□ 于建忠 陳燕紅

內(nèi)容提要 文章基于中國(guó)制造業(yè)1040 家上市企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響具有門檻效應(yīng)，而且其在不同融資約束企業(yè)中存在差異：當(dāng)補(bǔ)貼規(guī)模較小時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)低融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有促進(jìn)作用，但對(duì)高融資約束企業(yè)沒有產(chǎn)生促進(jìn)作用；當(dāng)補(bǔ)貼規(guī)模跨越一定門檻后，政府補(bǔ)貼對(duì)高融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的促進(jìn)作用，而且大于對(duì)低融資約束企業(yè)的促進(jìn)作用。本文還發(fā)現(xiàn)，低融資約束企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼顯著多于高融資約束企業(yè)，這表明補(bǔ)貼規(guī)模與激勵(lì)效應(yīng)大小之間存在一定錯(cuò)配。因此，政府對(duì)補(bǔ)貼企業(yè)篩選與評(píng)估時(shí)需要考慮企業(yè)融資約束，并實(shí)行有針對(duì)性和差異化的補(bǔ)貼額度，以提升政府補(bǔ)貼的效果。

一、引言

作為一種公共物品，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)具有知識(shí)外溢性，其私人收益與社會(huì)收益的差距導(dǎo)致企業(yè)私人研發(fā)投入不足（Arrow，1962），這將嚴(yán)重阻礙經(jīng)濟(jì)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展轉(zhuǎn)型。為彌補(bǔ)科技創(chuàng)新資源配置中的市場(chǎng)失靈，政府通過給予企業(yè)補(bǔ)貼、鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新已經(jīng)成為世界多數(shù)國(guó)家和地區(qū)的普遍做法。來自Eurostat（2019）的數(shù)據(jù)資料顯示①，2013年美國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)中政府資金占比為27.7%，2018年歐盟28 個(gè)國(guó)家的這一比例為29.2%，韓國(guó)為23%，均高于中國(guó)對(duì)應(yīng)年份的比例。就中國(guó)的實(shí)際情況而言，一方面，近年來中國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)中政府資金保持穩(wěn)定增長(zhǎng)，從2004年的523.6 億元增長(zhǎng)到2019年的4537.3 億元；另一方面，中國(guó)情景下政府補(bǔ)貼沒有對(duì)企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生顯著效應(yīng)（張杰等，2015），政府補(bǔ)貼資金替代和擠出企業(yè)自有研發(fā)資金。因此，在目前政府補(bǔ)貼總體規(guī)模不斷擴(kuò)張的背景下，哪些因素影響政府補(bǔ)貼政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用，以及如何提升和發(fā)揮政府補(bǔ)貼政策的有效性，這是直接關(guān)系中國(guó)實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略、實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵問題。

從理論上講，除研發(fā)活動(dòng)外部性導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)缺乏外，融資約束也是掣肘企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的重要因素。特別是，在目前中國(guó)金融體系尚待完善、金融抑制現(xiàn)象依然發(fā)生的現(xiàn)實(shí)背景下，信貸資金價(jià)格及配置效率的雙重扭曲導(dǎo)致企業(yè)普遍面臨融資約束的難題（張杰，2015）。目前關(guān)于政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入作用效果的研究并沒有形成一致性結(jié)論，一部分學(xué)者發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)效應(yīng)，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼存在擠出效應(yīng)（Zú?iga-Vicente et al.，2014）。針對(duì)這種分歧，有研究從政府補(bǔ)貼的非線性作用角度進(jìn)行解釋，認(rèn)為政府補(bǔ)貼規(guī)模的差異帶來不同的作用效果，但也得到了U 型和倒U 型兩種不同的結(jié)論 （Dai &Cheng，2015；張杰，2020）；還有研究討論政府補(bǔ)貼在不同企業(yè)之間作用差異，關(guān)注企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、 研發(fā)階段以及政企關(guān)系等特征對(duì)政府補(bǔ)貼作用的影響，但以上研究忽略了企業(yè)融資約束的重要作用。實(shí)際上，企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、政企關(guān)系等都是企業(yè)面臨的融資約束程度的外在表現(xiàn)。一般而言，規(guī)模大、成立時(shí)間長(zhǎng)、國(guó)有和存在政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)，更容易獲取銀行的貸款（佟愛琴和陳蔚，2016；張杰等，2021），因此面臨的融資約束程度較小。因此，企業(yè)融資約束可能是導(dǎo)致政府補(bǔ)貼對(duì)不同企業(yè)研發(fā)投入作用存在差異的本質(zhì)因素。那么，政府補(bǔ)貼是否對(duì)不同融資約束企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生了不同的作用效果？

本文在探討政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響中，于企業(yè)融資約束差異的視角，提出研究假設(shè)，并利用1040 家制造業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)上述問題進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期為政府調(diào)整補(bǔ)貼分配傾向和改進(jìn)資助對(duì)象評(píng)估體系提供依據(jù)，從而提升中國(guó)創(chuàng)新補(bǔ)貼政策的有效性。

與已有文獻(xiàn)相比，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面： 一是，不同于已有研究關(guān)注規(guī)模、年齡、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等外在特征的差異，本文從企業(yè)融資特征的視角探究影響政府補(bǔ)貼創(chuàng)新效應(yīng)的內(nèi)在因素，拓展了政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)作用的相關(guān)研究；二是，本文研究發(fā)現(xiàn)，在不同融資約束的企業(yè)中政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的門檻效應(yīng)存在差異，這為已有文獻(xiàn)中政府補(bǔ)貼作用效果的爭(zhēng)論提供了一個(gè)合理解釋；三是，將企業(yè)融資約束程度和與政府補(bǔ)貼規(guī)模結(jié)合起來，分析了政府對(duì)不同融資約束企業(yè)的補(bǔ)貼規(guī)模，揭示了政府補(bǔ)貼規(guī)模與激勵(lì)效應(yīng)大小之間的錯(cuò)配，為改進(jìn)政府政策效果提供了經(jīng)驗(yàn)依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

已有文獻(xiàn)對(duì)政府補(bǔ)貼作用的研究包括對(duì)企業(yè)研發(fā)投入、專利產(chǎn)出、新產(chǎn)品產(chǎn)值和全要素生產(chǎn)率等多個(gè)方面的作用。鑒于政府補(bǔ)貼是源于解決研發(fā)正外部性帶來的市場(chǎng)失靈問題，而且專利、新產(chǎn)品、生產(chǎn)率的提升本質(zhì)上來自企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)，因而這里主要討論政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的激勵(lì)效果，即政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新效應(yīng)。

關(guān)于政府補(bǔ)貼能否產(chǎn)生創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)的研究一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的熱點(diǎn)，已有研究結(jié)論存在很大的爭(zhēng)論。Zú?iga-Vicente et al.（2014）對(duì)已有研究統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，63%的文獻(xiàn)證實(shí)政府補(bǔ)貼存在擠入效應(yīng)，20%的文獻(xiàn)沒有拒絕擠出效應(yīng)，剩余17%則發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼效果具有“中性”。那么，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用為何會(huì)出現(xiàn)這種差異？ 是什么因素導(dǎo)致政府補(bǔ)貼政策的作用效果差異？ 回顧已有文獻(xiàn)，本文將導(dǎo)致政府補(bǔ)貼作用效果差異的因素分為兩類： 一是政府資助對(duì)象企業(yè)的特征差異，二是政府補(bǔ)貼的規(guī)模差異。

從企業(yè)特征的角度，已有文獻(xiàn)考察了企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、研發(fā)階段、企業(yè)年齡及政企關(guān)系的不同。首先，企業(yè)規(guī)模的差異會(huì)影響政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)的作用效果（Lach，2002）。白俊紅（2011）認(rèn)為由于大企業(yè)在資金方面具有較大優(yōu)勢(shì)，對(duì)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)承受能力較高，政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效果更佳。王曉珍等（2017）和Liu et al.（2016）認(rèn)為當(dāng)政府補(bǔ)貼有效解決小企業(yè)資金困難時(shí)，更容易激勵(lì)小企業(yè)研發(fā)投資積極性。其次，企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)也是與政府補(bǔ)貼效果相關(guān)的因素。由于國(guó)有企業(yè)與政府間的密切關(guān)系，在獲取政府補(bǔ)貼和國(guó)有金融機(jī)構(gòu)外部融資方面具有天然優(yōu)勢(shì)（楊洋等，2015；張杰等，2021），而民營(yíng)企業(yè)由于產(chǎn)權(quán)清晰激勵(lì)作用有效，具有市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)意識(shí)和競(jìng)爭(zhēng)壓力，將導(dǎo)致政府補(bǔ)貼在國(guó)有企業(yè)的實(shí)施效果不同于民營(yíng)企業(yè) （Yu et al.，2016； 欒強(qiáng)和羅守貴，2017； 樊利和李忠鵬，2020）。再次，政府對(duì)企業(yè)研發(fā)過程的不同階段進(jìn)行資助，其創(chuàng)新效果也存在差異?；A(chǔ)研究階段的風(fēng)險(xiǎn)性與不確定程度比開發(fā)階段更高，其知識(shí)外溢性也更強(qiáng)，信息不對(duì)稱將導(dǎo)致基礎(chǔ)研究階段更難以獲取外部資金，這可能成為影響政府補(bǔ)貼效果的 重 要 因 素 （Czarnitzki et al.，2011；Liu et al.（2016）。此外，相比于在位企業(yè)，朱金生和朱華（2021）研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)新創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新更容易產(chǎn)生激勵(lì)效應(yīng)。最后，也有學(xué)者關(guān)注了政企關(guān)系對(duì)補(bǔ)貼政策效果的影響，如佟愛琴和陳蔚（2016）發(fā)現(xiàn)，有政治聯(lián)系的民營(yíng)企業(yè)獲取政府補(bǔ)貼可以激勵(lì)研發(fā)創(chuàng)新，而劉虹等（2012）認(rèn)為基于政治背景獲取的政府補(bǔ)貼不利于提升創(chuàng)新能力，甚至?xí)种破髽I(yè)研發(fā)的積極性。

上述這一類文獻(xiàn)關(guān)注了政府補(bǔ)貼對(duì)不同特征企業(yè)的作用差異，企業(yè)特征包括規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、研發(fā)階段、年齡和有無政治關(guān)聯(lián)等。但是，這些因素所表現(xiàn)出來的政府補(bǔ)貼作用效果的差異，實(shí)際上可能與企業(yè)面臨的融資約束程度有關(guān)。這是因?yàn)椋话阋?guī)模越大、 國(guó)有以及存在政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)，抵押資產(chǎn)越多或者與政府關(guān)系密切，從而更容易從金融機(jī)構(gòu)獲得信貸資金（楊洋等，2015），即融資約束更小。因此，企業(yè)的融資約束可能是決定政府補(bǔ)貼政策效果的內(nèi)在和本質(zhì)因素。

第二類文獻(xiàn)討論了補(bǔ)貼資金規(guī)模對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有非線性的作用效果，這也可能是導(dǎo)致政府補(bǔ)貼作用效果存在差異的原因。G?rg & Strob（2007）利用愛爾蘭制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，當(dāng)補(bǔ)貼規(guī)模較少時(shí)具有擠入效應(yīng)，而補(bǔ)貼規(guī)模較大時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)支出產(chǎn)生擠出效應(yīng)；Guellec & De La Potterie（2000）和Dai & Cheng（2015）分別對(duì)17 個(gè)OECD 國(guó)家企業(yè)和中國(guó)制造業(yè)企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼金額與企業(yè)私人研發(fā)支出呈倒U 型關(guān)系。國(guó)內(nèi)學(xué)者劉虹等（2012）的研究支持了上述結(jié)論，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)具有激勵(lì)效應(yīng)和替代效應(yīng)，兩種效應(yīng)的存在呈現(xiàn)出“倒U 型”特征。與此不同的是，張杰（2020）利用2008～2014年的全國(guó)企業(yè)創(chuàng)新調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼與私人研發(fā)投入之間存在U 型關(guān)系，即只有當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度超過一定閾值，政府補(bǔ)貼才能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新（朱金生和朱華，2021）。由此可見，政府補(bǔ)貼的非線性作用也存在爭(zhēng)論，一部分文獻(xiàn)認(rèn)為，政府補(bǔ)貼規(guī)模較大時(shí)，政府補(bǔ)貼的作用效果較差；另一部分文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼只有超過一定規(guī)模才能發(fā)揮促進(jìn)作用，太少的補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入沒有促進(jìn)作用。那么，是什么因素導(dǎo)致政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的非線性作用出現(xiàn)相反的結(jié)果？

有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的非線性效應(yīng)也因企業(yè)因素存在差異，如毛其淋和許家云（2015）發(fā)現(xiàn)補(bǔ)貼強(qiáng)度位于最適區(qū)間內(nèi)才能產(chǎn)生激勵(lì)新產(chǎn)品創(chuàng)新的作用，且這種最適區(qū)間隨著時(shí)間動(dòng)態(tài)變化；戴小勇和成力為（2014）發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼與企業(yè)研發(fā)投入的復(fù)雜非線性關(guān)系，但同時(shí)發(fā)現(xiàn)民營(yíng)企業(yè)特別是民營(yíng)高技術(shù)企業(yè)中只存在擠入效應(yīng)，沒有擠出效應(yīng)；張輝等（2016）發(fā)現(xiàn)在最適區(qū)間內(nèi)政府補(bǔ)貼的影響效應(yīng)在不同所有制、 地區(qū)和行業(yè)存在差異，在民營(yíng)、東部地區(qū)和高端行業(yè)效果更佳；張杰（2020）發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的U 型激勵(lì)效應(yīng)只存在于民營(yíng)企業(yè)中，而其他所有制企業(yè)中不存在任何激勵(lì)效應(yīng)。

綜上可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)從多個(gè)角度研究了政府補(bǔ)貼政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響差異，但仍然存在值得探索的空間：一是，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)注了企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等特征的差異，但是忽視了企業(yè)融資約束程度對(duì)解釋政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入作用差異的重要性。無論不同企業(yè)規(guī)模的資金優(yōu)勢(shì)差異、不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和有無政治關(guān)聯(lián)企業(yè)的銀行信貸差異，還是不同研發(fā)階段的風(fēng)險(xiǎn)及不確定性差異，都是企業(yè)面臨的融資約束程度的外在表現(xiàn)。企業(yè)融資約束程度是影響政府補(bǔ)貼政策創(chuàng)新效應(yīng)的內(nèi)在和本質(zhì)因素。二是，盡管已有文獻(xiàn)分析了政府補(bǔ)貼規(guī)模對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的非線性影響，但也缺乏對(duì)不同融資約束企業(yè)異質(zhì)性的討論。

（二）研究假設(shè)

企業(yè)在創(chuàng)新投資決策時(shí)面臨兩種情況： 一是由于正外部性導(dǎo)致企業(yè)缺乏研發(fā)投資的動(dòng)力和激勵(lì)。針對(duì)研發(fā)動(dòng)力不足的情況，一般認(rèn)為，政府給予企業(yè)研發(fā)補(bǔ)貼，以及實(shí)行嚴(yán)格的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，可以彌補(bǔ)和緩解研發(fā)投資私人收益和社會(huì)收益的差距，有效解決企業(yè)研發(fā)動(dòng)力和激勵(lì)問題（張輝等，2016；吳超鵬和唐菂，2016）。二是當(dāng)企業(yè)研發(fā)投資動(dòng)力充足時(shí)，融資約束和內(nèi)部資金不足是掣肘于企業(yè)研發(fā)的另一因素（張杰等，2012）。

政府對(duì)企業(yè)的補(bǔ)貼規(guī)模決定了對(duì)研發(fā)活動(dòng)私人收益與社會(huì)收益差距的彌補(bǔ)程度。當(dāng)政府補(bǔ)貼資金規(guī)模較小時(shí)，不足以彌補(bǔ)企業(yè)私人收益與社會(huì)收益的差距，企業(yè)研發(fā)活動(dòng)依然存在激勵(lì)不足的問題，因而政府補(bǔ)貼可能不會(huì)產(chǎn)生激發(fā)企業(yè)增加研發(fā)投入的作用（毛其淋和許家云，2015）。當(dāng)政府科技補(bǔ)貼資金規(guī)模較大時(shí)，將對(duì)研發(fā)活動(dòng)知識(shí)外溢的社會(huì)補(bǔ)償過度，這不利于企業(yè)持續(xù)進(jìn)行研發(fā)投資。一方面，在企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目有限的前提下，規(guī)模較大的政府補(bǔ)貼可能會(huì)替代企業(yè)自有研發(fā)資金，不利于企業(yè)增加私人研發(fā)投資；另一方面，政府直接補(bǔ)貼這種簡(jiǎn)單且大規(guī)模的外部收益，將激發(fā)企業(yè)套取補(bǔ)貼的尋租動(dòng)機(jī)（肖興志等，2014），減少企業(yè)對(duì)創(chuàng)新性活動(dòng)的資金投入，對(duì)企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生逆向影響機(jī)制。因而，隨著補(bǔ)貼額度的增加，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用是變化的，呈現(xiàn)出門檻效應(yīng)。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：隨著政府補(bǔ)貼的增加，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響具有門檻效應(yīng)。

政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應(yīng)在不同融資約束企業(yè)中存在差異。對(duì)面臨較低融資約束的企業(yè)而言，最需要解決的是因知識(shí)溢出的外部性而導(dǎo)致的私人收益低于社會(huì)收益的問題。一般來講，嚴(yán)格且合理的知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度在一定程度上有助于縮小私人收益和社會(huì)收益的差距（吳超鵬和唐菂，2016），激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新投資的動(dòng)力。因而，政府補(bǔ)貼規(guī)模較少時(shí)，對(duì)低融資約束的企業(yè)創(chuàng)新投入具有促進(jìn)效應(yīng)。

不同于低融資約束的企業(yè)，面臨較高融資約束的企業(yè)不僅需要彌補(bǔ)其私人收益與社會(huì)收益的差距，而且還需要克服自身內(nèi)部資金缺乏的限制，并將剩余的補(bǔ)貼資金分配給尚未啟動(dòng)的研發(fā)項(xiàng)目。因此，當(dāng)政府補(bǔ)貼資金規(guī)模較小時(shí)，將難以對(duì)高融資約束企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生激勵(lì)效應(yīng)。

假設(shè)2a：當(dāng)政府補(bǔ)貼較少時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)低融資約束的企業(yè)研發(fā)投入具有促進(jìn)作用，但是其對(duì)高融資約束的企業(yè)沒有促進(jìn)作用。

隨著政府補(bǔ)貼規(guī)模的提高，越過一定的門檻水平，其對(duì)高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)的作用也存在差異。

一方面，在面臨較高融資約束的企業(yè)中，一批具有潛在市場(chǎng)應(yīng)用前景的研發(fā)項(xiàng)目，因風(fēng)險(xiǎn)性和信息不對(duì)稱等難以獲得金融機(jī)構(gòu)融資而不得不暫時(shí)停滯，這些企業(yè)研發(fā)投資需求不能得到滿足。此時(shí)，政府通過給予直接補(bǔ)貼的方式降低企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目成本，不僅有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的動(dòng)力，而且隨著政府補(bǔ)貼的額度的提高，將使一部分因資金不足而擱置的研發(fā)項(xiàng)目重新啟動(dòng)，增加了面臨融資約束企業(yè)的研發(fā)投入。

另一方面，政府直接補(bǔ)貼會(huì)對(duì)金融機(jī)構(gòu)發(fā)出認(rèn)證信號(hào)（Wu，2017），更利于原先面臨融資約束的企業(yè)獲得融資，增加研發(fā)投入。企業(yè)在向政府申請(qǐng)研發(fā)補(bǔ)貼時(shí)，政府會(huì)組織專家就其技術(shù)前沿性、可行性和未來經(jīng)濟(jì)效益等諸多方面進(jìn)行科學(xué)評(píng)估，因而政府部門可以掌握金融機(jī)構(gòu)難以獲取的研發(fā)項(xiàng)目信息（王剛剛等，2017）。當(dāng)政府部門做出給予企業(yè)補(bǔ)貼的決策時(shí)，相當(dāng)于向金融機(jī)構(gòu)傳遞出該研發(fā)項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)較低且具有較高收益率的有利信號(hào)，補(bǔ)貼規(guī)模越大說明企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目質(zhì)量越高，緩解了金融機(jī)構(gòu)與企業(yè)之間關(guān)于研發(fā)項(xiàng)目的信息不對(duì)稱，從而擴(kuò)展了企業(yè)R&D 投資的外部融資渠道，促使企業(yè)增加研發(fā)投入。因此，在企業(yè)面臨的融資約束程度越大時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的促進(jìn)效應(yīng)更大。本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2b：當(dāng)補(bǔ)貼規(guī)?？缭揭欢ㄩT檻后，政府補(bǔ)貼對(duì)高融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有促進(jìn)作用，而且大于對(duì)低融資約束企業(yè)的促進(jìn)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應(yīng)，借鑒Hansen（1999）提出的面板門檻模型，根據(jù)實(shí)際數(shù)據(jù)內(nèi)生劃分政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的不同區(qū)間，進(jìn)而檢驗(yàn)不同區(qū)間內(nèi)政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投資的門檻效應(yīng)，單一門檻模型設(shè)定如下：

其中，RDI 為研發(fā)投資強(qiáng)度；Sub 表示政府補(bǔ)貼強(qiáng)度；I（·）是示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)條件滿足時(shí)，取值為1，否則取值為0，Sub 即是門檻變量，又是顯示出門檻效應(yīng)的變量；τ 為待估計(jì)的門檻值，其值的確定需要經(jīng)過搜索過程，對(duì)于給定的門檻值，估計(jì)得到的模型殘差平方和最小時(shí)，確定為最優(yōu)門檻值；Z 為控制變量，用來表示其他影響企業(yè)研發(fā)投資的因素，包含以下因素：企業(yè)規(guī)模（Size）意味著企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力、 風(fēng)險(xiǎn)抵抗能力和資金控制能力的不同，小型企業(yè)為了能在激烈市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)存活，具有強(qiáng)烈的創(chuàng)新動(dòng)力和需求，但其控制資金和抵抗創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)能力弱，規(guī)模大的企業(yè)則恰好相反，究竟是創(chuàng)新動(dòng)力還是風(fēng)險(xiǎn)抵抗能力更為重要，已有研究尚未取得一致性認(rèn)識(shí)； 企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）是反應(yīng)企業(yè)債務(wù)狀況的重要指標(biāo)，財(cái)務(wù)杠桿高的企業(yè)迫于債務(wù)壓力難以籌集研發(fā)資金； 總資產(chǎn)利潤(rùn)率（ROA）作為企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的參考指標(biāo)，也會(huì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生影響；企業(yè)年齡（Age）表示企業(yè)的生產(chǎn)與經(jīng)營(yíng)經(jīng)驗(yàn)，同企業(yè)規(guī)模一樣，關(guān)于新企業(yè)還是老企業(yè)的研發(fā)傾向更大尚未得到一致結(jié)論；資本密集度（Cap）反應(yīng)企業(yè)是資本要素密集型還是勞動(dòng)要素密集型，不同要素密集型的企業(yè)對(duì)于研發(fā)和創(chuàng)新的依賴程度不同； 第一大股東持股比例（Share1）是反應(yīng)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的指標(biāo)，第一大股東持股比例越高，其對(duì)職業(yè)經(jīng)理人投資決策的干預(yù)越高； 除此之外，本文把企業(yè)所有制類型（Dum）作為虛擬變量加入到模型中，以控制不同企業(yè)性質(zhì)對(duì)研發(fā)投入的干擾； 為了考察現(xiàn)金存量和借款對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用，本文也控制了現(xiàn)金存量指標(biāo)（Cash）和借款指標(biāo)（Loan）。

在單一門檻模型的基礎(chǔ)上，可進(jìn)一步對(duì)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的區(qū)間進(jìn)行劃分，由此可衍生出雙重門檻模型，其設(shè)定如下：

此外，應(yīng)用門檻效應(yīng)模型需要進(jìn)行兩個(gè)檢驗(yàn)：一是門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)，二是門檻值真實(shí)性檢驗(yàn)。針對(duì)單一門檻模型式（1），第一個(gè)檢驗(yàn)的原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：

H0∶α1≠α2，即門檻效應(yīng)存在；

H1∶α1=α2，即門檻效應(yīng)不存在。

在確定門檻效應(yīng)存在的基礎(chǔ)上，需要進(jìn)一步對(duì)門檻值的真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，其原假設(shè)和備擇假設(shè)分別為：

H0∶=τ，即門檻估計(jì)值等于門檻真實(shí)值；

H1∶≠τ，即門檻估計(jì)值不等于門檻真實(shí)值。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來源

本文使用來自滬深兩市的制造業(yè)上市公司樣本，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于Wind 金融資訊數(shù)據(jù)庫(kù)，樣本區(qū)間為2014～2019年。本文對(duì)數(shù)據(jù)做了如下處理：（1）刪除*ST 類和研發(fā)經(jīng)費(fèi)、政府補(bǔ)貼等主要變量缺失的觀測(cè)企業(yè)；（2）刪除資產(chǎn)負(fù)債率大于1 的企業(yè)，實(shí)際上這些企業(yè)已經(jīng)資不抵債；（3）對(duì)研發(fā)強(qiáng)度、補(bǔ)貼強(qiáng)度和總資產(chǎn)收益率等變量在1%水平進(jìn)行縮尾處理；（4）處理成平衡面板數(shù)據(jù)。最終獲得一個(gè)包含1040 個(gè)上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)資料。各變量的符號(hào)、定義和構(gòu)造方法如表1 所示。

表1 變量的符號(hào)、名稱與構(gòu)造方法

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。其中，企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的平均值為3.74%，對(duì)應(yīng)的政府補(bǔ)貼強(qiáng)度平均值為1.09%，計(jì)算兩者的相關(guān)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，全樣本中研發(fā)投入強(qiáng)度與政府補(bǔ)貼的相關(guān)系數(shù)0.379，在1%水平上呈現(xiàn)顯著性，表明政府補(bǔ)貼與企業(yè)研發(fā)投入具有正相關(guān)關(guān)系。借鑒孫靈燕和李榮林（2012）的做法，以“利息支出/固定資產(chǎn)凈值”作為融資約束指標(biāo)，該值越小表明難以獲取外部資金，面臨融資約束越大。將所有樣本企業(yè)按照“利息支出/固定資產(chǎn)凈值”的中位數(shù)分為兩組，值較大的一組企業(yè)為低融資約束組，值較小的企業(yè)為高融資約束組。計(jì)算兩組企業(yè)中研發(fā)投入與政府補(bǔ)貼的相關(guān)系數(shù)，在高融資約束企業(yè)中相關(guān)系數(shù)為0.431，大于低融資約束企業(yè)中相關(guān)系數(shù)（0.281），且均通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)，初步說明政府補(bǔ)貼與研發(fā)投入的相關(guān)性在不同融資約束企業(yè)間存在差異。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

三、實(shí)證結(jié)果分析與討論

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由于面板數(shù)據(jù)中包含時(shí)間序列成分，首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文采用的數(shù)據(jù)屬于大N 小T 型結(jié)構(gòu)，其中時(shí)間維度僅包含6年，時(shí)間序列特征并不明顯，且多數(shù)變量屬于財(cái)務(wù)比率等相對(duì)性指標(biāo)，因而數(shù)據(jù)存在單位根的可能性不大。出于對(duì)研究結(jié)果穩(wěn)健性的考慮，為避免出現(xiàn)偽回歸等不可靠的實(shí)證結(jié)果，這里采用LLC 和IPS兩種方法對(duì)存在時(shí)間序列成分的主要變量進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)結(jié)果列于表3。

由表3 可知，經(jīng)過LLC 檢驗(yàn)和IPS 檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，各變量均在1%顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，表明各個(gè)變量都屬于平穩(wěn)性序列，可以通過回歸分析考察變量之間的關(guān)系。

表3 主要變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

（二）政府補(bǔ)貼對(duì)不同融資約束企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應(yīng)

本文運(yùn)用面板門檻模型實(shí)證檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的非線性影響，并分析政府補(bǔ)貼的非線性作用在不同融資約束企業(yè)中差異。通過自抽樣方法對(duì)門檻效果的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)，確認(rèn)存在的門檻個(gè)數(shù)并估計(jì)出對(duì)應(yīng)的門檻值，結(jié)果列于表4。

表4 顯示，通過自抽樣構(gòu)造出漸進(jìn)分布的F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，全樣本及分組樣本都在1%的顯著性水平上拒絕不同區(qū)間內(nèi)政府補(bǔ)貼影響系數(shù)相同的原假設(shè)，表明政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的激勵(lì)效果存在雙重門檻效應(yīng)。全樣本中兩個(gè)門檻估計(jì)值分別為0.012 和0.047；在低融資約束樣本中，兩個(gè)門檻的估計(jì)值與全樣本中門檻值十分接近，分別為0.014和0.041；在高融資約束樣本中兩個(gè)門檻值均低于全樣本的門檻值，分別為0.004 和0.012。

表4 門檻效果存在性檢驗(yàn)和門檻值估計(jì)

進(jìn)一步，運(yùn)用構(gòu)造的LR 統(tǒng)計(jì)量對(duì)門檻估計(jì)值真實(shí)性進(jìn)行檢驗(yàn)，圖1、圖2 和圖3 報(bào)告了LR值隨政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的變化趨勢(shì)，結(jié)果表明不管是全樣本、低融資約束組還是高融資約束組，兩個(gè)門檻值對(duì)應(yīng)的LR 值均低于5%的顯著性水平臨界值7.35，從而接受原假設(shè)，可以認(rèn)為門檻估計(jì)值等于其真實(shí)值。

圖1 全樣本雙重門檻估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)

圖2 低融資約束企業(yè)雙重門檻估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)

圖3 高融資約束企業(yè)雙重門檻估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)

在門檻效應(yīng)存在性和門檻值真實(shí)性檢驗(yàn)通過之后，本文估計(jì)出政府補(bǔ)貼在不同門檻區(qū)間內(nèi)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)，表5 列出了門檻效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。

表5 第（1）列顯示，在全樣本企業(yè)的三個(gè)補(bǔ)貼強(qiáng)度區(qū)間內(nèi)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向影響均在1%水平上是顯著的。這表明，政府通過給予企業(yè)補(bǔ)貼，可以彌補(bǔ)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)知識(shí)外溢性帶來的社會(huì)收益與私人收益的差距，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)增加研發(fā)投入，政府補(bǔ)貼具有顯著的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。但是，在不同政府補(bǔ)貼區(qū)間內(nèi)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入存在門檻效應(yīng)。當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度位于第一門檻區(qū)間內(nèi)時(shí)，其影響系數(shù)為0.955，當(dāng)位于第二門檻區(qū)間內(nèi)時(shí)影響系數(shù)縮小為0.606，在第三區(qū)間內(nèi)時(shí)進(jìn)一步縮小為0.368，這表明隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的逐漸提升，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響逐漸弱化，當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度低于0.012 時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用最大。因此，隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的增加，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響是逐步縮小的，假設(shè)1 得到驗(yàn)證。

表5政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的門檻效應(yīng)估計(jì)結(jié)果

控制變量中企業(yè)規(guī)模（Size）對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響顯著為正，企業(yè)規(guī)模增大會(huì)提高其研發(fā)投入；主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率（Grow）和企業(yè)利潤(rùn)率（ROA）對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具有顯著負(fù)向影響，說明當(dāng)前成長(zhǎng)性和盈利性較好的企業(yè)具有一定的創(chuàng)新惰性；企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響顯著為負(fù)，說明企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿較高，難以增加研發(fā)投入；大股東持股比例（Share1）和資本密集度（Cap）影響系數(shù)為正，但兩者均沒有達(dá)到5%水平的顯著性；企業(yè)年齡（Age）對(duì)研發(fā)投入具有顯著的正向影響，說明隨著企業(yè)年齡的增加，其從事研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)更為豐富，相對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度也持續(xù)提高?，F(xiàn)金存量（Cash）對(duì)研發(fā)投入具有正向促進(jìn)作用，表明融資約束企業(yè)對(duì)內(nèi)部資金存量具有依賴性，持有現(xiàn)金可以起到平滑研發(fā)投入的作用，但是借款（Loan）對(duì)研發(fā)投入具有顯著的負(fù)向影響。

表5 第（2）列顯示，低融資約束企業(yè)中政府補(bǔ)貼的門檻效應(yīng)基本與全樣本的回歸結(jié)果一致，隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的不斷增加，政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的影響系數(shù)逐漸縮小，當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度低于0.014 時(shí)，其影響系數(shù)最大（0.854）。盡管政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響逐步縮小，但還未呈現(xiàn)出擠出效應(yīng)。這可能是由于政府補(bǔ)貼強(qiáng)度沒有達(dá)到產(chǎn)生擠出效應(yīng)的門檻值，因此進(jìn)一步提高政府的研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度，優(yōu)化研發(fā)補(bǔ)貼分配結(jié)構(gòu)，仍然有利于發(fā)揮和釋放政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用。

表5 第（3）列顯示，不同于全體樣本和低融資約束組樣本，在面臨較高融資約束的企業(yè)中，當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度位于第一區(qū)間內(nèi)時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響為0.161，但是不具有顯著性。在受到較大融資約束的企業(yè)中，政府補(bǔ)貼不僅用于補(bǔ)償研發(fā)項(xiàng)目私人收益和社會(huì)收益的差距，還需用于改善企業(yè)較高融資約束的限制，因而當(dāng)補(bǔ)貼資金較少時(shí)，政府補(bǔ)貼難以發(fā)揮對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。因此，當(dāng)政府補(bǔ)貼額度較少時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)低融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的促進(jìn)作用，但是對(duì)高融資約束企業(yè)不具有促進(jìn)作用，假設(shè)2a 得到驗(yàn)證。

在高融資約束企業(yè)中，當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度位于第二區(qū)間（0.004，0.012]時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)為1.397，在1%水平上顯著，并且大于政府補(bǔ)貼在低融資約束企業(yè)的最大效應(yīng)系數(shù)（0.854）；當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度增加到第三區(qū)間（0.012，+）時(shí)，影響系數(shù)縮小為0.674，但仍然高于低融資約束企業(yè)在對(duì)應(yīng)區(qū)間的影響系數(shù)（0.57 和0.252）。上述結(jié)果表明，隨著政府補(bǔ)貼規(guī)?？缭揭欢ǖ拈T檻水平（0.004），政府補(bǔ)貼對(duì)高融資約束企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用大于低融資約束企業(yè)，假設(shè)2b 得到驗(yàn)證。

相對(duì)于低融資約束企業(yè)，將更大規(guī)模的政府補(bǔ)貼資金分配給高融資約束企業(yè)，將發(fā)揮更大的促進(jìn)效應(yīng)，有助于提升政府補(bǔ)貼政策的總體作用效果。

（三）融資約束指標(biāo)合理性的檢驗(yàn)

本文借鑒孫靈燕和李榮林（2012）的做法，采用“利息支出/固定資產(chǎn)凈值”作為企業(yè)外部融資指標(biāo)，將上市企業(yè)劃分為兩組，該指標(biāo)較小時(shí)，表明企業(yè)難以獲取外部融資，即面臨較高的融資約束。為檢驗(yàn)上述劃分融資約束程度的合理性，借鑒Fazarri et al.（1988）的方法檢驗(yàn)研發(fā)投資—現(xiàn)金流敏感性。Fazarri et al.（1988）認(rèn)為當(dāng)企業(yè)難以獲取外部資金時(shí)，企業(yè)的投資行為將主要依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，因此研發(fā)投資對(duì)現(xiàn)金流極為敏感。企業(yè)現(xiàn)金流充裕時(shí)，研發(fā)投資也將增多；現(xiàn)金流不足時(shí)，研發(fā)投資亦隨之減少。模型設(shè)定如下：

其中，RD 表示研發(fā)投資，Q 是托賓q，表示企業(yè)投資機(jī)會(huì)，CF 是企業(yè)現(xiàn)金流，K 是指企業(yè)固定資產(chǎn)凈值；Size、Grow 和Lev 分別表示企業(yè)規(guī)模、成長(zhǎng)性和資產(chǎn)負(fù)債率，用來作為控制變量。根據(jù)Fazarri et al.（1988）的研究，當(dāng)θ2顯著大于0 時(shí)，表示企業(yè)研發(fā)投資與現(xiàn)金流存在敏感性，企業(yè)面臨外部融資約束。

表6 給出了研發(fā)投資與現(xiàn)金流敏感性的檢驗(yàn)結(jié)果，為了防止異方差和序列相關(guān)的影響，在第（2）—（5） 列采用Driscoll-Kraay 穩(wěn)健性估計(jì)調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)差。

表6 的實(shí)證結(jié)果顯示，在全樣本中，企業(yè)現(xiàn)金流對(duì)研發(fā)投資具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，其標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)為0.109，在1%水平上顯著，表明研發(fā)投資對(duì)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴性較強(qiáng)，當(dāng)內(nèi)部現(xiàn)金流充裕時(shí)，企業(yè)傾向于將更多資金用于研發(fā)活動(dòng)，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流匱乏時(shí)，企業(yè)將減少研發(fā)投資。從全樣本結(jié)果可知，研發(fā)投資與現(xiàn)金流具有敏感性關(guān)系，這表明，整體上企業(yè)研發(fā)投資活動(dòng)面臨著一定程度的融資約束，外部融資渠道受阻。

進(jìn)一步探討不同外部融資下企業(yè)研發(fā)投資與現(xiàn)金流的敏感性，表6 第（4）、第（5）列分別給出了高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)的回歸結(jié)果。由第（4）列可知，在高融資約束企業(yè)中，內(nèi)部現(xiàn)金流對(duì)研發(fā)投資的影響為正，其標(biāo)準(zhǔn)化影響系數(shù)較大（0.169），高于全樣本中的對(duì)應(yīng)系數(shù)（0.109），在1%水平上顯著，這表明研發(fā)投資與內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性程度更強(qiáng)，企業(yè)研發(fā)活動(dòng)嚴(yán)重依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流狀況，當(dāng)企業(yè)存在研發(fā)投資需求時(shí)，難以通過金融機(jī)構(gòu)獲取融資，融資約束程度較高。由第（5）列可知，在低融資約束企業(yè)中，企業(yè)現(xiàn)金流對(duì)研發(fā)投資的影響不具有顯著性，且影響系數(shù)很?。?.000），說明企業(yè)研發(fā)投資與內(nèi)部現(xiàn)金流不存在敏感性，由于能夠有效獲取外部資金，這類企業(yè)的研發(fā)投資活動(dòng)不會(huì)面臨較大的融資約束。

因此，將“利息支出/固定資產(chǎn)凈值”作為企業(yè)外部融資程度的指標(biāo)，可有效區(qū)分高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)。

表6研發(fā)投資—現(xiàn)金流敏感性檢驗(yàn)

表7高、低融資約束兩個(gè)樣本政府補(bǔ)貼均值差異檢驗(yàn)

（四）政府補(bǔ)貼的分配差異

本文研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的影響在不同融資約束的企業(yè)中存在差異，當(dāng)政府補(bǔ)貼較少時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)低融資約束企業(yè)具有顯著的促進(jìn)作用，但對(duì)高融資約束企業(yè)不具有顯著促進(jìn)影響；當(dāng)政府補(bǔ)貼跨越一定門檻之后，政府補(bǔ)貼對(duì)高融資約束企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用大于低融資約束企業(yè)。那么，政府補(bǔ)貼是否更多的流向面臨融資約束的企業(yè)？ 這是準(zhǔn)確判斷和評(píng)價(jià)當(dāng)前政府補(bǔ)貼政策績(jī)效的關(guān)鍵?；诖耍疚膶?duì)高融資約束企業(yè)和低融資約束企業(yè)兩組樣本中政府補(bǔ)貼的均值差異性進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果列于表7。

表7 顯示，面臨較高融資約束企業(yè)的政府補(bǔ)貼為2372.99 萬(wàn)元，而較低融資約束企業(yè)的政府補(bǔ)貼為3453.16 萬(wàn)元，對(duì)兩個(gè)樣本均值的差異檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，t 值為-4.7，拒絕兩組樣本中政府補(bǔ)貼不存在顯著差異的原假設(shè)，即高融資約束企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼規(guī)模顯著低于低融資約束企業(yè)，表明政府補(bǔ)貼更多地流入給資金充裕的低融資約束企業(yè)。

考慮到政府補(bǔ)貼只有在跨越一定門檻后，才對(duì)高融資約束企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，而且政府補(bǔ)貼對(duì)高融資約束企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用更大，這說明政府補(bǔ)貼的分配與政府補(bǔ)貼作用效果之間存在一定的錯(cuò)配，調(diào)整政府補(bǔ)貼對(duì)低融資約束企業(yè)的分配傾向性，將有利于提高政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。

四、結(jié)論與啟示

如何提升政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新效應(yīng)是實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的關(guān)鍵所在。為了探討影響政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入作用的因素，采用中國(guó)1040 家制造業(yè)上市公司的微觀數(shù)據(jù)，分析了政府對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用機(jī)理，并提出研究假設(shè)，運(yùn)用面板門檻模型實(shí)證檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，并討論政府補(bǔ)貼對(duì)不同融資約束企業(yè)研發(fā)投入的作用差異。主要結(jié)論如下：（1）政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入具的影響有門檻效應(yīng)，即隨著政府補(bǔ)貼的增加，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用逐步減小。（2）當(dāng)補(bǔ)貼規(guī)模較小時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)低融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有顯著促進(jìn)作用，但對(duì)高融資約束企業(yè)研發(fā)投入不存在促進(jìn)作用。（3）當(dāng)補(bǔ)貼規(guī)?？缭揭欢ㄩT檻之后，政府補(bǔ)貼對(duì)高融資約束企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的促進(jìn)作用，而且大于對(duì)低融資約束企業(yè)的促進(jìn)作用。（4）低融資約束企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼顯著多于高融資約束企業(yè)，表明政府補(bǔ)貼的流向與作用效果之間存在偏差。

企業(yè)融資約束不僅是阻礙研發(fā)投入的重要因素，并且融資約束還影響政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用大小。本文結(jié)論蘊(yùn)含的政策含義：一是完善政府補(bǔ)貼分配的評(píng)估體系。當(dāng)前政府補(bǔ)貼分配的評(píng)估體系傾向于“挑選勝者”，給予資金充裕的企業(yè)更多補(bǔ)貼，而融資約束企業(yè)因缺乏資金中斷了一批研發(fā)項(xiàng)目。通過完善政府補(bǔ)貼分配的評(píng)估體系，改變當(dāng)前“挑選勝者”的補(bǔ)貼分配傾向，實(shí)現(xiàn)政府補(bǔ)貼傾向由低融資約束企業(yè)向高融資約束企業(yè)轉(zhuǎn)變，可以提高政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效果。二是大幅增加對(duì)高融資約束企業(yè)的補(bǔ)貼額度。由于自身融資約束的限制，政府補(bǔ)貼強(qiáng)度需要跨越門檻值后才呈現(xiàn)出擠入效應(yīng)，因此在完善分配評(píng)估體系的基礎(chǔ)上，通過實(shí)行差異化補(bǔ)貼額度的分配方式，大幅增加對(duì)高融資約束企業(yè)的補(bǔ)貼資金，促進(jìn)融資約束企業(yè)獲取更多的政府資金，提高自身研發(fā)投入。

注釋：

①資料來源：歐盟統(tǒng)計(jì)局，https：//ec.europa.eu/eurostat/databrowser/view/tsc00031/default/table?lang=en