馬晶梅，趙雨薇，肖艷紅，賈紅宇

(哈爾濱理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150080)

0 引言

制造業(yè)升級(jí)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要環(huán)節(jié)，創(chuàng)新是制造企業(yè)提高生產(chǎn)技術(shù)水平，實(shí)現(xiàn)工藝升級(jí)、產(chǎn)品升級(jí)乃至價(jià)值鏈升級(jí)的根本動(dòng)力和關(guān)鍵。由于創(chuàng)新資金投入巨大，創(chuàng)新成果及其價(jià)值難以預(yù)估，創(chuàng)新過程具有相當(dāng)程度的不確定性，這些均需要企業(yè)擁有穩(wěn)定、充足的資金來源作為保障。與此同時(shí)，國(guó)內(nèi)資本市場(chǎng)不夠完善，融資渠道相對(duì)單一，商業(yè)銀行貸款是企業(yè)最為主要的融資來源，大部分企業(yè)尤其是私營(yíng)企業(yè)和中小型企業(yè)自有資金和外部融資渠道均十分有限，普遍面臨融資困難。因此，優(yōu)化企業(yè)融資來源結(jié)構(gòu)、緩解其面臨的融資約束，對(duì)于降低融資成本及風(fēng)險(xiǎn)、提高企業(yè)創(chuàng)新積極性、推動(dòng)中國(guó)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

經(jīng)驗(yàn)研究表明，融資約束會(huì)顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新，同時(shí)，不同渠道融資對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新決策、創(chuàng)新模式和創(chuàng)新績(jī)效的影響有所差異[1-2]。較強(qiáng)的融資約束迫使企業(yè)在進(jìn)行創(chuàng)新決策時(shí)更為謹(jǐn)慎，因而能夠降低企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，提高創(chuàng)新效率[3]。根據(jù)融資優(yōu)序理論，企業(yè)傾向于優(yōu)先使用融資成本較低的內(nèi)部資金，增加內(nèi)源融資能夠促進(jìn)企業(yè)參與創(chuàng)新[4-5]。降低內(nèi)源融資約束可以有效激勵(lì)企業(yè)參與自主創(chuàng)新，但是，這種激勵(lì)效應(yīng)在中央及政府控股公司中沒有體現(xiàn)[6]。 企業(yè)創(chuàng)新投資不取決于內(nèi)源融資約束，而是主要受外源融資約束的影響[7]。通過減輕中小規(guī)模企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)以及高技術(shù)企業(yè)的外源融資約束，更能激勵(lì)企業(yè)參與創(chuàng)新[8]。

為了鼓勵(lì)創(chuàng)新，解決創(chuàng)新企業(yè)面臨的融資問題，各國(guó)紛紛采取減稅優(yōu)惠或補(bǔ)貼的扶持政策。關(guān)于財(cái)稅支持政策對(duì)創(chuàng)新影響的研究成果較多，但是沒有形成一致結(jié)論。部分學(xué)者[9-11]認(rèn)為減稅優(yōu)惠等財(cái)稅支持政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向擠入效應(yīng)，是政府促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的重要手段，并且對(duì)于技術(shù)密集型企業(yè)、國(guó)有企業(yè)和中小型企業(yè)創(chuàng)新投入的擠入效應(yīng)更為明顯。還有學(xué)者[12]以美國(guó)和法國(guó)企業(yè)為研究對(duì)象，得出財(cái)稅支持政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)的結(jié)論。鄭春美等[13]以創(chuàng)業(yè)板331家高新技術(shù)企業(yè)為樣本，同樣發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠會(huì)抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入。政府研發(fā)補(bǔ)貼會(huì)抑制高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新投入，并且對(duì)于非國(guó)有高新技術(shù)企業(yè)的負(fù)向影響更強(qiáng)[14]。

2008年，科技部、財(cái)政部、國(guó)家稅務(wù)總局聯(lián)合印發(fā) 《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》，規(guī)定了高新技術(shù)企業(yè)的認(rèn)定程序和條件，其中包括研發(fā)強(qiáng)度門檻的設(shè)定。然而， “門檻”會(huì)誘使企業(yè)采取迎合手段以滿足政策要求，導(dǎo)致政策性道德風(fēng)險(xiǎn)[15]。研發(fā)強(qiáng)度在門檻值附近不連續(xù)，其原因是由于部分企業(yè)采取研發(fā)操縱方式以獲取政策優(yōu)惠，并且這一現(xiàn)象更容易發(fā)生在民營(yíng)企業(yè)、盈利企業(yè)以及稅收監(jiān)管力度弱的區(qū)域[16]。由于采取研發(fā)操縱方式迎合制度的 “偽高新技術(shù)企業(yè)”創(chuàng)新績(jī)效較差，影響了政策的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)[17]。研發(fā)操縱對(duì)高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率之間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用[18]。研發(fā)操縱僅增加了企業(yè)實(shí)用新型專利的數(shù)量，沒有產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的創(chuàng)新成果，還對(duì)企業(yè)市場(chǎng)績(jī)效的提高起到抑制作用[19]。

融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的研究成果主要集中在對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響，關(guān)于創(chuàng)新決策的研究相對(duì)較少。本文基于創(chuàng)新決策視角，分析融資約束對(duì)創(chuàng)新決策的影響，并進(jìn)一步考察是否有企業(yè)出于制度迎合動(dòng)機(jī)，采取操縱研發(fā)支出的行為開展創(chuàng)新活動(dòng)，以及該行為對(duì)企業(yè)融資約束與創(chuàng)新決策之間的影響。

1 理論分析與研究假設(shè)

借鑒Gorodnichenko等[20]的模型，假設(shè)企業(yè)在壟斷競(jìng)爭(zhēng)條件下生產(chǎn)了產(chǎn)品ω，Ω為產(chǎn)品集合，Q為產(chǎn)品需求，σ為替代彈性，σ>1，消費(fèi)者需求偏好符合CES效用函數(shù)：

(1)

令Y為消費(fèi)者產(chǎn)品總支出，p、P分別為產(chǎn)品價(jià)格和價(jià)格指數(shù)，基于效用最大化對(duì)式 (1)求解，得到需求函數(shù)Q=YPσ-1p-1。對(duì)其求導(dǎo)，并假設(shè)企業(yè)邊際成本c不變，利潤(rùn)函數(shù)可表示為π0=pQ-cQ。根據(jù)利潤(rùn)最大化條件，得到產(chǎn)品最優(yōu)價(jià)格p=cσ/ (σ-1)，最優(yōu)利潤(rùn)函數(shù)可表示為：

(2)

創(chuàng)新往往需要企業(yè)在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)進(jìn)行較大規(guī)模的資金投入，主要是由于：第一，創(chuàng)新結(jié)果具有較高程度的不確定性和風(fēng)險(xiǎn)，雄厚的資金可以防止企業(yè)由于創(chuàng)新失敗而陷入經(jīng)營(yíng)困境；第二，創(chuàng)新是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，充足且持續(xù)投入的資金能夠保證企業(yè)不斷開發(fā)新工藝和新產(chǎn)品，以保持和獲取其市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)。從創(chuàng)新所需資金來源看，主要分為外源融資和內(nèi)源融資兩種渠道。由于外部市場(chǎng)不完全，企業(yè)通過外源融資開展創(chuàng)新活動(dòng)的生產(chǎn)邊際成本高于內(nèi)源融資的邊際成本。假設(shè)外源融資條件下c增至φc，有φ>1；產(chǎn)品價(jià)格增至φp，企業(yè)利潤(rùn)可表示為πφ=φ1-σπ0。由于創(chuàng)新后企業(yè)生產(chǎn)效率提升，假設(shè)邊際成本由c降為μc，有μ<1；產(chǎn)品價(jià)格下降為μp，利潤(rùn)為πφI= (μφ)1-σπ0。企業(yè)采用外源融資條件下創(chuàng)新前后的利潤(rùn)差為：

(3)

由于Δπ>0，式 (3)表明，通過外源融資渠道獲取資金并開展創(chuàng)新活動(dòng)后，企業(yè)利潤(rùn)得以提升。對(duì)φ求導(dǎo)，得到：

dΔπ/dφ=(1-σ)φ-σ(μ1-σ-1)π0

(4)

可以看出，dΔπ/dφ<0，外源融資成本越高，增加的利潤(rùn)越少，企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)越弱。由于外源融資成本往往與其融資約束程度密切相關(guān)，受到的融資約束越強(qiáng)，企業(yè)融資成本越高。據(jù)此提出假設(shè)1：企業(yè)創(chuàng)新決策與外源融資約束負(fù)相關(guān)。

一般而言，企業(yè)在創(chuàng)新初期資金投入規(guī)模相對(duì)較小，內(nèi)源資金可以滿足投資需求。假設(shè)利用內(nèi)源融資進(jìn)行創(chuàng)新的概率為q,內(nèi)部流動(dòng)性沖擊概率為δL，企業(yè)創(chuàng)新前利潤(rùn)期望值為：

E(π)= (q-δL)π0+ (1-q+δL)πφ

(5)

隨著創(chuàng)新資金投入規(guī)模不斷擴(kuò)大，單純依靠?jī)?nèi)源融資難以支撐，需要引入外源融資彌補(bǔ)資金缺口。假設(shè)通過外源融資渠道籌集創(chuàng)新資金使企業(yè)利用內(nèi)源融資進(jìn)行創(chuàng)新的概率下降δI，內(nèi)源融資和外源融資條件下企業(yè)創(chuàng)新概率分別為q-δL-δI、1-q+δL+δI，創(chuàng)新后的利潤(rùn)期望為：

(6)

由式 (5) (6)得到企業(yè)創(chuàng)新前后預(yù)期利潤(rùn)差ΔπI，假設(shè)企業(yè)內(nèi)源融資約束主要以內(nèi)部流動(dòng)性沖擊形式存在，并對(duì)創(chuàng)新后企業(yè)增長(zhǎng)的預(yù)期利潤(rùn)產(chǎn)生影響，可以得到：

(7)

dΔπI/dδL<0，表明內(nèi)源融資約束越強(qiáng)，創(chuàng)新后增加的預(yù)期利潤(rùn)越少。據(jù)此提出假設(shè)2：企業(yè)創(chuàng)新決策與內(nèi)源融資約束負(fù)相關(guān)。

2 研究設(shè)計(jì)

本文構(gòu)建區(qū)分外源融資和內(nèi)源融資的融資約束對(duì)創(chuàng)新決策影響的基準(zhǔn)模型：

IDit=Cit+α1lnOCit+α2lnICit+χControlsit+μit+εit

(8)

式中，ID為企業(yè)創(chuàng)新決策，OC、IC分別為外源融資約束和內(nèi)源融資約束?？刂谱兞堪ㄈ厣a(chǎn)率、利潤(rùn)率、物質(zhì)資本投入和人力資本水平。

在式 (8)的基礎(chǔ)上，引入制度迎合因素，構(gòu)建制度迎合影響下融資約束與企業(yè)創(chuàng)新決策的擴(kuò)展模型：

ID_Ait=Cit+α1lnOCit+α2lnICit+χControlsit+

μit+εit

(9)

式中，ID_A為制度迎合影響下的企業(yè)創(chuàng)新決策。

本文選用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù) (2005—2007年)和上市公司數(shù)據(jù)庫(kù) (2008—2019年)的企業(yè)樣本，由于：① 《認(rèn)定辦法》于2008年頒布，以其作為時(shí)間分界點(diǎn)有利于考察其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的影響；②工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)僅提供2005—2007年的研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)，而上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)僅提供2007年以后的研發(fā)支出數(shù)據(jù)，兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)均無法提供同時(shí)涵蓋 《認(rèn)定辦法》頒布前和頒布后的企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)。此外，剔除兩個(gè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)關(guān)鍵指標(biāo)缺失及存在異常值的樣本企業(yè)，工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)共得到594746個(gè)樣本，上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)共得到12628個(gè)樣本。變量的描述見表1。

表1 變量描述

(1)因變量。企業(yè)創(chuàng)新決策采用二元離散變量形式。在基準(zhǔn)模型中，將研發(fā)支出進(jìn)而研發(fā)強(qiáng)度等于零的企業(yè)視為非創(chuàng)新企業(yè)；研發(fā)強(qiáng)度大于零的企業(yè)為開展創(chuàng)新活動(dòng)的企業(yè)。在擴(kuò)展模型中，將研發(fā)強(qiáng)度超過 《認(rèn)定辦法》門檻值0.5%區(qū)間內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新決策作為因變量。

(2)自變量。①外源融資約束。采用外源融資能力 (利息支出占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入比重)衡量外源融資約束，由于外源融資成本和約束與外源融資能力負(fù)相關(guān)，假設(shè)1可改寫為假設(shè)1A：創(chuàng)新決策與企業(yè)外源融資能力正相關(guān)。②內(nèi)源融資約束。采用內(nèi)源融資能力 (凈現(xiàn)金流占總資產(chǎn)比重)衡量?jī)?nèi)源融資約束。由于內(nèi)源融資約束與內(nèi)源融資能力負(fù)相關(guān)，假設(shè)2可改寫為假設(shè)2A：創(chuàng)新決策與企業(yè)內(nèi)源融資能力正相關(guān)。③控制變量。使用LP法對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率 (TFP)進(jìn)行測(cè)算。在測(cè)算上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)樣本企業(yè)的TFP時(shí)，由于缺乏工業(yè)產(chǎn)值以及中間投入數(shù)據(jù)，借鑒胡育蓉等[21]的替代方法，以營(yíng)業(yè)收入表示工業(yè)產(chǎn)值，以企業(yè)購(gòu)買商品和接受勞務(wù)的支付金額表示中間投入。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)和上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)樣本企業(yè)的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 總樣本回歸

采用logit回歸方法對(duì)模型 (8) (9)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表3。

(1)基準(zhǔn)模型。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù) (2005—2007年)樣本企業(yè)的回歸結(jié)果顯示，OC、IC系數(shù)均顯著為正，證實(shí)了假設(shè)1A和假設(shè)2A，即內(nèi)源融資能力與外源融資能力與創(chuàng)新決策正相關(guān)。通過提升內(nèi)外源融資能力，緩解企業(yè)面臨的內(nèi)外源融資約束，能夠?qū)ζ髽I(yè)參與創(chuàng)新起到顯著的激勵(lì)作用。同時(shí)，降低外源融資約束對(duì)于激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新決策的邊際效應(yīng)更強(qiáng)。所有控制變量系數(shù)均顯著為正，這意味著全要素生產(chǎn)率、利潤(rùn)率、人力資本水平及物質(zhì)資本投入越高，企業(yè)參與創(chuàng)新所受激勵(lì)越大。上市公司數(shù)據(jù)庫(kù) (2008—2019年)樣本企業(yè)的回歸結(jié)果顯示，OC、IC變量系數(shù)均顯著為負(fù)，與假設(shè)1A、2A正好相反。表明融資約束的提高不僅沒有抑制上市制造企業(yè)的創(chuàng)新決策，反而對(duì)其創(chuàng)新決策起到激勵(lì)作用，證實(shí)了企業(yè)制度迎合行為的存在。此外，HK、PK系數(shù)顯著為負(fù)，與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)回歸結(jié)果相反，表明在制度迎合行為影響下，人力資本水平和物質(zhì)資本投入對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策起到抑制作用。

(2)擴(kuò)展模型。引入制度迎合因素后，上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)樣本企業(yè)的回歸結(jié)果顯示，OC、IC的系數(shù)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)模型系數(shù)的符號(hào)相同。一方面再次驗(yàn)證了內(nèi)外源融資約束激勵(lì)上市制造企業(yè)的創(chuàng)新決策；另一方面證實(shí)了制度迎合行為的存在，即一些企業(yè)采用操控研發(fā)支出手段獲得的稅收優(yōu)惠及政府補(bǔ)貼在較大程度上緩解了融資約束，從而扭曲了內(nèi)外源融資約束對(duì)其創(chuàng)新決策的抑制作用。此外，擴(kuò)展模型內(nèi)外源融資約束的邊際效應(yīng)明顯大于基準(zhǔn)模型，表明融資約束程度較高，企業(yè)受制度迎合驅(qū)動(dòng)開展創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)機(jī)更強(qiáng)。

表3 總樣本回歸

在控制變量中，TFP系數(shù)為負(fù)但不顯著；PR系數(shù)顯著為正，與基準(zhǔn)模型符號(hào)相同；HK、PK系數(shù)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)模型相同，且系數(shù) (絕對(duì)值)更大，表明人力資本及物質(zhì)資本水平較高企業(yè)由于技術(shù)水平較高、生產(chǎn)規(guī)模較大、融資能力較強(qiáng)，通過制度迎合緩解其融資約束的動(dòng)機(jī)相對(duì)較弱。

3.3 分組樣本回歸

(1)基于行業(yè)要素密集度分組。根據(jù)行業(yè)生產(chǎn)要素的密集度類型，將樣本企業(yè)進(jìn)行勞動(dòng)密集型、資本密集型和技術(shù)密集型分組回歸 (見表4)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)各類樣本企業(yè)基準(zhǔn)回歸中的OC、IC系數(shù)均顯著為正，技術(shù)密集型企業(yè)融資約束的邊際效應(yīng)明顯高于其他企業(yè)，勞動(dòng)密集型企業(yè)邊際效應(yīng)最低，表明相對(duì)于其他兩類企業(yè)，技術(shù)密集型企業(yè)需要的創(chuàng)新資金投入規(guī)模較大，創(chuàng)新所受融資約束較強(qiáng)，進(jìn)而緩解融資約束對(duì)于激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新決策的正向效應(yīng)更大。在上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)各類樣本企業(yè)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果中，勞動(dòng)密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)不顯著；資本密集型、技術(shù)密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)均顯著為負(fù)，且資本密集型企業(yè)系數(shù) (絕對(duì)值)大于技術(shù)密集型企業(yè)，即資本密集型企業(yè)內(nèi)外源融資約束激勵(lì)創(chuàng)新決策的作用更強(qiáng)。

表4 基于行業(yè)要素密集度分組的回歸結(jié)果

擴(kuò)展模型回歸結(jié)果表明，勞動(dòng)密集型、資本密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)不顯著；技術(shù)密集型企業(yè)OC、IC系數(shù)顯著為負(fù)，且系數(shù) (絕對(duì)值)遠(yuǎn)高于基準(zhǔn)模型。進(jìn)一步證實(shí)了制造企業(yè)尤其是技術(shù)密集型企業(yè)出于制度迎合目的進(jìn)行創(chuàng)新，嚴(yán)重扭曲了融資約束對(duì)創(chuàng)新決策的抑制效應(yīng)。

(2)基于企業(yè)所有制分組。根據(jù)所有制不同，將樣本企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè) (見表5)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)樣本企業(yè)基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，國(guó)有企業(yè)OC、IC系數(shù)均顯著為負(fù)，非國(guó)有企業(yè)均顯著為正，意味著由于國(guó)有企業(yè)資金實(shí)力雄厚，外部融資渠道便利，融資約束不僅沒有抑制企業(yè)創(chuàng)新決策，反而對(duì)其產(chǎn)生刺激作用。上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)各類樣本企業(yè)回歸結(jié)果顯示，國(guó)有企業(yè)IC系數(shù)顯著為負(fù)，OC系數(shù)不顯著；非國(guó)有企業(yè)OC系數(shù)顯著為負(fù)，IC系數(shù)不顯著。表明國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新決策受到不同渠道融資約束激勵(lì)，國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新決策的激勵(lì)主要來自內(nèi)源融資約束，非國(guó)有企業(yè)則來自外源融資約束。

表5 基于企業(yè)所有制分組的回歸結(jié)果

擴(kuò)展模型的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)模型相似，國(guó)有企業(yè)IC系數(shù)和非國(guó)有企業(yè)OC系數(shù)顯著為負(fù)，但邊際效應(yīng) (絕對(duì)值)大于基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果，再次驗(yàn)證了制造企業(yè)出于制度迎合動(dòng)機(jī)，扭曲了融資約束對(duì)創(chuàng)新決策的抑制作用。國(guó)有企業(yè)在內(nèi)源融資約束下制度迎合動(dòng)機(jī)較強(qiáng)，非國(guó)有企業(yè)制度迎合受外源融資約束的激勵(lì)作用較強(qiáng)。

(3)基于企業(yè)所在地區(qū)分組。根據(jù)企業(yè)所在地區(qū)，將樣本企業(yè)分為內(nèi)陸企業(yè)和沿海企業(yè) (見表6)。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)樣本企業(yè)基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，沿海企業(yè)OC、IC系數(shù)均為正；內(nèi)陸企業(yè)OC系數(shù)為負(fù)，IC系數(shù)為正。表明不同于內(nèi)源融資約束，外源融資約束程度減弱反而抑制了內(nèi)陸企業(yè)的創(chuàng)新決策。究其原因，可能是由于相當(dāng)部分內(nèi)陸企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)及研發(fā)水平較低，為了規(guī)避創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)更傾向于將通過外部融資獲取的資金投入到風(fēng)險(xiǎn)較小、投資周期較短的傳統(tǒng)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中，從而降低了企業(yè)參與創(chuàng)新的概率。上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)樣本企業(yè)回歸結(jié)果顯示，內(nèi)陸企業(yè)和沿海企業(yè)IC、OC系數(shù)均顯著為負(fù)，內(nèi)陸企業(yè)邊際效應(yīng) (絕對(duì)值)大于沿海企業(yè)。

表6 基于企業(yè)所在地區(qū)分組的回歸結(jié)果

擴(kuò)展模型回歸結(jié)果顯示，內(nèi)陸企業(yè)OC、IC系數(shù)顯著為負(fù)，顯示出內(nèi)陸企業(yè)融資約束越強(qiáng)，制度迎合動(dòng)機(jī)越強(qiáng)；沿海企業(yè)OC、IC系數(shù)為負(fù)但不顯著，表明沿海企業(yè)在融資約束條件下為了獲取政策補(bǔ)貼而采取制度迎合的傾向不明顯。體現(xiàn)出在進(jìn)口及外資的雙重競(jìng)爭(zhēng)壓力下，沿海企業(yè)更需要加快技術(shù)創(chuàng)新步伐，以保持和提升其市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力。通過操控研發(fā)支出獲取政策優(yōu)惠和補(bǔ)貼雖然可以在一定時(shí)期和程度上緩解融資約束，彌補(bǔ)創(chuàng)新資金缺口，但是出于制度迎合目的的研發(fā)支出難以產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的創(chuàng)新成果，因此企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的制度迎合動(dòng)機(jī)不強(qiáng)。

3.4 “制度迎合”的直觀識(shí)別

本文通過觀察2008—2019年上市公司的研發(fā)強(qiáng)度集聚區(qū)間變化，對(duì)企業(yè)是否存在制度迎合行為進(jìn)行直觀判斷?？梢钥闯觯?《認(rèn)定辦法》頒布初期的2008—2011年，企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度主要分布在[0，0.05]區(qū)間，其中，[0，0.005]區(qū)間的聚集現(xiàn)象十分突出。2012年以后，研發(fā)強(qiáng)度分布在[0.03，0.04]區(qū)間的企業(yè)驟然增加，并且集聚趨勢(shì)日益明顯，0.03恰好是 《認(rèn)定辦法》中對(duì)于近一年銷售收入在2億元及以上高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的門檻值。因此，可以認(rèn)為，上市公司研發(fā)強(qiáng)度集聚區(qū)間的突變可能與 《認(rèn)定辦法》密切相關(guān)，一些企業(yè)為了迎合該辦法，通過大幅度提高研發(fā)強(qiáng)度，以套取政府給予高新技術(shù)企業(yè)的政策性優(yōu)惠。此外，由于信息不對(duì)稱，上市公司從政策獲取到調(diào)整研發(fā)投入、制定創(chuàng)新決策以滿足 《認(rèn)定辦法》對(duì)于高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度門檻規(guī)定平均需要3年左右時(shí)間，即企業(yè)對(duì)于該政策的吸收時(shí)滯為3年。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)實(shí)中，達(dá)到 《認(rèn)定辦法》研發(fā)強(qiáng)度門檻值的企業(yè)有可能是制度迎合動(dòng)機(jī)下的選擇，也可能是企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的自主性選擇。為了排除這一競(jìng)爭(zhēng)性解釋，本文進(jìn)一步考察創(chuàng)新決策與企業(yè)價(jià)值二者之間的關(guān)系，以判斷企業(yè)制度迎合動(dòng)機(jī)的合理性。在沒有制度迎合動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)條件下，參與創(chuàng)新往往能夠提高企業(yè)價(jià)值，即企業(yè)價(jià)值 (TbQ)能夠反映出企業(yè)創(chuàng)新結(jié)果。當(dāng)企業(yè)存在制度迎合傾向，操控其研發(fā)支出時(shí)，創(chuàng)新成果無法真實(shí)體現(xiàn)企業(yè)的研發(fā)能力，進(jìn)而企業(yè)價(jià)值難以得到有效提升。為了考察這一效應(yīng)是否存在，構(gòu)建以下模型：

lnTbQit=αit+β1IDit+β2lnTFPit+β3lnPRit+β4lnHKit+β5lnPKit+μit+εit

(10)

lnTbQit=αit+β1ID_Ait+β2lnTFPit+β3lnPRit+β4lnHKit+β5lnPKit+μit+εit

(11)

式中，TbQ為企業(yè)市值與賬面價(jià)值的比值。

表7所示為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，可見ID、ID_A系數(shù)顯著為負(fù)，且ID_A系數(shù)絕對(duì)值大于ID。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

表明對(duì)于剛好超過 《認(rèn)定辦法》研發(fā)強(qiáng)度門檻的企業(yè)而言，開展創(chuàng)新活動(dòng)不僅沒有促使企業(yè)價(jià)值的提高，反而對(duì)其起到抑制作用，進(jìn)一步驗(yàn)證了企業(yè)制度迎合行為的存在。

3.6 內(nèi)生性檢驗(yàn)

本文采用IVprobit模型，選用滯后一期內(nèi)外源融資約束變量OCi,t-1、ICi,t-1作為工具變量，對(duì)基準(zhǔn)模型和擴(kuò)展模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果見表8。工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)樣本企業(yè)基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，OC、IC系數(shù)顯著為正，融資約束程度提升對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著阻礙作用。從上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)樣本企業(yè)基準(zhǔn)模型和擴(kuò)展模型回歸結(jié)果看，OC、IC系數(shù)均顯著為負(fù)，證實(shí)在制度迎合動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)下，內(nèi)外源融資約束均對(duì)創(chuàng)新決策產(chǎn)生激勵(lì)作用，從而扭曲了正常市場(chǎng)條件下融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的抑制作用?？梢钥闯?，內(nèi)生性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果與上文結(jié)論基本一致。

表8 內(nèi)生性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果

4 結(jié)論與建議

本文以 《認(rèn)定辦法》頒布的2008年作為分界點(diǎn)，采用不同階段數(shù)據(jù)庫(kù)，分析內(nèi)外源融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的影響，并進(jìn)一步考察制度迎合行為在這一過程中的作用。研究發(fā)現(xiàn)：

(1) 《認(rèn)定辦法》頒布之前，內(nèi)外源融資約束均對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著抑制作用，并且外源融資約束的抑制效應(yīng)更強(qiáng)。 《認(rèn)定辦法》頒布之后，內(nèi)外源融資約束反而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策起到顯著激勵(lì)作用。 《認(rèn)定辦法》頒布前后融資約束對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新決策影響完全相反的結(jié)論證實(shí)了制度迎合行為的存在，即一些制造企業(yè)為了緩解融資約束，采取操控手段使其研發(fā)強(qiáng)度達(dá)到 《認(rèn)定辦法》的規(guī)定標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)而獲得政策優(yōu)惠。

(2)制度迎合動(dòng)機(jī)扭曲了內(nèi)外源融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的抑制作用，使得較高的融資約束水平不僅沒有阻礙企業(yè)創(chuàng)新，反而激勵(lì)企業(yè)出于制度迎合動(dòng)機(jī)，通過研發(fā)操控開展創(chuàng)新活動(dòng)，其主要目的是獲取政策優(yōu)惠，以緩解企業(yè)融資約束壓力。

(3)技術(shù)密集型企業(yè)、內(nèi)陸企業(yè)具有較強(qiáng)的制度迎合傾向，因而融資約束對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新決策的激勵(lì)作用也更為明顯。此外，非國(guó)有企業(yè)主要受外源融資約束激勵(lì)產(chǎn)生制度迎合傾向，而國(guó)有企業(yè)受內(nèi)源融資約束激勵(lì)更為明顯。

根據(jù)本文結(jié)論，可以得出促進(jìn)制造企業(yè)創(chuàng)新，以及促使 《認(rèn)定辦法》進(jìn)一步充分發(fā)揮其政策效果的措施建議：第一，加快國(guó)內(nèi)金融體制改革，改善融資環(huán)境，拓寬融資渠道，為企業(yè)尤其是中小企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)提供融資便利，緩解融資約束給這些企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)及創(chuàng)新活動(dòng)帶來的壓力；第二，改變現(xiàn)有根據(jù)企業(yè)銷售規(guī)模和研發(fā)強(qiáng)度的 “一刀切”的硬性標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合企業(yè)行業(yè)特征，并采用彈性激勵(lì)與軟性約束相結(jié)合的辦法，構(gòu)建更為科學(xué)、合理的高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)；第三，建立相關(guān)機(jī)制，加強(qiáng)對(duì)制度迎合傾向較高的企業(yè)研發(fā)操控行為的監(jiān)督和管理，積極引導(dǎo)企業(yè)合理利用政策紅利開展創(chuàng)新行為，以有效鼓勵(lì)和促進(jìn)高新制造企業(yè)創(chuàng)新，推動(dòng)中國(guó)向高質(zhì)量發(fā)展的創(chuàng)新型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)化。