李 坤

（揚(yáng)州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 揚(yáng)州 225127）

一、引言

中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)發(fā)布《2017·中國企業(yè)經(jīng)營者問卷跟蹤調(diào)查報(bào)告》顯示，融資約束仍是當(dāng)前企業(yè)經(jīng)營發(fā)展所面臨的主要困境之一，而科技型企業(yè)緣于其資產(chǎn)結(jié)構(gòu)特性及處于生命周期的初期階段，融資約束問題尤為突出（顧群和翟淑萍，2014）[1]?？萍紕?chuàng)新具有一定的正外部性，因此，并不只有私人資本有利于革命性產(chǎn)業(yè)早期的發(fā)展，事實(shí)上，大多數(shù)歐洲國家和美國、日本在趕超時(shí)期的不同領(lǐng)域都得到了政府有力支持，包括資金、技術(shù)、人才等政策（佩蕾絲，2007）[2]。我國于1999 年批準(zhǔn)設(shè)立了科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金，通過無償資助、貸款貼息和資本金投入三種方式，支持科技型中小企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。2006 年中國政府頒布《實(shí)施〈國家中長(zhǎng)期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要（2006—2020 年）〉的若干配套政策》，明確提出要完善促進(jìn)高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展的稅收政策，發(fā)揮財(cái)政資金對(duì)激勵(lì)企業(yè)自主創(chuàng)新的引導(dǎo)作用，推動(dòng)建設(shè)創(chuàng)新型國家。

然而現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)政府補(bǔ)助效應(yīng)的研究結(jié)論不盡相同，有學(xué)者研究認(rèn)為，政府補(bǔ)助不僅可以有效緩解企業(yè)的資源約束，還可以起到信號(hào)傳遞作用從而緩解企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)性項(xiàng)目的資源約束，而且能夠進(jìn)一步增強(qiáng)管理者的經(jīng)營信念，以增強(qiáng)企業(yè)主觀層面的風(fēng)險(xiǎn)接納程度（毛其淋和許家云，2016；陳璐等，2019）[3-4]；但也有學(xué)者研究認(rèn)為，政府補(bǔ)助這一扶持性政策滋生了企業(yè)通過獲得補(bǔ)助以獲利的“惰性”（高翔和獨(dú)旭，2017）[5]，對(duì)從事風(fēng)險(xiǎn)投資的科技型企業(yè)具有一定的擠出效應(yīng)。政府補(bǔ)助究竟能否緩解科技型企業(yè)的融資約束或發(fā)揮信號(hào)傳遞作用從而有助于企業(yè)的外源性融資，值得進(jìn)一步深入研究，尤其有必要結(jié)合科技型企業(yè)的異質(zhì)性探究政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)融資機(jī)制的影響。

基于以上思考和困惑，本文基于2010—2018 年創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證探討異質(zhì)性層面下政府補(bǔ)助對(duì)科技型企業(yè)融資機(jī)制的影響，并運(yùn)用工具變量法對(duì)異質(zhì)性層面下的作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。與已有文獻(xiàn)相比，本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，厘清異質(zhì)性層面下政府補(bǔ)助影響企業(yè)融資方式的作用機(jī)理，指出了股權(quán)融資還是債權(quán)融資是政府補(bǔ)助緩解企業(yè)融資約束的關(guān)鍵，這一分析豐富了政府補(bǔ)助與企業(yè)融資機(jī)制的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，運(yùn)用創(chuàng)業(yè)板上市公司的面板數(shù)據(jù)和兩階段最小二乘法（2SLS）對(duì)理論假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，不僅探討了政府補(bǔ)助緩解企業(yè)融資約束的作用機(jī)理，而且分析了企業(yè)商譽(yù)含量、所有制形式等異質(zhì)性因素下政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)外源性融資的作用機(jī)理。

二、理論分析與研究假說

科技型企業(yè)的融資約束問題一直都是阻礙其發(fā)展的主要瓶頸，如何緩解科技型企業(yè)融資難、融資貴問題也一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。究其根本緣由在于企業(yè)外部投資者與企業(yè)內(nèi)部存在著嚴(yán)重的信息不對(duì)稱。當(dāng)信息不對(duì)稱在企業(yè)內(nèi)外部之間存在，外部投資者很可能會(huì)要求企業(yè)支付溢價(jià)來獲取外源性融資，由此造成了企業(yè)外部融資成本的增加，產(chǎn)生融資約束（Myers 和Majluf，1984）[6]。企業(yè)內(nèi)外部信息不對(duì)稱程度越高，產(chǎn)生的融資約束問題就越嚴(yán)重（Kaplan 和Zingales，1997）[7]。因此，如何降低內(nèi)外部之間的信息不對(duì)稱程度、緩解科技型企業(yè)的融資約束已成為中國各級(jí)政府部門亟待解決的問題。Takalo 和Tanayama（2010）[8]運(yùn)用博弈分析方法指出，政府補(bǔ)助對(duì)于緩解科技型企業(yè)的融資約束具有顯著的正向作用。

政府對(duì)科技型企業(yè)提供補(bǔ)助既可為企業(yè)提供相應(yīng)的資金支持，一定程度上減少企業(yè)對(duì)外部市場(chǎng)資金的需求，同時(shí)也通過向外部釋放出積極信號(hào)降低企業(yè)內(nèi)外部之間的信息不對(duì)稱程度，進(jìn)而緩解其融資約束。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：政府補(bǔ)助能夠緩解科技型企業(yè)的融資約束。

各級(jí)政府通常提供的補(bǔ)助金額比較有限，并不能直接緩解科技型企業(yè)的融資約束。政府對(duì)某一行業(yè)中的企業(yè)提供補(bǔ)助，往往向市場(chǎng)傳遞一個(gè)重要的利好消息，該行業(yè)獲得了國家層面的政策支持，同時(shí)，也表明了其是此行業(yè)中的優(yōu)勢(shì)企業(yè)。降低信息不對(duì)稱是緩解融資約束的主要途徑，政府補(bǔ)助這一啟示性行為向外部投資者傳遞了正向信號(hào)（郭玥，2018）[9]，從而有效減少了科技型企業(yè)與外部投資者之間的信息不對(duì)稱。政府補(bǔ)助的對(duì)象通常都是那些更有發(fā)展?jié)摿Α⒏転樯鐣?huì)帶來效益的行業(yè)和項(xiàng)目，因此政府補(bǔ)助表明其對(duì)企業(yè)經(jīng)營理念、投資項(xiàng)目及其前景的認(rèn)同。在其他狀況都相同的情境下，獲得政府補(bǔ)助的企業(yè)更容易得到外部投資者的青睞。股權(quán)融資和債權(quán)融資作為科技型企業(yè)外源性融資的主要來源，政府補(bǔ)助這一行為能夠有效發(fā)揮信號(hào)傳遞作用，降低內(nèi)外部之間的信息不對(duì)稱程度，進(jìn)而緩解企業(yè)融資約束，促進(jìn)科技型企業(yè)的股權(quán)融資和債權(quán)融資。風(fēng)險(xiǎn)投資是科技型企業(yè)可以從外部獲得的除創(chuàng)始發(fā)起人出資以外的最主要股權(quán)融資。當(dāng)政府補(bǔ)助的信號(hào)釋放后被外部風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)或個(gè)人獲取，將有利于股權(quán)融資的增加（傅利平和李小靜，2014）[10]。科技型企業(yè)在股權(quán)融資過程中，當(dāng)企業(yè)的價(jià)值被外部投資者高估時(shí)，外部投資者也更愿意對(duì)企業(yè)進(jìn)行股權(quán)投資。政府補(bǔ)助能夠有效地向外部風(fēng)險(xiǎn)投資者釋放出“好企業(yè)”信號(hào)，引導(dǎo)其入股“好企業(yè)”。

朱治理等（2016）[11]則提出了政府補(bǔ)助對(duì)股權(quán)融資的信號(hào)傳遞作用無顯著性?？萍夹推髽I(yè)是創(chuàng)新型企業(yè)，其研發(fā)等主要生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)具有較大的不確定性，債權(quán)人往往會(huì)要求較高的利率支付水平。其一，盡管向企業(yè)發(fā)放貸款被投資者視為一種較為穩(wěn)固的投資方式，但外部投資者還是傾向于投資盈利能力強(qiáng)的企業(yè)，以應(yīng)對(duì)債務(wù)人不能如期償付本利的風(fēng)險(xiǎn)。政府補(bǔ)助能夠有效地向外部債權(quán)投資者釋放出“好企業(yè)”信號(hào)，引導(dǎo)其投資“好企業(yè)”。其二，政府補(bǔ)助會(huì)被外部債權(quán)投資者視作是一種隱性擔(dān)保，能夠降低投資者對(duì)信貸風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)期，增加對(duì)獲補(bǔ)助企業(yè)的信任度。其三，融資優(yōu)序理論認(rèn)為企業(yè)首先選擇無交易成本的內(nèi)源融資，其次是可以為企業(yè)帶來節(jié)稅利益的債權(quán)融資，最后是會(huì)分散企業(yè)控制權(quán)的股權(quán)融資。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2a：對(duì)于高融資約束的科技型企業(yè)而言，政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)企業(yè)的股權(quán)融資；

假設(shè)2b：對(duì)于高融資約束的科技型企業(yè)而言，政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)企業(yè)的債權(quán)融資。

假設(shè)2 是對(duì)假設(shè)1 作用機(jī)制的檢驗(yàn)。一方面，探討了政府補(bǔ)助對(duì)何種外源性融資方式起到了促進(jìn)作用；另一方面，也反映了中國科技型企業(yè)融資約束程度的高低對(duì)其股權(quán)融資以及債權(quán)融資的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)計(jì)

基于以上的理論分析，本文構(gòu)建面板模型，基本形式如下所示：

為檢驗(yàn)假設(shè)1，構(gòu)建模型（1）：

為檢驗(yàn)假設(shè)2a，構(gòu)建模型（2）：

為檢驗(yàn)假設(shè)2b，構(gòu)建模型（3）：

其中，在模型（1）中，SAit表示企業(yè)i在t年的融資約束，Govit表示企業(yè)i在t年的政府補(bǔ)助額度。controlsit表示其他的控制變量，包括：資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）表明企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力；銷售增長(zhǎng)率（Sale）反映企業(yè)的成長(zhǎng)性；資產(chǎn)有形性（PPE）反映企業(yè)的擔(dān)保能力；產(chǎn)權(quán)比率（DER）衡量企業(yè)的財(cái)務(wù)杠桿。此外，還考慮到了宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）、行業(yè)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)。在模型（2）、模型（3）中，Equityit表示企業(yè)i在t年的股權(quán)融資，Debtit表示企業(yè)i在t年的債權(quán)融資，SAitΓGovit為融資約束與政府補(bǔ)助的交互項(xiàng)，其他控制變量與模型（1）相同。進(jìn)一步，各變量定義說明如下。

1.融資約束。關(guān)于企業(yè)融資約束的衡量學(xué)術(shù)界一直沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)于融資約束的衡量指標(biāo)可選擇KZ 指數(shù)、WW 指數(shù)和SA 指數(shù)進(jìn)行度量。但是KZ 指數(shù)和WW 指數(shù)都包含了內(nèi)生性特征的融資變量。KZ 指數(shù)并不能真實(shí)反映企業(yè)的融資約束狀況，甚至認(rèn)為KZ 指數(shù)的度量結(jié)果存在著不少反事實(shí)情況（Whited 和Wu，2006）[12]；WW 指數(shù)主要測(cè)度企業(yè)的股權(quán)融資約束，而本文測(cè)度的是企業(yè)整體的外源性融資。因此，借鑒Hadlock 和Pierce（2010）[13]用企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模兩個(gè)外生變量構(gòu)建相對(duì)穩(wěn)健的融資約束代理變量SA指數(shù)。具體計(jì)算公式如下：

其中，Size是企業(yè)百萬元資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)，Age是企業(yè)年齡。SA指數(shù)為負(fù)數(shù)，SA指數(shù)越大，融資約束越高。

2.企業(yè)特征。本文實(shí)證分析選取的反映企業(yè)微觀層面的主要解釋變量和控制變量，已在基本回歸方程設(shè)定模塊進(jìn)行了闡釋，以下主要對(duì)這些變量的具體含義和計(jì)算方法進(jìn)行說明。政府補(bǔ)助（Gov）用政府補(bǔ)助金額的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行度量（陳璐等，2019）[4]；市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）進(jìn)行度量，即用營業(yè)收入除以總資產(chǎn)；銷售增長(zhǎng)率（Sale）反映企業(yè)的成長(zhǎng)性，用企業(yè)當(dāng)年?duì)I業(yè)收入與上年?duì)I業(yè)收入的差除以上年?duì)I業(yè)收入；擔(dān)保能力用企業(yè)的資產(chǎn)有形性（PPE）進(jìn)行度量，用存貨凈額與固定資產(chǎn)凈額之和除以總資產(chǎn)；產(chǎn)權(quán)比率（DER）衡量企業(yè)的財(cái)務(wù)杠桿，用總負(fù)債除以凈資產(chǎn)。此外，宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（RGDP）、行業(yè)效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)，則分別用各省級(jí)層面人均GDP 增速、行業(yè)和年份的啞變量進(jìn)行控制。表1 對(duì)本文使用的主要變量的計(jì)算方法進(jìn)行了總結(jié)。

表1 主要變量定義與說明

（二）樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2010—2018 年中國創(chuàng)業(yè)板非金融保險(xiǎn)類上市公司，剔除農(nóng)林牧漁、倉儲(chǔ)、文化藝術(shù)等三類非科技型企業(yè)，剔除沒有披露本文研究相關(guān)數(shù)據(jù)的企業(yè)，并對(duì)連續(xù)變量在1%分位兩端進(jìn)行Winsorize縮尾處理，以防止異常值的影響，獲得了有效觀測(cè)樣本3 171 個(gè)。本文的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，并用銳思（RESSET）數(shù)據(jù)庫對(duì)部分樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了校驗(yàn)。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)。主要變量中，樣本企業(yè)中的SA 指數(shù)均值約為-3.216，股權(quán)融資（Equity）的均值為0.106，但標(biāo)準(zhǔn)差為0.246，且其最小值與最大值相差大，債權(quán)融資（Debt）的均值為0.262，標(biāo)準(zhǔn)差為0.148，最大值為0.874，最小值為0.011，表明中國科技型企業(yè)的外部融資的情況差異較大，同時(shí)也表明有必要促進(jìn)科技型企業(yè)的外源性融資，降低融資約束，縮小科技型企業(yè)間外部融資的差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸結(jié)果分析

1.政府補(bǔ)助與融資約束：基礎(chǔ)回歸。表3 報(bào)告了政府補(bǔ)助對(duì)科技型企業(yè)融資約束影響的回歸結(jié)果。第（1）列結(jié)果顯示政府補(bǔ)助與企業(yè)融資約束結(jié)果顯著為負(fù)，表明政府補(bǔ)助能夠顯著緩解科技型企業(yè)的融資約束。第（2）列～第（4）列分別加入微觀變量、宏觀變量，并控制年份和行業(yè)效應(yīng)后，政府補(bǔ)助仍能夠顯著緩解科技型企業(yè)的融資約束，且均在1%的水平下顯著。第（5）列控制了公司層面的群聚效應(yīng)（cluster），所得政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)在1%的水平下依舊顯著為負(fù)，同時(shí)也表明模型（1）的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。假設(shè)1 成立。

表3 政府補(bǔ)助與融資約束

2.政府補(bǔ)助與融資約束：作用機(jī)制檢驗(yàn)。政府補(bǔ)助能夠有效緩解科技型企業(yè)的融資約束，那么政府補(bǔ)助能否有效促進(jìn)高融資約束企業(yè)的外源性融資。科技型企業(yè)的融資約束程度不同，政府補(bǔ)助促進(jìn)企業(yè)外源性融資的實(shí)際效果可能就會(huì)存在差異。表4 報(bào)告了政府補(bǔ)助影響企業(yè)融資約束機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 政府補(bǔ)助緩解融資約束的機(jī)制檢驗(yàn)

表4（1）列結(jié)果顯示政府補(bǔ)助與企業(yè)的股權(quán)融資結(jié)果為負(fù)，但不顯著。從政府補(bǔ)助與融資約束的交互項(xiàng)來看，其回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，這表明政府補(bǔ)助并不能夠顯著促進(jìn)高融資約束企業(yè)的股權(quán)融資。因此，假設(shè)2a 不成立。

表4 第（2）列呈現(xiàn)的是政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)債權(quán)融資的作用機(jī)制。政府補(bǔ)助與企業(yè)債權(quán)融資的結(jié)果在5%的水平上顯著為正，這表明政府補(bǔ)助能夠顯著促進(jìn)科技型企業(yè)的債權(quán)融資。從政府補(bǔ)助與融資約束的交互項(xiàng)來看，其回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這表明政府補(bǔ)助能夠顯著促進(jìn)高融資約束企業(yè)的債權(quán)融資。因此，假設(shè)2b 得證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.度量指標(biāo)選擇的穩(wěn)健性。為保證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健可靠，對(duì)衡量企業(yè)微觀特征的控制變量進(jìn)行了替換。分別用長(zhǎng)期借款與總資產(chǎn)之比（LLT）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)密集度（Invint）①資產(chǎn)密集度（Invint）=非流動(dòng)資產(chǎn)/ 總資產(chǎn)。，衡量企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力、財(cái)務(wù)杠桿、成長(zhǎng)性、擔(dān)保能力。表5 報(bào)告了替換控制變量之后的回歸結(jié)果，可以看出變換控制變量后的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果依舊與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，且回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著。

表5 更換控制變量

2.不同計(jì)量模型的穩(wěn)健性。樣本中企業(yè)的債權(quán)融資以及股權(quán)融資存在部分的缺失值，本文用平均值進(jìn)行了代替，以縮減樣本量的丟失。為了削弱OLS回歸可能存在的遺漏變量和反向因果等內(nèi)生性問題，本文使用同一行業(yè)、同一城市企業(yè)獲得的平均政府補(bǔ)助自然對(duì)數(shù)作為觀測(cè)企業(yè)補(bǔ)貼強(qiáng)度的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行估計(jì)。其中，模型（1）的核心變量的回歸結(jié)果如表6（1）列所示，政府補(bǔ)助對(duì)融資約束的直接影響顯著為負(fù)，即假說1 穩(wěn)健成立。模型（2）和模型（3）的核心變量的回歸結(jié)果如表6（2）列、表6（3）列所示，各回歸系數(shù)符號(hào)均與表4 一致，即假設(shè)2b 也穩(wěn)健成立。

表6 2SLS 回歸結(jié)果

五、政府補(bǔ)助與科技型企業(yè)融資約束：異質(zhì)性檢驗(yàn)

（一）企業(yè)商譽(yù)視角

按照現(xiàn)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，自創(chuàng)商譽(yù)不確認(rèn)，只有并購過程中形式的商譽(yù)才予以確認(rèn)。因此，商譽(yù)是企業(yè)在并購的過程中產(chǎn)生的，往往企業(yè)商譽(yù)的價(jià)值越大，則其發(fā)生并購的次數(shù)或規(guī)模就越大。從表7（1）列、表7（2）列的回歸系數(shù)看出，無論科技型企業(yè)是否存在商譽(yù)，政府補(bǔ)助都顯著緩解了企業(yè)的融資約束。存在商譽(yù)的科技型企業(yè)的政府補(bǔ)助回歸系數(shù)大于不存在商譽(yù)的樣本，這可能是因?yàn)榇嬖谏套u(yù)的科技型企業(yè)往往進(jìn)行了多次或大規(guī)模的并購，并購導(dǎo)致了更多的外部資金需求，從而遭受了更為嚴(yán)重的融資約束，政府補(bǔ)助這一舉措有效緩解了存在商譽(yù)企業(yè)的融資約束。而不存在商譽(yù)的科技型企業(yè)本身可能面臨著更小的融資約束，因而其政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)略小于存在商譽(yù)的企業(yè)。

表7 異質(zhì)性分析結(jié)果

（二）企業(yè)所有制視角

不同的企業(yè)性質(zhì)在經(jīng)營理念、資源的獲得優(yōu)勢(shì)上均存在差異，因此本文根據(jù)國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，將民營企業(yè)和外資企業(yè)劃分為非國有企業(yè)，將央企、省國企和其他國企劃分為國有企業(yè)。政府補(bǔ)助的回歸結(jié)果如表7（3）列、表7（4）列所示，非國有企業(yè)的回歸系數(shù)略大于國有企業(yè)，說明比起國有企業(yè)政府補(bǔ)助更能有效緩解非國有企業(yè)的融資約束。由于國有企業(yè)更能得到外部投資者的青睞，因此融資能力較強(qiáng)。

六、政府補(bǔ)助對(duì)科技型企業(yè)融資機(jī)制的影響：異質(zhì)性作用機(jī)制檢驗(yàn)

（一）企業(yè)商譽(yù)視角

對(duì)于存在商譽(yù)的企業(yè)而言，表8（1）列融資約束與股權(quán)融資的回歸系數(shù)顯著為正，而與表8（2）列債權(quán)融資的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明存在商譽(yù)企業(yè)會(huì)在陷入融資困境時(shí)傾向于股權(quán)融資。但是，表8（2）列政府補(bǔ)助與融資約束的交互項(xiàng)顯著為正，說明政府補(bǔ)助能夠顯著促進(jìn)存在商譽(yù)企業(yè)的債權(quán)融資，而對(duì)表8（1）列股權(quán)融資的影響顯著為負(fù)，說明政府補(bǔ)助能夠促使高融資約束的存在商譽(yù)企業(yè)減少股權(quán)融資方式，而傾向于選擇債權(quán)融資。這一實(shí)證結(jié)果與融資次序理論相符。而對(duì)于不存在商譽(yù)的企業(yè)而言，表8（3）列、表8（4）列回歸結(jié)果表明，政府補(bǔ)助對(duì)其作用機(jī)制不明顯，政府補(bǔ)助雖然增加了不存在商譽(yù)的企業(yè)的資金來源，但在對(duì)外傳遞的正向信號(hào)上不如存在商譽(yù)的企業(yè)表現(xiàn)明顯。

表8 商譽(yù)視角下政府補(bǔ)助對(duì)科技型企業(yè)融資機(jī)制的影響

（二）企業(yè)所有制視角

表9（1）列、表9（2）列實(shí)證結(jié)果表明，政府補(bǔ)助對(duì)國有企業(yè)的作用機(jī)制不明顯。這是因?yàn)閲衅髽I(yè)相對(duì)于非國有企業(yè)對(duì)政府補(bǔ)助的敏感度不高，這可能是因?yàn)閲衅髽I(yè)對(duì)資金的利用效率不夠高，也可能是因?yàn)橄鄬?duì)于非國有企業(yè)，國有企業(yè)面臨著更輕的融資約束現(xiàn)狀。表9（3）列、表9（4）列實(shí)證結(jié)果顯示，非國有企業(yè)融資約束與股權(quán)融資的回歸系數(shù)顯著為正，而與債權(quán)融資的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明非國有企業(yè)在陷入融資約束困境時(shí)，會(huì)增加股權(quán)融資。但是，表9（3）列政府補(bǔ)助與融資約束的交互項(xiàng)不顯著。表9（4）列政府補(bǔ)助與融資約束交互項(xiàng)顯著為正，表明政府補(bǔ)助促進(jìn)了高融資約束非國有企業(yè)的債權(quán)融資，而對(duì)非國有企業(yè)的股權(quán)融資作用不明顯，這一實(shí)證結(jié)果與融資優(yōu)序理論相符。

表9 所有制視角下政府補(bǔ)助對(duì)科技型企業(yè)融資機(jī)制的影響

七、結(jié)論和政策含義

本文從政府補(bǔ)助、融資約束和企業(yè)外源性融資方式的相互關(guān)系和作用機(jī)理入手，借助2010—2018年中國創(chuàng)業(yè)板3 171 家公司年度樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了政府補(bǔ)助對(duì)科技型企業(yè)融資約束的影響結(jié)果及其異質(zhì)性作用機(jī)理，得到了以下三點(diǎn)有意義的發(fā)現(xiàn)：（1）政府補(bǔ)助有助于緩解科技型企業(yè)的融資約束，促進(jìn)企業(yè)的外源性融資。（2）政府補(bǔ)助緩解融資約束促進(jìn)企業(yè)外源性融資的作用機(jī)制，主要表現(xiàn)在債權(quán)融資方面。政府補(bǔ)助對(duì)外部投資者產(chǎn)生了一定的信號(hào)作用，極大地消除了企業(yè)內(nèi)外部之間的信息不對(duì)稱，從而緩解了科技型企業(yè)的融資約束。（3）異質(zhì)性分析層面，政府補(bǔ)助都能有效緩解各類異質(zhì)性層面企業(yè)的融資約束，而在作用機(jī)制方面，存在商譽(yù)企業(yè)、非國有企業(yè)面臨著更為顯著的融資約束，而政府補(bǔ)助這一政策性舉措可以有效緩解其融資壓力。

科技創(chuàng)新發(fā)展是解決現(xiàn)階段中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨諸多問題的關(guān)鍵所在，關(guān)注中國科技型企業(yè)的發(fā)展、緩解其融資壓力是目前中國亟待解決的問題。首先，科技型企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展需要政府的積極作為，通過政府補(bǔ)助等系列措施緩解融資壓力。其次，政府補(bǔ)助這一扶持性政策對(duì)不同企業(yè)狀況、不同所有制形式的科技型企業(yè)具有不同的異質(zhì)作用。因此，要提升政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)發(fā)展的促進(jìn)效果，因地制宜開展政策扶持，提高國家公共資源的利用效率。最后，進(jìn)一步探究不同的政府補(bǔ)助政策對(duì)科技型企業(yè)的作用機(jī)理，提高資金融通的效率，這是我們下一步努力的方向。