抽樣300 次，得到F統(tǒng)計量和P值，表4 報告了門檻效應(yīng)存在性檢驗的結(jié)果。表4 顯示，當(dāng)以債權(quán)融資率Debt 為門檻變量時，單一門檻的F值為38.64，在1%水平上通過顯著性檢驗，雙重門檻未通過顯著性檢驗，說明債務(wù)融資率存在單一門檻。當(dāng)以股權(quán)融資率Equity為門檻變量時，單一門檻的F值為33.22，在1%水平上通過顯著性檢驗，雙重門檻不顯著，表明股權(quán)融資率存在單一門檻。具體而言，債權(quán)融資率的門檻值為40.08%，股權(quán)融資率的門檻值為21.80%。

表4 門檻效應(yīng)存在性檢驗結(jié)果

表5 報告了對模型（3）進(jìn)行面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)模型估計的結(jié)果。列（1）中門檻變量為債權(quán)融資率Debt，當(dāng)企業(yè)債權(quán)融資率小于等于門檻值40.08%時，研發(fā)補貼的系數(shù)為1.187，在1%的顯著性水平上顯著，當(dāng)企業(yè)債權(quán)融資率大于門檻值40.08%時，研發(fā)補貼的系數(shù)為-0.630，在5%的顯著性水平上顯著?？梢?，當(dāng)債權(quán)融資率低于門檻值時，政府研發(fā)補貼使企業(yè)更容易從銀行等金融機構(gòu)獲得貸款，從而極大緩解了企業(yè)的研發(fā)資金壓力、有效助推企業(yè)開展研發(fā)活動。但是，當(dāng)債權(quán)融資率超過門檻值后，銀行等金融機構(gòu)出于對債權(quán)安全性的擔(dān)憂而加強貸款管控，且較高的債務(wù)融資率帶來的高額利息擠占了企業(yè)研發(fā)資金，使企業(yè)面臨較高的財務(wù)風(fēng)險，最終導(dǎo)致政府研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)不能得到有效發(fā)揮。該結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)債權(quán)融資率處于不同的門檻區(qū)間時，政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新活動將會產(chǎn)生“激勵”和“抑制”兩種截然不同的影響效應(yīng)，兩者呈非線性關(guān)系，從而驗證了本文假設(shè)H2。

表5 面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)估計結(jié)果

列（2）中門檻變量為股權(quán)融資率Equity，當(dāng)企業(yè)股權(quán)融資率小于等于門檻值21.80%時，研發(fā)補貼的系數(shù)為-2.033，在1%的顯著性水平上顯著，當(dāng)企業(yè)股權(quán)融資率大于門檻值21.80%時，研發(fā)補貼的系數(shù)為0.675，在1%的顯著性水平上顯著。可見，當(dāng)股權(quán)融資率低于門檻值時，股東和管理層之間存在較高的委托代理成本，且管理層傾向于操縱資金用于個人奢侈享受，經(jīng)營活動趨于保守，投資于高風(fēng)險的研發(fā)活動意愿不強，導(dǎo)致政府研發(fā)補貼的增加不能有效促進(jìn)企業(yè)開展研發(fā)活動。但是，當(dāng)股權(quán)融資率超過門檻值后，股東參與公司治理的意愿增強，為獲得長期穩(wěn)定的收益和持續(xù)的競爭優(yōu)勢，企業(yè)投資于高收益研發(fā)活動的動力增加。此外，高風(fēng)險的創(chuàng)新活動更符合企業(yè)所有者的風(fēng)險偏好，此時政府研發(fā)補貼能夠有效提升企業(yè)的研發(fā)活動。該結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)股權(quán)融資率處于不同的門檻區(qū)間時，政府研發(fā)補貼對企業(yè)創(chuàng)新活動將會產(chǎn)生“抑制”和“激勵”兩種截然不同的影響效應(yīng)，兩者呈非線性關(guān)系，從而驗證了本文假設(shè)H3。

4 研究結(jié)論

企業(yè)開展研發(fā)活動需要大量的現(xiàn)金流支撐，除了可以通過股權(quán)、債權(quán)等常規(guī)融資渠道獲得外，政府提供的研發(fā)補貼也是其重要來源。因此，研究在不同融資結(jié)構(gòu)下，政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響差異，具有非常重要的理論和現(xiàn)實意義。本文使用多元回歸分析研究表明，政府研發(fā)補貼有助于提高企業(yè)研發(fā)投入，且當(dāng)以融資結(jié)構(gòu)作為調(diào)節(jié)變量時，債務(wù)融資率和股權(quán)融資率分別對于研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)具有負(fù)向和正向調(diào)節(jié)作用。進(jìn)一步地，本文使用面板數(shù)據(jù)門檻效應(yīng)模型，將融資結(jié)構(gòu)作為門檻變量，找到了融資結(jié)構(gòu)發(fā)揮門檻效應(yīng)的具體門檻值：債權(quán)融資率的門檻值為40.08%，股權(quán)融資率的門檻值為21.80%。只有當(dāng)企業(yè)的債權(quán)融資率低于門檻值，或者股權(quán)融資率高于門檻值時，政府研發(fā)補貼才能有效發(fā)揮科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)，否則研發(fā)補貼反而會降低企業(yè)研發(fā)資金投入。

基于上述研究結(jié)論，本文的政策啟示如下：第一，政府研發(fā)補貼政策有助于提升企業(yè)研發(fā)投入，為了進(jìn)一步促進(jìn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，貫徹落實創(chuàng)新發(fā)展的新型發(fā)展理念，我國政府應(yīng)加大企業(yè)研發(fā)活動補貼力度，緩解企業(yè)創(chuàng)新活動中面臨的資金壓力，使科技創(chuàng)新在經(jīng)濟發(fā)展中的貢獻(xiàn)份額不斷提升，推動建設(shè)創(chuàng)新引領(lǐng)的產(chǎn)業(yè)體系與科技創(chuàng)新的新常態(tài)。第二，由于研發(fā)補貼的科技創(chuàng)新激勵效應(yīng)存在融資結(jié)構(gòu)門檻，我國政府在制定企業(yè)研發(fā)補貼政策時，應(yīng)充分考慮企業(yè)的債權(quán)融資率和股權(quán)融資率，以優(yōu)化財政補貼的資源配置效率，切實有效地推動企業(yè)加大研發(fā)投入。