余啟銘，田耕耘

（1.安徽大學經(jīng)濟學院，安徽合肥 230601; 2.中國人民大學商學院，北京 100872）

引言

隨著中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)向雙循環(huán)新發(fā)展格局，經(jīng)濟增長模式開始向國內(nèi)消費與技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動型過渡。中小企業(yè)作為國家創(chuàng)新的微觀主體，是解決關(guān)鍵核心技術(shù)“卡脖子”問題的重要力量，貢獻了我國60%以上的GDP 和70%以上的技術(shù)創(chuàng)新，［1］中小企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新日益成為構(gòu)建新發(fā)展格局的關(guān)鍵因素。中小企業(yè)創(chuàng)新具有治理結(jié)構(gòu)靈活、市場反應迅速等特征，［2］但其人力資本和技術(shù)基礎(chǔ)薄弱，創(chuàng)新過程容易受到資本要素的約束，從融資供給和需求兩側(cè)緩解融資約束問題已然成為中小企業(yè)創(chuàng)新活動供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的核心問題。［3］為此，各國政府普遍調(diào)整財政資金配置方式，其中引入市場定價機制的政府采購支出成為主要的財政政策工具。［4］在稅收優(yōu)惠和政府補貼邊際效應遞減的前提下，政府資金配置要進一步將市場作為資源配置的決定性力量，強化市場定價機制主導并扶持中小企業(yè)的政府支出方式。發(fā)揮市場機制不僅需要弄清政府財政資金配置對中小企業(yè)發(fā)展的整體影響，更需要挖掘政策效應的產(chǎn)品市場定價和要素成本補償作用機制以及潛在的影響，在合適的范圍內(nèi)施用更加行之有效的政策，推動國家政策更加精準施行，更大限度地滿足中小企業(yè)發(fā)展需求，為經(jīng)濟增長保駕護航。

本文預期，隨著企業(yè)所在地區(qū)市場定價的財政資金配置比例上漲，中小企業(yè)的創(chuàng)新投入會顯著增加。本文采用中國中小板上市公司的數(shù)據(jù)，對上述理論預期進行了實證檢驗。結(jié)果顯示，在控制可能影響企業(yè)創(chuàng)新的諸多公司層面和宏觀層面的特征、年度和個體雙向固定效應之后，各地級市市場定價導向財政資金配置的增加的確會使中小企業(yè)增強投資意愿，特別在科研方向投入意愿會大大增加，在進行了一系列穩(wěn)健性檢驗后結(jié)論仍然不變。之后，通過對中小企業(yè)資本供給和需求兩側(cè)融資約束的實證研究，更加明確得出財政資金配置影響中小企業(yè)創(chuàng)新投入的理論路徑。首先，中小企業(yè)融資供給和需求兩側(cè)約束被有效緩解成為重要的作用路徑。其次，那些在經(jīng)濟發(fā)展程度較低、財政收入較低、政府科技支出較低、行業(yè)競爭較大但企業(yè)并不分散的地區(qū)，風險承擔較低或交易費用較高的中小企業(yè)，在市場定價的財政資金配置增加時更有可能提高創(chuàng)新投入。

本文至少存在以下幾方面貢獻：（1）研究主題和數(shù)據(jù)獲取上，本文從中小企業(yè)創(chuàng)新投入視角，手工搜集地方政府部門報告中的財政支出年度決算，考察了地方政府財政資金配置對企業(yè)的潛在影響，拓展和深化了已有的關(guān)于政府行為與企業(yè)行為之間關(guān)系的學術(shù)文獻。（2）研究視角上，區(qū)別于已有研究，本文從中小企業(yè)融資面臨供給和需求兩側(cè)約束被有效緩解的作用路徑展開研究，探討了財政資金配置對中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要意義，拓展了中小企業(yè)創(chuàng)新主題的研究。

本文使用的是中小企業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)，在將研究結(jié)論推廣至所有中小企業(yè)時可能面臨樣本選擇問題。然而本文實證結(jié)論在很大程度上是可以延伸解讀的，由于不能通過股票市場融得資金等原因，與上市中小企業(yè)相比，非上市公司面臨更多融資約束問題，對財政資金配置支持創(chuàng)新更敏感。因此，如果上市中小企業(yè)受市場定價的政府財政資金配置影響，那非上市中小企業(yè)在面臨政府采購機會時改變創(chuàng)新要素資源配置以獲取訂單的動機會更強烈。

一 理論分析與研究假設(shè)

基于新供給經(jīng)濟學中關(guān)于“有效市場和有為政府關(guān)系”理論，本文建立了財政資金配置影響中小企業(yè)創(chuàng)新投入的分析框架，即在有效市場建立過程中，有為政府通過科學合理的政策行為在供給側(cè)破解資本要素約束以優(yōu)化資源配置并促進創(chuàng)新。［3］市場采購類財政資金配置比例提升意味著政府更加重視產(chǎn)品市場消費的定價機制和引導作用，強化市場作為資源配置的決定性力量，并通過政府采購實現(xiàn)政策扶持和提供公共服務(wù)的兼顧，［5］同時采購作為一種創(chuàng)新政策行為，會引導預期和穩(wěn)定產(chǎn)品市場需求，提高政策支持產(chǎn)品的知名度和影響力，激發(fā)要素市場改革并激勵中小企業(yè)創(chuàng)新投入。

第一，緩解中小企業(yè)面臨的嚴重融資約束。一方面，根據(jù)信息不對稱理論，市場定價的財政資金配置以招標公告等形式明確對購買標的的要求，通過規(guī)模采購和競爭機制引導融資市場需求，減少市場摩擦，從而降低信息不對稱程度，緩解融資約束，激勵中小企業(yè)加大創(chuàng)新投入以提供符合招標要求的創(chuàng)新產(chǎn)品或服務(wù)。另一方面，根據(jù)信號理論，這種財政資金配置可以向產(chǎn)品市場傳遞政府政策規(guī)劃及其財政資金方向的信號，基于其激勵創(chuàng)新的政策工具屬性，當中小企業(yè)為獲取政府訂單而進行外部融資時，由于產(chǎn)品投資方向符合政策導向，在融資市場中獲得融資的難度得以降低，融資約束得到緩解，從而更可能獲取所需技術(shù)創(chuàng)新資源，并提高創(chuàng)新投入。［6］

第二，緩解資本供給不足導致的嚴重融資約束。根據(jù)韋伯定律，行為人對外部刺激的差別感知閾限與原有刺激量成正比。市場定價采購的財政資金配置可以向資本供給方傳遞政府配置財政資金方向的信號，這增強了投資者對中小企業(yè)的投資信心，使其更愿意向競爭政府訂單的中小企業(yè)提供資金。當外部融資供給水平較低時，中小企業(yè)對財政資金支持的敏感性更高，更有可能關(guān)注并迎合政府。［7］隨著資本供給水平提高，銀企間的信息透明度更高，各層級審批的手續(xù)更簡潔，融資門檻和難度進一步降低，同時政企間的信息溝通更順暢，政府能夠更有效甄別具有創(chuàng)新發(fā)展能力和潛力的企業(yè)，［8］中小企業(yè)對財政刺激的敏感程度也隨之下降。

第三，緩解融資能力不強導致的融資約束。不同行業(yè)內(nèi)中小企業(yè)資本需求、舉債能力和資本結(jié)構(gòu)存在較大差異，對內(nèi)外環(huán)境的反應能力、適應程度及調(diào)整余地不同。［9］財政資金配置向融資市場中傳遞政策信號，在一定程度上給中小企業(yè)提供了隱性擔保，［10］進而緩解中小企業(yè)由于自身資本需求能力不足而導致的嚴重融資約束。自身融資能力強的中小企業(yè)，為了保持較好的財務(wù)靈活性，不會輕易進行創(chuàng)新決策；［11］自身融資能力弱的中小企業(yè)能獲得的投資機會少，對政策刺激更敏感，更可能快速把握機會，贏得政府采購訂單。

第四，同時緩解資本供給不足和需求能力不強導致的融資約束。由于中小企業(yè)的融資約束可能同時存在外部資本供給不足、自身能力有限的問題，［12］市場定價采購的財政資金配置增加，意味著低風險且大規(guī)模的產(chǎn)品市場的現(xiàn)時需求和未來趨勢，既能通過隱性擔保而改善資本供給市場對中小企業(yè)的認知，［13］也可以減少中小企業(yè)經(jīng)營風險，從而緩解中小企業(yè)資本供給和需求兩側(cè)導致的融資約束，激勵中小企業(yè)進一步加大創(chuàng)新投入。

綜合來看，中小企業(yè)融資面臨的資本供給和需求兩側(cè)約束被有效緩解是重要作用路徑。在這一背景下，為獲取可能的市場機會，中小企業(yè)通過研發(fā)創(chuàng)新以求“萬事俱備”便成了現(xiàn)實的選擇。當然，政府采購支出中向中小企業(yè)預留份額的上漲也有可能使中小企業(yè)產(chǎn)生路徑依賴，進而抵消其對中小企業(yè)的激勵效應。已有研究發(fā)現(xiàn)，向中小企業(yè)預留份額的上漲并不能夠使中小企業(yè)產(chǎn)生足夠的依賴心理而降低創(chuàng)新投入。［14］這源于：一方面，市場定價的財政資金配置只能使中小企業(yè)獲得更多參與政府采購的市場競爭機會，并不會直接獲得訂單；另一方面，這是政府對中小企業(yè)創(chuàng)新普適性支持行為，需要依靠產(chǎn)品來交換，而不是政府“單向輸血”［7］。

綜上，本文提出了如下假設(shè)：在其他條件保持不變的情況下，市場定價采購的財政資金配置比例越高，中小企業(yè)的創(chuàng)新投入強度也越大。

二 實證研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與模型設(shè)定

2014 年《中華人民共和國預算法》修正案要求各級政府、各部門、各單位及時向社會公開政府采購的情況，《中華人民共和國政府采購法實施條例》從2015 年開始執(zhí)行。本文以2015—2021 年為研究樣本。其中：（1）財政資金配置數(shù)據(jù)從各地級行政區(qū)科技局年度決算報告中手工整理獲得；（2）中小企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR、CNRDS、Wind 等數(shù)據(jù)庫；（3）地區(qū)特征數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》。參照既有文獻的通行做法，本文對原始數(shù)據(jù)做如下處理：（1）剔除金融類企業(yè)；（2）剔除在樣本期內(nèi)被ST、*ST、PT 處理的企業(yè)；（3）剔除研究所需變量缺失的樣本。最終得到1 782 個觀測值。為消除極端值的影響，保證結(jié)果穩(wěn)健，所有連續(xù)變量均做1%的縮尾處理。本文設(shè)定回歸模型來驗證假設(shè)：

在式（1）所示的雙向固定效應模型中，RD 代表企業(yè)的創(chuàng)新投入強度，GP 代表財政資金配置，X 為一組控制變量（下文具體介紹），μi和φt表示企業(yè)和年度固定效應，分別控制企業(yè)層面上的非時變因素和年度方面不隨著企業(yè)的經(jīng)營行為變化的共同沖擊。為防止OLS 回歸過程中的異方差和序列相關(guān)問題對結(jié)論的影響，本文對回歸系數(shù)的標準誤在公司層面進行了聚類調(diào)整。

（二）變量構(gòu)造說明

1.中小企業(yè)創(chuàng)新投入（RD）：本文借鑒李文貴和余明桂［15］、孟慶斌和師倩［16］的做法，用研發(fā)投入金額除以年末資產(chǎn)總額來衡量創(chuàng)新投入。為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健性，保留樣本年度的觀測值，但將此區(qū)間未報告創(chuàng)新投入的樣本作為缺失值處理。

2.財政資金配置（GP）：相比較政府采購支出，零星支出多是金額較小、未納入政府集中采購目錄，或者雖納入集中采購目錄但未達限額的分散采購，因此為更好反映流向企業(yè)的財政資金，本文更關(guān)注規(guī)范、公開的政府采購支出，采用歸口科技部門的政府采購金額占本年度支出合計金額的比重來衡量財政資金配置。一方面，根據(jù)屬地原則，地級市是比較關(guān)鍵的資源配置和執(zhí)行單位，有上傳下達壓力，用地級行政區(qū)數(shù)據(jù)能夠更好地和企業(yè)進行匹配；另一方面，根據(jù)《中華人民共和國科學技術(shù)進步法（2007 年修訂）》和2018 年通過的《科學技術(shù)部職能配置、內(nèi)設(shè)機構(gòu)和人員編制規(guī)定》，縣級以上地方科技部門負責本行政區(qū)域的科技進步工作，負責協(xié)調(diào)提出科技資源合理配置的政策措施建議，其財政資金配置與地區(qū)創(chuàng)新發(fā)展成效等直接相關(guān)。因此，該指標不僅能較好地刻畫財政資金配置對企業(yè)研發(fā)的影響，也充分考慮了中國財政政策的現(xiàn)實、地方政府財政壓力、財政資金預決算等宏觀政策對微觀企業(yè)行為的影響。

3.控制變量（X）：為緩解遺漏變量內(nèi)生性干擾，提高回歸估計效率，參考已有文獻，引入一系列企業(yè)層面、地區(qū)特征和宏觀層面控制變量（表1）。

表1 變量定義表

三 實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 列示了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。RD的中位數(shù)約等于均值，但標準差較大，一方面意味著大部分中小企業(yè)確實普遍有創(chuàng)新投入，和前文推斷一致；另一方面意味著各企業(yè)創(chuàng)新投入差異較大。GP的平均值為0.022，表明樣本期間政府采購支出平均占年度財政資金配置的比重為2%，比重相對較?。籊P的標準差為0.035，大于均值，說明不同地區(qū)的財政資金配置差異較大。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）市場定價的財政資金配置對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

表3 列示了模型（1）的多元回歸分析結(jié)果。表3的結(jié)果分為三部分：首先，列（1）只加入年度和公司的固定效應作為控制變量，GP的回歸系數(shù)顯著為正，即中小企業(yè)創(chuàng)新投入與地方政府采購支出顯著正相關(guān)；列（2）加入了除年份固定效應之外的所有控制變量，GP的結(jié)果保持不變；列（3）的年度和公司雙向固定效應模型結(jié)果顯示，GP的回歸系數(shù)依然顯著為正。列（4）為雙向固定效應模型變量的VIF，最大值為2.11，遠小于10，說明變量之間不存在多重共線性。

表3 模型（1）多元回歸分析結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文內(nèi)生性偏誤可能有：第一，雙向因果問題，獲得更多政府支持的企業(yè)創(chuàng)新投入更多，同時創(chuàng)新能力更強的企業(yè)可能得到更多的政府財政支持；第二，遺漏變量問題，除了企業(yè)自身特征外，區(qū)域經(jīng)濟環(huán)境變化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等仍有可能同時影響企業(yè)所獲得的財政支持與創(chuàng)新。本文執(zhí)行了以下穩(wěn)健性測試（表4），以保證結(jié)果可靠。

表4 穩(wěn)健性檢驗分析

1.工具變量法。本文引入地方科技部門的“三公經(jīng)費”（Threepc）作為工具變量，用該地區(qū)科技部門年度決算報告披露的三公經(jīng)費金額與部門本年支出合計的比值來衡量。選擇該工具變量的理由是在我國國家治理現(xiàn)代化的背景下，各級政府的“節(jié)約型政府”“有為政府”的建設(shè)程度會影響部門的支出方式。2011 年起，我國縣級以上政府部門“定期曬‘三公’”，可以理解為“三公”支出受制于更為嚴格的規(guī)則以及可追溯性和問責性的要求。在此基礎(chǔ)上，政府部門更要兼顧經(jīng)濟效益和社會需要，謹慎規(guī)劃財政支出結(jié)構(gòu)和方式。故而，在“三公”支出更加謹慎的背景下，地方政府部門年度決算披露的“三公經(jīng)費”支出比例越高，越能說明該部門和市場交流越多，風險厭惡程度越低，更有可能采取市場定價的財政資金配置。而地方科技部門作為政府引領(lǐng)和支持創(chuàng)新的重要推手，有責任落實這一財政政策工具，保證其效率。財政資金的使用管理越嚴格，“三公”支出比例高的政府部門越有可能選擇市場定價的財政資金配置。誠然，無法保證地方政府“三公”經(jīng)費支出比例通過其他途徑與當?shù)刂行∑髽I(yè)的創(chuàng)新投入之間產(chǎn)生聯(lián)系，但這種聯(lián)系即便有，也比較微弱。未報告的結(jié)果顯示（未報告的內(nèi)容為穩(wěn)健性分析數(shù)據(jù)），一階段Threepc在1%的水平上顯著為正，這說明地方科技部門和外界交流越多，市場定價的財政資金配置占比越大；二階段加入IV的回歸結(jié)果顯示GP系數(shù)0.108仍顯著為正且高于基準回歸的0.019，證明了前文結(jié)論不僅可靠、穩(wěn)健，而且可能是被低估的。

2.安慰劑檢驗。一般科技部門市場定價的財政資金配置和地方政府偏好及財政壓力等因素相關(guān)，和經(jīng)濟行業(yè)分類無關(guān)。本文以行業(yè)對應財政資金配置平均值作為核心解釋變量的“安慰劑”，如果系數(shù)顯著則表明可能存在遺漏變量使得市場定價的財政資金配置與創(chuàng)新投入之間存在正向關(guān)系。未報告的結(jié)果顯示系數(shù)不顯著，表明中小企業(yè)所在行業(yè)市場定價的財政資金配置與創(chuàng)新投入之間不存在相關(guān)關(guān)系，這為本文的研究提供了較有力的佐證。

3.更換創(chuàng)新投入強度的衡量指標。本文參照張嘉望等人的做法，［14］將中小企業(yè)的研發(fā)投入金額與營業(yè)收入的比值（RatioRD）作為被解釋變量，重新對模型進行回歸。未報告的結(jié)果顯示，本文結(jié)論依然成立。

四 進一步分析

（一）機制檢驗

1.融資約束渠道。根據(jù)本文的理論分析，中小企業(yè)融資約束越嚴重，對政策支持越敏感，財政資金配置促進創(chuàng)新投入的激勵效果越明顯。本文采用SA 指數(shù)測度企業(yè)面臨的融資約束FC，在全樣本中引入融資約束FC和GP的交乘項，構(gòu)建模型進行研究，并按照FC的中位數(shù)將樣本分為兩組，進行分組估計，同時檢驗組間差異的統(tǒng)計顯著性。

其中，F(xiàn)C= -0.737 ×Size+ 0.043×Size2- 0.04 ×Age，該式中Size為以十億計量的資產(chǎn)賬面價值的對數(shù)，Age為成立年限，F(xiàn)C越大，企業(yè)面臨的融資約束逐漸下降，即FC_SA與FC正相關(guān)。表5 第（1）列到第（3）列報告了模型（2）和分組估計的回歸結(jié)果，可以看到交乘項系數(shù)顯著為正，分組檢驗中融資約束高組GP的系數(shù)顯著為正，和預期一致。當融資約束程度相對較低時，市場定價的財政資金配置對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用不顯著，隨融資約束程度上升，這種促進作用凸顯出來，說明有限的財政資金支持更有可能緩解本就面臨高融資約束的中小企業(yè)的融資困境，并激勵其創(chuàng)新，且該效應差異統(tǒng)計上顯著，即融資約束渠道是穩(wěn)健的。從經(jīng)濟顯著性衡量，當融資約束程度上升一單位，市場定價的財政資金配置每變動一個單位標準差的創(chuàng)新促進效應增加0.084%（0.024×0.035），約相當于中小企業(yè)創(chuàng)新投入標準差的4.94%，經(jīng)濟顯著性較強。

表5 融資約束渠道

2.資本供給和需求的影響。為進一步考察資金供給和需求兩側(cè)的融資約束如何影響市場定價的財政資金配置對中小企業(yè)的創(chuàng)新促進效應，本文分別按供給側(cè)的約束（FS）和需求側(cè)的約束（FN）中位數(shù)將樣本分組，分樣本進行OLS 回歸，并引入三重交乘模型：

在新興市場經(jīng)濟國家，企業(yè)融資的來源主要是債務(wù)融資，［17］從債務(wù)融資供給和需求角度分析可能具有更廣泛的適用性。本文參照蔡棟梁等人的做法用全市年末存、貸款余額和該市年生產(chǎn)總值的比值計量外部融資供給（FIN）。［18］借鑒饒品貴等人的做法，［11］用企業(yè)未使用剩余舉債能力（SDC）來度量企業(yè)融資能力，SDC=max（0，行業(yè)平均負債水平-企業(yè)負債水平），負債水平用賬面價值度量。為便于理解，分別取負值來衡量根據(jù)外部供給造成的融資約束（FS）和中小企業(yè)融資能力導致的融資約束（FN），取值越大，表示融資約束越大。表6 顯示，分組檢驗在FS和FN高組均顯著為正，三重交乘項系數(shù)β7在5%的水平上顯著為正，說明在供給側(cè)和需求側(cè)及兩側(cè)同時受到更高融資約束的情況下，該促進作用更加明顯，這是因為融資供給側(cè)和需求側(cè)及兩側(cè)同時受到更高約束的中小企業(yè)，緩解供需兩側(cè)融資約束的空間和可能性更大，更可能根據(jù)市場定價的財政配置資金方式，主動迎合政府主導方向，提高創(chuàng)新投入。

表6 資本供給和需求的影響

（二）異質(zhì)性分析

1.地區(qū)差異的影響。本文認為，融資約束影響了市場定價的財政資金配置的創(chuàng)新促進作用，由此衍生一個問題：如果市場融資環(huán)境良好，那么中小企業(yè)對財政資金配置的敏感性會降低。為此，設(shè)置了三個地區(qū)層面的指標來對中小企業(yè)面臨的外部融資環(huán)境進行衡量，包括中小企業(yè)所處地區(qū)的地理區(qū)位、中小企業(yè)所處地區(qū)的財政收入和科技支出水平。分別按照上述指標的年度中位數(shù)將樣本分為兩組（地理區(qū)位按東中西分為三組），然后進行分組回歸。表7 證實市場定價的財政資金配置對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，僅在外部融資環(huán)境較差（融資約束更高）的樣本組顯著。

表7 財政資金配置的創(chuàng)新促進效應在不同地區(qū)間的差異

2.行業(yè)競爭的影響。本文的理論分析表明，中小企業(yè)面臨的融資約束越高，市場定價的財政資金配置加大中小企業(yè)創(chuàng)新投入的作用越顯著。行業(yè)競爭程度高的中小企業(yè)通過創(chuàng)新投入來獲取政府訂單的需求應該更大。本文借鑒李文貴和余明桂的方法用銷售費用與主營業(yè)務(wù)收入的比值（COM）衡量市場競爭程度，［15］按照COM的年度中位數(shù)，將樣本進行分組回歸。表8 第（1）列和第（2）列的數(shù)據(jù)表明該效應在面臨競爭程度高的中小企業(yè)中顯著。為證實這種競爭是否和所在地區(qū)企業(yè)數(shù)量更相關(guān)，本文按照中小企業(yè)所處地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的數(shù)量（Nfirms）的年度中位數(shù)分組回歸并檢驗組間差異?；貧w結(jié)果（表8）顯示，在Nfirms較低組，GP的回歸系數(shù)顯著，這與前文結(jié)論一致，說明對財政資金配置促進中小企業(yè)創(chuàng)新投入來說，行業(yè)內(nèi)競爭程度高更有利，但地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量不能過多。為進一步探究行業(yè)競爭程度和地區(qū)企業(yè)數(shù)量的影響，本文接著按照COM和Nfirms的中位數(shù)，將樣本分為四組進行回歸，只有在COM高且Nfirms低組GP的回歸系數(shù)顯著。可能的解釋是：市場定價的財政資金配置對預算和程序有比較嚴格的控制，在滿足基本要求的前提下，企業(yè)間的競爭越激烈，越能促使企業(yè)通過研發(fā)創(chuàng)新贏得競爭；而在市場競爭的基礎(chǔ)上，高質(zhì)量企業(yè)越少，政府部門進行采購時，選擇供應商的交易費用就越低，政策目標實現(xiàn)的可能性越大。

表8 財政資金配置的創(chuàng)新促進效應在不同競爭下的差異

3.企業(yè)特質(zhì)的影響。中小企業(yè)為了開拓市場、獲得外部融資，增加了管理性費用支出，使非生產(chǎn)性成本提高，而資金困境使得中小企業(yè)風險承擔能力和水平下降，更需要市場和政策刺激以獲得機會生存發(fā)展，市場定價的財政資金配置能夠直接影響這些企業(yè)的前景預期和現(xiàn)實機遇。基于此，本文預期市場定價的財政資金配置對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，存在于非生產(chǎn)性成本較高（即交易費用較高）或風險承擔水平較低的中小企業(yè)中。其中，非生產(chǎn)性成本TransCost=（銷售費用+管理費用+財務(wù)費用-高管年薪總額-無形資產(chǎn)攤銷）/利潤總額；中小企業(yè)的風險承擔（Risk）用企業(yè)利潤率的波動性來衡量。本文按照各年度中小企業(yè)TransCost和Risk的中位數(shù)將樣本分為兩組進行回歸（表9）。結(jié)果顯示，市場定價的財政資金配置對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響存在于非生產(chǎn)性成本較高和風險承擔水平較低的中小企業(yè)中，這與本文的預期一致。

表9 財政資金配置的創(chuàng)新促進效應在不同企業(yè)間的差異

結(jié)語

國家財政資金投入與市場經(jīng)濟企業(yè)決策的行為變化存在的關(guān)系無論是在學界當中，還是在企業(yè)經(jīng)營運營管理過程當中都是值得注意的話題。本文采用中國中小板上市公司數(shù)據(jù)，考察了市場定價的財政資金配置對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)，中小企業(yè)所在地區(qū)的市場定價的財政資金配置越高，該地區(qū)中小企業(yè)的創(chuàng)新投入水平也越高。中小企業(yè)融資面臨供給和需求兩側(cè)約束被有效緩解是重要的作用路徑。本文的結(jié)論不僅豐富了相關(guān)話題的相關(guān)文獻，也擴展了相關(guān)話題的研究視域。此外，本文的結(jié)論也有重要的政策含義：政策制定部門在制定財政資金配置政策時要充分考慮中小企業(yè)的現(xiàn)實負擔，落實積極財政政策工具“組合拳”，在確定財政資金配置時，不僅可以適當提高對中小微企業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)的支持力度，同時還應進一步優(yōu)化財政資金配置結(jié)構(gòu)，推進財政資金配置市場化，支持中小企業(yè)緩解融資約束，提高創(chuàng)新投入，通過提高財政資金配置效率引導中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。