謝衛(wèi)華

(安徽科技學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽 蚌埠 233000)

2021年6月，國(guó)家頒布的《中華人民共和國(guó)鄉(xiāng)村振興促進(jìn)法》提出“要促進(jìn)農(nóng)業(yè)全面升級(jí)、農(nóng)村全面進(jìn)步、農(nóng)民全面發(fā)展，加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村現(xiàn)代化”[1]。農(nóng)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)類上市公司是農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化、現(xiàn)代化的關(guān)鍵載體，對(duì)促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有較強(qiáng)的溢出效應(yīng)。為促進(jìn)屬地農(nóng)業(yè)類上市公司發(fā)展和技術(shù)創(chuàng)新，地方政府普遍采用財(cái)政補(bǔ)貼的形式進(jìn)行支持，財(cái)政補(bǔ)貼如何影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效是學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。

我國(guó)農(nóng)業(yè)類上市公司按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國(guó)有產(chǎn)權(quán)和非國(guó)有產(chǎn)權(quán)，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司在運(yùn)行內(nèi)在邏輯、獲取資源能力等方面顯著不同。不同地域財(cái)政環(huán)境、市場(chǎng)環(huán)境、法律環(huán)境等存在較大差異，公司規(guī)模反映了企業(yè)資金和技術(shù)保障能力，企業(yè)異質(zhì)性是如何作用于財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響是學(xué)界關(guān)注的另一個(gè)焦點(diǎn)。自2008年金融危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，我國(guó)貨幣政策的頻繁調(diào)整引發(fā)了不確定性的預(yù)期[2]，探討農(nóng)業(yè)類上市公司異質(zhì)性對(duì)財(cái)政補(bǔ)貼創(chuàng)新績(jī)效的影響以及貨幣政策不確定性對(duì)這一關(guān)系的調(diào)節(jié)機(jī)制，對(duì)于創(chuàng)造良好的企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境以及提高政府補(bǔ)貼政策的針對(duì)性和適用性等具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)財(cái)政補(bǔ)貼與農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新績(jī)效

財(cái)政補(bǔ)貼是政府為了實(shí)現(xiàn)其政策目的而向微觀經(jīng)濟(jì)主體配置資源的重要方式，財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響存在創(chuàng)新促進(jìn)觀、創(chuàng)新抑制觀和創(chuàng)新不確定觀[3]三種觀點(diǎn)。其中，創(chuàng)新促進(jìn)觀認(rèn)為，財(cái)政補(bǔ)貼可以增加企業(yè)可支配資源[4]，緩解創(chuàng)新融資壓力[5]，從而刺激企業(yè)的創(chuàng)新意愿；創(chuàng)新抑制觀認(rèn)為，財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有擠出作用[6]，壓縮企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的自主投資規(guī)?？赡芤缕髽I(yè)的尋租動(dòng)機(jī)[7]62，導(dǎo)致財(cái)政補(bǔ)貼出現(xiàn)“反向”作用；創(chuàng)新不確定性觀認(rèn)為，財(cái)政補(bǔ)貼的效果可能與企業(yè)特征、政策環(huán)境有關(guān)，應(yīng)綜合考慮財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)和抑制效應(yīng)[8]。農(nóng)業(yè)是“弱質(zhì)性”產(chǎn)業(yè)，面臨較高的自然風(fēng)險(xiǎn)和市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)，我國(guó)農(nóng)業(yè)類上市公司普遍是資產(chǎn)規(guī)模和資產(chǎn)收益率較低，具有較低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和較高的融資約束壓力，參與創(chuàng)新活動(dòng)使企業(yè)承擔(dān)更大的不確定性風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)更加敏感，影響了農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新的積極性，可能會(huì)使企業(yè)刻意壓縮創(chuàng)新投資規(guī)模，減少對(duì)促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步等“高質(zhì)量”實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的投入，背離財(cái)政補(bǔ)貼資金投入的“初衷”。但為了完成政府交予的創(chuàng)新任務(wù)，如通過(guò)補(bǔ)貼項(xiàng)目的成果審核、迎合政府創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策等，上市公司可能會(huì)傾向于將財(cái)政資金投入技術(shù)含量和創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)較低、創(chuàng)新周期較短的策略性創(chuàng)新活動(dòng)。因此，提出假1。

H1：財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司策略性創(chuàng)新績(jī)效具有顯著促進(jìn)效應(yīng)

(二)公司異質(zhì)性與農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新績(jī)效

國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在資源基礎(chǔ)和嵌入于復(fù)雜制度情境中產(chǎn)生的制度邏輯存在較大差異[9]，第一大股東產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國(guó)有產(chǎn)權(quán)的上市公司與國(guó)有獨(dú)資企業(yè)在公司治理、決策機(jī)制等方面具有顯著區(qū)別，由于存在眾多中小股東監(jiān)督，第一大股東在創(chuàng)新資源投入尋租領(lǐng)域?qū)ⅰ罢系K重重”。同時(shí)，國(guó)有產(chǎn)權(quán)上市公司與地方政府存在一定的“政治關(guān)聯(lián)”和“利益捆綁”，更容易獲取企業(yè)創(chuàng)新所需的財(cái)政補(bǔ)貼資金，在其他股東的監(jiān)督下，財(cái)政補(bǔ)貼資金“挪作他用”以及成為冗余資源的概率大幅度降低。相較于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)具有較高的市場(chǎng)化程度、健全的規(guī)制環(huán)境和充裕的財(cái)政收入，有助于降低企業(yè)創(chuàng)新而引發(fā)的“被模仿”風(fēng)險(xiǎn)，減弱或降低企業(yè)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)，強(qiáng)化財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用[10]。農(nóng)業(yè)類上市公司是國(guó)家重點(diǎn)扶持的產(chǎn)業(yè)，具有較強(qiáng)的正外部性，這種“弱勢(shì)地位”和“認(rèn)證標(biāo)簽”可以為企業(yè)獲得更多的財(cái)政“反哺”，地方財(cái)政資金越充裕，“反哺”力度就會(huì)越大。企業(yè)創(chuàng)新具有周期長(zhǎng)、不確定性強(qiáng)、投入大等特點(diǎn)，規(guī)模較大的企業(yè)具有較雄厚的資金和較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)新提供技術(shù)人才和資金保障，也能降低研發(fā)計(jì)劃中斷風(fēng)險(xiǎn)，還能提高企業(yè)創(chuàng)新成功概率。因此，提出假設(shè)2、假設(shè)3和假設(shè)4。

H2：相對(duì)于非國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)農(nóng)業(yè)類上市公司，國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)農(nóng)業(yè)類上市公司財(cái)政補(bǔ)貼顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

H3：相對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份農(nóng)業(yè)類上市公司，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份農(nóng)業(yè)類上市公司財(cái)政補(bǔ)貼顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

H4：相對(duì)于規(guī)模較小的農(nóng)業(yè)類上市公司，規(guī)模較大的農(nóng)業(yè)類上市公司財(cái)政補(bǔ)貼顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

(三)貨幣政策不確定性、財(cái)政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效

貨幣政策是國(guó)家進(jìn)行宏觀調(diào)控的重要手段，具有金融加速器功能，表現(xiàn)為貨幣政策的變化會(huì)加大經(jīng)濟(jì)后果的波動(dòng)性。在寬松的貨幣政策下，央行通過(guò)降低利率增加貨幣供應(yīng)量、降低企業(yè)使用資金成本以及提高投資收益率，促進(jìn)企業(yè)增加創(chuàng)新產(chǎn)出。相反，在緊縮的貨幣政策下，央行提高利率、減少貨幣供應(yīng)量，最終導(dǎo)致企業(yè)抑制創(chuàng)新投入，減少創(chuàng)新產(chǎn)出。貨幣政策不確定性上升提高了銀行和企業(yè)間的信息不對(duì)稱性，銀行很難獲取企業(yè)真實(shí)的財(cái)務(wù)信息，出于安全性和收益性的考慮，銀行會(huì)產(chǎn)生“惜貸”行為[11]102，將減少企業(yè)融資規(guī)模，增大企業(yè)融資成本。貨幣政策不確定性也意味著企業(yè)面臨的經(jīng)營(yíng)環(huán)境更為復(fù)雜，理性投資者出于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避考慮而減少對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的投入，可能使得原本的研發(fā)計(jì)劃被迫中斷，前期投入成為沉沒(méi)成本，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新。財(cái)政補(bǔ)貼是政府實(shí)施財(cái)政政策的重要手段，對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有“熨平”效應(yīng)。當(dāng)貨幣政策不確定性較大時(shí)，由于農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的特殊地位以及農(nóng)業(yè)類上市公司對(duì)農(nóng)業(yè)創(chuàng)新的重要推動(dòng)作用，政府為了消除貨幣政策不確定性給企業(yè)帶來(lái)的流動(dòng)性緊缺、創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)增大等不利影響，運(yùn)用財(cái)政補(bǔ)貼“有形之手”為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供資金“背書(shū)”，緩解企業(yè)融資約束壓力，“熨平”貨幣政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生的波動(dòng)。因此，提出假設(shè)5和假設(shè)6。

H5：貨幣政策不確定性對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生抑制效應(yīng)

H6：貨幣政策不確定性與財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出的交互效應(yīng)不顯著

二、研究設(shè)計(jì)

(一)變量選取

1．企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效

借鑒已有研究，選取上市公司申請(qǐng)專利數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新水平，將企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)(Innovation)分為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新，把企業(yè)申請(qǐng)發(fā)明專利的行為認(rèn)定為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新(invention)，申請(qǐng)使用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利的行為認(rèn)定為策略性創(chuàng)新(noinvention)[7]65?？紤]到大量企業(yè)專利和發(fā)明申請(qǐng)數(shù)為0，將上述數(shù)據(jù)分別加1后取自然對(duì)數(shù)作為核心被解釋變量。

2．財(cái)政補(bǔ)貼(sub)

借鑒馬勇等[12]59的研究，將年度內(nèi)政府補(bǔ)貼之和取對(duì)數(shù)作為財(cái)政補(bǔ)貼的衡量指標(biāo)，對(duì)應(yīng)回歸模型中的核心解釋變量。由于創(chuàng)新產(chǎn)出相對(duì)于創(chuàng)新投入具有滯后效應(yīng)，采用財(cái)政補(bǔ)貼滯后一期進(jìn)行實(shí)證研究。

3．貨幣政策不確定性(shibord)

借鑒鐘凱等[13]的研究，采用上海銀行間同業(yè)拆借7日利率的年度標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)度量貨幣政策不確定性(shiborsd)程度，采用廣義貨幣M2增速作為貨幣政策不確定性的輔助變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

4．異質(zhì)性指標(biāo)

(1)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(soe)。非國(guó)有性質(zhì)取值為0，國(guó)有性質(zhì)取值為1。(2)地域特征(region)。分為經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)(東部)和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)(中西部)，東部地區(qū)取值為1，中西部地區(qū)取值為0。(3)公司規(guī)模(size)。以公司年末總資產(chǎn)為依據(jù)，小于中位數(shù)取值為0，表示規(guī)模較小企業(yè)，大于中位數(shù)取值為1，表示規(guī)模較大企業(yè)。

5．控制變量

借鑒任曙明等[11]105、馬勇等[12]59的研究，選取如下7個(gè)可能影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的指標(biāo)作為控制變量。(1)第一大股東持股比例(bighold)。(2)企業(yè)年齡(age)。以企業(yè)成立年數(shù)取對(duì)數(shù)表示。(3)資產(chǎn)負(fù)債率(lev)。以期末負(fù)債總額除以期末資產(chǎn)總額表示。(4)總資產(chǎn)收益率(roa)。以利潤(rùn)總額除以期末資產(chǎn)總額表示。(5)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量(ocfo)。以經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~除以期末總資產(chǎn)表示。(6)兩職合一(dual)。若董事長(zhǎng)和總經(jīng)理為一人取值為1，否則為0。(7)固定資產(chǎn)(PPE)。以固定資產(chǎn)凈額除以期末總資產(chǎn)表示。

(二)研究模型

為了考察財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響以及在異質(zhì)性情況下財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響，構(gòu)建模型1和模型2。

Innovationi，t=β0+β1Subi，t-1+β2Controlsi，t+ui+λt+εi，t

(模型1)

Innovationi，t=β0+β1Subi，t-1+β2Heteroi，t+β3Controlsi，t+ui+λt+εi，t

(模型2)

其中，i，t分別代表企業(yè)和年份，ui為固定個(gè)體效應(yīng)，λt為固定時(shí)間效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。模型1和模型2分別用來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4。為了考察貨幣政策不確定性與財(cái)政補(bǔ)貼的交互效應(yīng)，驗(yàn)證假設(shè)5和假設(shè)6，構(gòu)建模型3。

Innovationi，t=β0+β1Subi，t-1+β2Shiborsdt+β3Subi，t×Shiborsdt+β4Controlsi，t+ui+εi，t

(模型3)

模型3驗(yàn)證貨幣政策不確定情況下財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新績(jī)效產(chǎn)生的影響，由于shiborsd本身具有年度效應(yīng)，模型3沒(méi)有控制時(shí)間效應(yīng)。

(三)樣本選擇

選擇2010—2021年A股農(nóng)業(yè)類上市公司為研究樣本，基本數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和企業(yè)年報(bào)，企業(yè)專利和創(chuàng)新數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)創(chuàng)新專利研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)，shiborsd數(shù)據(jù)來(lái)源于東方財(cái)富網(wǎng)并經(jīng)手工整理。剔除數(shù)據(jù)缺失、ST公司以及已經(jīng)退市的上市公司和近三年上市的公司樣本，為了避免異常值影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位縮尾處理。經(jīng)過(guò)處理，得到34家農(nóng)業(yè)類上市公司378個(gè)研究樣本。

三、實(shí)證分析

(一)變量描述性統(tǒng)計(jì)

表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。invention和noinvention兩者的均值為0.91和1.10，標(biāo)準(zhǔn)差為1.162和1.343，反映我國(guó)農(nóng)業(yè)類上市公司的創(chuàng)新水平總體較弱，創(chuàng)新水平參差不齊；均值和標(biāo)準(zhǔn)差比較接近，說(shuō)明選用的兩個(gè)指標(biāo)作為創(chuàng)新代理變量基本合理。sub標(biāo)準(zhǔn)差為2.14，偏度為-4.01，說(shuō)明政府對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司的補(bǔ)貼差異性較大，主要集中在部分上市公司。shiborsd最小值為0.07，最大值為1.46，說(shuō)明我國(guó)貨幣政策波動(dòng)性較大，存在較強(qiáng)的不確定性。size均值為0.38，說(shuō)明大部分農(nóng)業(yè)類上市公司規(guī)模較小。region均值為0.54，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)類上市公司大部分集中在東部地區(qū)。soe均值為0.362，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)類上市公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以非國(guó)有性質(zhì)占主體。bighold均值為34.98，說(shuō)明我國(guó)農(nóng)業(yè)類上市公司普遍股權(quán)集中度比較高。lev均值為0.42，說(shuō)明農(nóng)業(yè)類上市公司資產(chǎn)負(fù)債率普遍較低，存在較大的融資約束壓力。roa均值為0.02，反映我國(guó)農(nóng)業(yè)類上市公司總資產(chǎn)收益率普遍偏低。ocfo均值為0.05，反映我國(guó)農(nóng)業(yè)類上市公司經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流凈額較低，普遍存在較大的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。dual均值為0.16，說(shuō)明農(nóng)業(yè)類上市公司普遍采用兩職分離的制度設(shè)計(jì)。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二)變量相關(guān)性分析

表2為主要變量相關(guān)系數(shù)矩陣結(jié)果。可以看出，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新、策略性創(chuàng)新與財(cái)政補(bǔ)貼之間在1%水平下顯著正相關(guān)，說(shuō)明財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新、策略性創(chuàng)新與貨幣不確定性之間在1%水平下顯著負(fù)相關(guān)，表明貨幣政策不確定性抑制了創(chuàng)新產(chǎn)出。實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新、策略性創(chuàng)新與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)之間呈正相關(guān)，說(shuō)明財(cái)政補(bǔ)貼在國(guó)有產(chǎn)權(quán)農(nóng)業(yè)類上市公司具有更高的創(chuàng)新績(jī)效，假設(shè)2得到驗(yàn)證。地域因素與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效呈負(fù)相關(guān)但不顯著，假設(shè)3沒(méi)有得到驗(yàn)證。策略性創(chuàng)新與公司規(guī)模較大企業(yè)在1%水平下顯著正相關(guān)，表明規(guī)模較大的企業(yè)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，增加策略性創(chuàng)新產(chǎn)出，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

表2 主要變量相關(guān)系數(shù)矩陣

(三)基本回歸結(jié)果

1．財(cái)政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效

基于LM檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，采用隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。表3展示了財(cái)政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)系。其中，列(1)和列(3)表示在OLS下財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新的回歸結(jié)果，列(2)和列(4)表示在RE下財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新的回歸結(jié)果。由上可知，財(cái)政補(bǔ)貼系數(shù)均在5%水平下顯著為正，表明財(cái)政補(bǔ)貼顯著提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。同時(shí)，策略性創(chuàng)新活動(dòng)系數(shù)均大于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新系數(shù)，說(shuō)明農(nóng)業(yè)類上市公司受農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)、自身創(chuàng)新實(shí)力等因素影響，傾向于將創(chuàng)新資金投入策略性創(chuàng)新活動(dòng)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

表3 財(cái)政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新回歸結(jié)果

其他控制變量方面，age、lev、roa、ocfo、PPE、dual等的系數(shù)均為正，說(shuō)明企業(yè)經(jīng)營(yíng)時(shí)間越長(zhǎng)、資產(chǎn)負(fù)債率越高、總資產(chǎn)報(bào)酬率越高，經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流凈額越多、固定資產(chǎn)規(guī)模越大，董事長(zhǎng)和總經(jīng)理為一人，農(nóng)業(yè)類上市公司的創(chuàng)新能力越強(qiáng)。與之相反 ，bighold系數(shù)顯著為負(fù)，較高的股權(quán)集中度不利于農(nóng)業(yè)類上市公司的創(chuàng)新產(chǎn)出。

2.財(cái)政補(bǔ)貼、公司異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效

表4展示了在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地域分布和企業(yè)規(guī)模情況下財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響。為了節(jié)約篇幅，下文表格不列示控制變量的回歸結(jié)果。從所有權(quán)性質(zhì)來(lái)看，對(duì)于策略性創(chuàng)新，財(cái)政補(bǔ)貼系數(shù)在1%水平下顯著為正且國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)回歸系數(shù)大于非國(guó)有企業(yè)，說(shuō)明財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的策略性創(chuàng)新具有較大的促進(jìn)效應(yīng)，而對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的促進(jìn)作用不明顯，假設(shè)2在一定程度上得到驗(yàn)證。從地域分布看，東部地區(qū)財(cái)政補(bǔ)貼回歸系數(shù)顯著為正且大于非東部地區(qū)，說(shuō)明較高的市場(chǎng)化程度、健全的規(guī)制環(huán)境和充裕的財(cái)政收入能夠提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，假設(shè)3得到驗(yàn)證。從企業(yè)規(guī)模角度看，規(guī)模較大的企業(yè)財(cái)政補(bǔ)貼回歸系數(shù)顯著為正且大于規(guī)模較小的企業(yè)，說(shuō)明財(cái)政補(bǔ)貼能夠顯著促進(jìn)規(guī)模較大的企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，假設(shè)4得到驗(yàn)證。

表4 財(cái)政補(bǔ)貼、公司異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效回歸結(jié)果

為了檢驗(yàn)財(cái)政補(bǔ)貼在公司異質(zhì)性條件下對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響的回歸系數(shù)是否存在差異，采用組間差異進(jìn)行似無(wú)相關(guān)模型檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。對(duì)于策略性創(chuàng)新，檢驗(yàn)結(jié)果均在5%顯著性水平下拒絕原假設(shè)，因此，在異質(zhì)性條件下回歸系數(shù)存在顯著差異；對(duì)于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地域特征兩者系數(shù)不存在顯著差異，公司規(guī)模條件下系數(shù)存在顯著差異。總體來(lái)說(shuō)，在異質(zhì)性條件下，組間系數(shù)存在差異，假設(shè)2、假設(shè)3、假設(shè)4的驗(yàn)證結(jié)果成立。

表5 組間系數(shù)差異檢驗(yàn)

3．貨幣政策不確定性、財(cái)政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效

表6為貨幣政策不確定性、財(cái)政補(bǔ)貼和企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果。在隨機(jī)效應(yīng)模型下，貨幣政策不確定性系數(shù)對(duì)于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新均顯著為負(fù)，說(shuō)明貨幣政策不確定性越強(qiáng)，公司創(chuàng)新產(chǎn)出越低，假設(shè)5得到驗(yàn)證。財(cái)政補(bǔ)貼與貨幣政策不確定性交互項(xiàng)弱正相關(guān)且不顯著，表明貨幣政策不確定性通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼影響公司創(chuàng)新產(chǎn)出的調(diào)節(jié)效應(yīng)較弱，政府通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼進(jìn)行相機(jī)抉擇以“熨平”貨幣政策不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制效應(yīng)，假設(shè)6得到驗(yàn)證。

表6 貨幣政策不確定性、財(cái)政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新回歸結(jié)果

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)內(nèi)生性檢驗(yàn)

在基本模型中，解釋變量sub為滯后一期，即解釋變量為被解釋變量的前定變量，模型不存在反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。對(duì)于遺漏性變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，采用工具變量法進(jìn)行檢驗(yàn)。一般來(lái)說(shuō)，滯后期變量滿足工具變量所要求的相關(guān)性和排他性特征，可以以核心解釋變量所選期數(shù)的滯后一期為工具變量對(duì)模型2進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)前，分別運(yùn)用hausman和異方差穩(wěn)健DWH檢驗(yàn)核心解釋變量是否為內(nèi)生性解釋變量，檢驗(yàn)結(jié)果均顯示在5%顯著性水平下核心解釋變量存在內(nèi)生性問(wèn)題。在此基礎(chǔ)上，對(duì)工具變量是否存在識(shí)別不足問(wèn)題和弱工具變量問(wèn)題進(jìn)行檢驗(yàn)，根據(jù)Kleibergen-PaaprkLM和Kleibergen-PaaprkLM WaldF統(tǒng)計(jì)量結(jié)果，不存在工具變量識(shí)別不足和弱工具變量問(wèn)題。

表7為內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果。可以看出：sub系數(shù)顯著為正，說(shuō)明財(cái)政補(bǔ)貼能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新的產(chǎn)出；shiborsd系數(shù)為負(fù)，表明貨幣政策不確定性抑制了農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新的產(chǎn)出；sub*shiborsd系數(shù)弱正相關(guān)，表明sub和shiborsd具有較弱的交互效應(yīng)。該回歸結(jié)果與上文研究結(jié)論一致。限于篇幅原因，僅列示模型2的內(nèi)生性檢驗(yàn)，其他模型檢驗(yàn)結(jié)果與上文研究結(jié)論無(wú)實(shí)質(zhì)性差異。

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 不同貨幣政策工具檢驗(yàn)

主模型以價(jià)格型工具作為貨幣政策不確定性的代理變量，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本部分以廣義M2貨幣增速作為貨幣政策不確定性的代理變量檢驗(yàn)貨幣政策不確定性、財(cái)政補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。表8為穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯觯?cái)政補(bǔ)貼在10%水平下顯著為正，貨幣政策不確定性對(duì)于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新在1%水平下顯著為負(fù)，財(cái)政補(bǔ)貼與貨幣政策不確定性的交互性系數(shù)較小且大部分不顯著，與上文研究結(jié)論結(jié)果一致。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：數(shù)量型工具

2. 調(diào)整樣本檢驗(yàn)

所選樣本較多為創(chuàng)新申報(bào)數(shù)為零的樣本，本部分以創(chuàng)新申報(bào)數(shù)不為零的農(nóng)業(yè)類上市公司為樣本。表9為穩(wěn)健性檢驗(yàn)?？梢钥闯觯?cái)政補(bǔ)貼在混合回歸模式下對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新在5%顯著水平下正相關(guān)，貨幣政策不確定性在混合回歸模式下對(duì)策略性創(chuàng)新在10%顯著水平下負(fù)相關(guān)，政策補(bǔ)貼和貨幣政策不確定性交互性對(duì)策略性創(chuàng)新在10%顯著水平下弱正相關(guān)。該回歸結(jié)果與上文研究結(jié)論基本一致。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：調(diào)整樣本

3. Tobit模型檢驗(yàn)

選擇樣本中因變量invention有50.79%的樣本申報(bào)數(shù)為0，noinvention有47.88%的樣本申報(bào)數(shù)為0，說(shuō)明樣本存在大量的左歸并數(shù)據(jù)，被解釋變量的概率分布由一個(gè)離散點(diǎn)和一個(gè)連續(xù)分布組成的“聯(lián)合分布”，因此，可以采用Tobit模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表10所示。該結(jié)果與上文基本一致。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：Tobit和OLS

五、結(jié)論與啟示

以我國(guó)34家農(nóng)業(yè)類上市公司2010—2021年面板數(shù)據(jù)為樣本，考察了在貨幣政策不確定性和企業(yè)異質(zhì)性視角下財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的影響以及貨幣政策不確定性和財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的交互效應(yīng)。結(jié)果顯示：貨幣政策不確定性復(fù)雜了農(nóng)業(yè)類上市公司經(jīng)營(yíng)環(huán)境，加大了創(chuàng)新活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，顯著抑制了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；財(cái)政補(bǔ)貼增加了農(nóng)業(yè)類上市公司的創(chuàng)新活動(dòng)資金，提高了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，并且財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)于策略性創(chuàng)新的激勵(lì)效果顯著高于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新；貨幣政策不確定性和財(cái)政補(bǔ)貼的交互效應(yīng)不明顯，財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)貨幣政策不確定性引起的創(chuàng)新產(chǎn)出波動(dòng)具有“熨平”效應(yīng)。從公司異質(zhì)性視角分析，國(guó)有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的農(nóng)業(yè)類上市公司由于具有較高的資金和技術(shù)保障能力以及較低的融資約束壓力，財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用顯著高于非國(guó)有企業(yè)；經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)(東部)具有較完善的資金市場(chǎng)和技術(shù)市場(chǎng)以及較健全的規(guī)制環(huán)境，財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用顯著高于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)(中西部)；規(guī)模較大的農(nóng)業(yè)類上市公司由于具有較強(qiáng)的融資能力和技術(shù)創(chuàng)新保障能力，財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的促進(jìn)作用顯著高于規(guī)模較小的公司?；谏鲜鼋Y(jié)論，得到如下啟示：

首先，要加大對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新的支持力度。由于農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的特殊地位以及其先天的“弱質(zhì)性”和農(nóng)業(yè)投資的“薄利性”，政府要運(yùn)用“有形之手”干預(yù)要素市場(chǎng)配置，加大對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新投入，構(gòu)建完善的技術(shù)交易市場(chǎng)，加強(qiáng)農(nóng)業(yè)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)，提高農(nóng)業(yè)類上市公司的創(chuàng)新產(chǎn)出。其次，要提高農(nóng)業(yè)創(chuàng)新支持的針對(duì)性。農(nóng)業(yè)類上市公司策略性創(chuàng)新產(chǎn)出顯著高于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出，為此，要加大對(duì)新品種、新技術(shù)、新設(shè)備等實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的支持力度，健全財(cái)政補(bǔ)貼項(xiàng)目評(píng)審機(jī)制，加強(qiáng)補(bǔ)貼資金使用監(jiān)管，建立科研獎(jiǎng)勵(lì)和警示制度，鼓勵(lì)企業(yè)積極開(kāi)展農(nóng)業(yè)科技基礎(chǔ)性和公益性研究，突破制約農(nóng)業(yè)科技進(jìn)步的“卡脖子”技術(shù)，增加原創(chuàng)性實(shí)質(zhì)性的創(chuàng)新產(chǎn)出。最后，要實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策和漸進(jìn)式的調(diào)整機(jī)制。貨幣政策不確定性增加了企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境的復(fù)雜性和創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)，顯著抑制了農(nóng)業(yè)類上市公司的創(chuàng)新產(chǎn)出，中央銀行在運(yùn)用貨幣工具時(shí)要注意政策的延續(xù)性和調(diào)整的漸近性，提高政策調(diào)整的前瞻性，健全政策調(diào)整發(fā)布機(jī)制，暢通政策發(fā)布渠道，實(shí)現(xiàn)貨幣政策調(diào)整“軟著陸”，減緩對(duì)微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的直接沖擊。