廖信林，楊 羚

(安徽財經(jīng)大學 經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 233030)

當前，我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型關鍵階段，將創(chuàng)新放在核心位置已成為發(fā)展方式從要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)變的重要前提。十八屆五中全會明確指出，創(chuàng)新是引領發(fā)展的第一動力，而全面創(chuàng)新的基礎是科技創(chuàng)新。企業(yè)作為科技創(chuàng)新的主體，其研發(fā)(R&D)活動是科技活動中最具有創(chuàng)造性的行為。但由于R&D活動具有公共產(chǎn)品的非排他性和非獨占性等特質(zhì)，使得企業(yè)自主R&D投入往往達不到社會最優(yōu)水平，企業(yè)得不到R&D投入后的全部好處。因此，政府通過財政資金引導和激勵企業(yè)加強技術(shù)創(chuàng)新，已成為主要發(fā)達國家與地區(qū)解決R&D活動市場失靈問題的通行做法。從目前的文獻來看，有關政府R&D資助對企業(yè)R&D投入的影響研究可分為以下兩類：

一是政府R&D資助對企業(yè)R&D投入究竟存在擠入效應還是擠出效應的研究。國內(nèi)外學者關于政府R&D資助對企業(yè)R&D投入影響效應所持的觀點不盡統(tǒng)一。有學者認為，政府研發(fā)資助會有效弱化市場失靈，以達到正面影響的效果[1-5]。有學者認為，由于信息不對稱，企業(yè)具有向政府機構(gòu)隱藏私人信息的動機，出于對企業(yè)戰(zhàn)略的調(diào)整和對項目盈利性的保證，有可能會減少自身成本，與此同時，擠出效應隨著政府R&D投入程度的提高而增大，即政府研發(fā)資助會完全或部分擠出企業(yè)R&D投入[6]。另外有學者研究發(fā)現(xiàn)，兩者之間不存在顯著關系[7]。由于各位學者所持觀點大相徑庭，因此對兩者之間的關系進行實證研究十分必要。

二是政府R&D資助對企業(yè)R&D投入是否存在時滯效應的研究。有學者發(fā)現(xiàn)，企業(yè)R&D投入不僅取決于當期政府R&D資助，而且明顯與前期政府R&D資助有關，即認為政府R&D資助對企業(yè)R&D投入的影響具有滯后性[8]。亦有部分學者通過微觀層面的研究，發(fā)現(xiàn)政府R&D投入對企業(yè)R&D投入影響不存在滯后效應[5]。

那么，政府R&D資助對企業(yè)R&D投入是否存在顯著的影響?究竟是擠入效應還是擠出效應?政府R&D資助對企業(yè)R&D投入是否存在時滯效應?不同行業(yè)的時滯效應是否存在較大差異?經(jīng)濟發(fā)展不同的地區(qū)是否會影響到上述過程?本文即嘗試回答上述問題。

一、理論分析

1.可能的外部影響因素

John Beath等(2000)提出，企業(yè)為了獲得更多利潤，在市場上擁有更大份額并在競爭中掌握主動權(quán)，會投入資源進行研發(fā)。當企業(yè)擁有更多利潤和更大市場后，會進一步追加研發(fā)投入。企業(yè)的創(chuàng)新要從動機轉(zhuǎn)變?yōu)樾袆有枰Y金的保證，企業(yè)的運營能力和盈利能力則會影響其所能獲得的研發(fā)資金的數(shù)量和成本，從而影響企業(yè)的研發(fā)選擇[9-10]。同時，企業(yè)環(huán)境也會影響企業(yè)的創(chuàng)新投入，企業(yè)領導人較為重視研發(fā)和創(chuàng)新，企業(yè)擁有良好的研發(fā)環(huán)境和創(chuàng)新精神等，均會使得企業(yè)加大R&D投入力度[11]。

2.可能存在杠桿效應或擠出效應

國內(nèi)外大部分學者認為，政府R&D資助對企業(yè)R&D投入可能存在杠桿效應，即接受資助的企業(yè)會增加其研發(fā)投入[9，12]。政府對企業(yè)研發(fā)項目的資助分擔了企業(yè)部分研發(fā)費用[13]，提高了企業(yè)的研發(fā)積極性。尤其是有較強研發(fā)能力的科技型中小企業(yè)，經(jīng)費制約會阻礙其研發(fā)活動的進行，政府R&D資助將會改變這一情況[14]。也有部分學者持相反觀點，認為政府對企業(yè)的R&D資助有時也會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生負面影響。當政府資助項目與企業(yè)計劃開展研發(fā)項目一致時，企業(yè)會“搭便車”而減少自身投入(Lach，2002)。有時，政府資金的進入會整體提高創(chuàng)新資源的價格，如研發(fā)人員工資水平等，從而提高企業(yè)研發(fā)成本(Kelette，2000)。由于政府對企業(yè)R&D資助具有一定的選擇性，對特定企業(yè)和特定項目進行資助，在選擇過程中不可避免地會帶來尋租行為，企業(yè)尋求獲得政府投入代替自身的投入，形成政府R&D資助的擠出效應[15]。為此，提出如下假設：

H1政府R&D資助對企業(yè)R&D投入研發(fā)存在擠入效應。

H2對于不同行業(yè)的企業(yè)，政府R&D資助的擠入效應存在差異。

H3對于經(jīng)濟發(fā)展不同地區(qū)的同一行業(yè)而言，政府R&D資助的擠入效應存在差異。

3.可能存在時滯效應

政府R&D資助對企業(yè)R&D投入的誘導是通過企業(yè)與公共研發(fā)部門之間知識、技術(shù)和人才的轉(zhuǎn)移和流動實現(xiàn)的[5]。但政府R&D資助對企業(yè)R&D投入可能存在誘導時滯，也就是說，不僅當期的政府R&D資助對當期企業(yè)R&D投入存在影響，上一期的政府R&D資助也可能會對當期企業(yè)R&D投入存在影響。支持這類觀點的主要原因有二：其一，從基礎研究到應用研究再到成果轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品需要相當長的一段時間，技術(shù)從發(fā)展到成熟再到應用和改進，每一個步驟環(huán)節(jié)都需要時間。其二，發(fā)展中國家企業(yè)的市場制度不夠成熟，競爭環(huán)境不夠激烈。隨著時間的推移，市場制度和競爭環(huán)境日趨成熟與完善，企業(yè)會真正認識到需要進行技術(shù)創(chuàng)新來提高自身競爭力，此時才會有大規(guī)模的R&D投入[8]。

基于以上理論分析，提出如下假設：

H4政府R&D資助對企業(yè)研發(fā)投入存在時滯效應。

H5對于不同行業(yè)的企業(yè)而言，政府R&D資助的時滯效應存在差異。

二、變量選擇和數(shù)據(jù)收集

1.相關變量設定

企業(yè)R&D投入(Ei)，被解釋變量，表示在研發(fā)活動中企業(yè)自主進行的資金投入。該指標使用統(tǒng)計年鑒中R&D內(nèi)部支出中的企業(yè)資金項來表示[2-3，6-7]。

政府R&D資助(Gov)，核心解釋變量，表示在研發(fā)活動中政府給予的資助力度。該指標使用統(tǒng)計年鑒中R&D內(nèi)部支出中的政府資金項來表示[2-3，6]。

行業(yè)的競爭程度(En)，控制變量，是企業(yè)研發(fā)投入變動的原因之一。企業(yè)通過研發(fā)在行業(yè)競爭中獲得主動權(quán)。根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論中的SCP范式，市場結(jié)構(gòu)對企業(yè)行為有著巨大的影響[16]。

科研人員占比(Rdpp)，控制變量，反映了企業(yè)對研發(fā)的重視情況，也體現(xiàn)了企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境。R&D人員數(shù)量在一定程度上能夠反映某地區(qū)的人才環(huán)境狀況，影響R&D投入的邊際收益和邊際成本，從而影響企業(yè)R&D投入規(guī)模[3，17]。

企業(yè)所屬地區(qū)(Area)，虛擬控制變量。由于各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展差距非常顯著，因此必須考慮地區(qū)經(jīng)濟差異[5]。以當年全國人均GDP為標準，高于全國人均標準的較發(fā)達地區(qū)為1，低于全國人均標準的欠發(fā)達地區(qū)為0。

具體變量定義如表1所示。

表1 模型中變量的選擇與定義

2.數(shù)據(jù)來源和處理

本文實證分析所用數(shù)據(jù)來自2010—2016年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。統(tǒng)計年鑒中高技術(shù)產(chǎn)業(yè)共計5個行業(yè)，分別是醫(yī)藥行業(yè)、航空航天制造業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、計算機及辦公設備制造業(yè)、醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)。

由于部分行業(yè)在部分地區(qū)存在數(shù)據(jù)缺失情況，考慮到數(shù)據(jù)的可得性和完整性，本文選取了其中的3個行業(yè)19個省市2010—2016年的面板數(shù)據(jù)進行實證分析，分別是醫(yī)藥行業(yè)、電子及通信設備制造業(yè)、醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)。模型中所涉及的所有名義變量均以2010年為基期的相應價格指數(shù)[18]進行了調(diào)整，將名義量化為實際量，以消除價格變動的影響。

三、數(shù)據(jù)檢驗及實證分析

1.初步分析

為了初步反映政府R&D資助與高技術(shù)行業(yè)企業(yè)R&D投入之間的關系，分別給出3個高技術(shù)行業(yè)相關變量的散點圖，具體如圖1～3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，擬合的曲線向右上方傾斜，即企業(yè)R&D投入與政府R&D資助之間呈現(xiàn)正相關關系，說明政府R&D資助具有顯著引導作用或“四兩撥千斤”效果[3]。同時發(fā)現(xiàn)，不同行業(yè)的擬合斜率存在較大差異，說明不同行業(yè)中政府對企業(yè)R&D資助的擠入效應存在差異。

圖1 醫(yī)藥行業(yè)企業(yè)R&D投入與政府R&D資助關系

圖2 電子及通信設備制造業(yè)企業(yè)R&D投入與政府R&D資助關系

圖3 醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)企業(yè)R&D投入與政府R&D資助關系

2.模型設定及估計結(jié)果

(1) 分組基準回歸模型。為了驗證H1、H2和H3是否成立，分別對3個行業(yè)設定不考慮地區(qū)經(jīng)濟差異的固定效應模型(式(1))和考慮地區(qū)經(jīng)濟差異的固定效應模型(式(2))。其中，模型2中的地區(qū)經(jīng)濟差異使用地區(qū)虛擬變量和政府R&D資助的交乘項進行衡量?？紤]到各變量的單位不同，對各變量取對數(shù)以消除量綱影響。

模型1和模型2分別如式(1)、(2)所示，估計結(jié)果如表2所示。

ln Eiit=α+β1ln Govit+β2ln Rdppit+

β3ln Enit+εit

(1)

ln Eiit=α+β1ln Govit+β2ln Rdppit+

β3ln Enit+β4Arealn Govit+εit

(2)

回歸結(jié)果顯示，對于3個行業(yè)而言，無論是否考慮地區(qū)經(jīng)濟差異，核心解釋變量政府R&D資助的系數(shù)顯著為正，說明政府R&D資助對企業(yè)R&D投入具有擠入效應，即假設H1成立。但是，不同行業(yè)中政府資助的擠入效應的大小存在差異。具體而言，無論是否考慮地區(qū)經(jīng)濟差異，政府R&D資助對企業(yè)R&D投入擠入效應最大的是醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)，其次是電子及通信設備制造業(yè)，而醫(yī)藥行業(yè)最小，其擠入效應約為醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)的1/2，假設H2成立。同時，地區(qū)虛擬變量僅在醫(yī)藥行業(yè)均通過顯著性檢驗，并不能說明對于經(jīng)濟發(fā)展不同地區(qū)的同一行業(yè)政府R&D資助的擠入效應確實存在顯著差異，未能有效支持假設H3。

行業(yè)競爭程度正向促進企業(yè)R&D投入。在市場信息有效傳遞的前提下，行業(yè)競爭的增加會直接引起新產(chǎn)品生產(chǎn)的增加或者新產(chǎn)品價格的提高。前者可能促使企業(yè)加大研發(fā)投入力度，因為新產(chǎn)品的生產(chǎn)不同于標準化的產(chǎn)品，需要企業(yè)投入更大比例的科技成果或者知識產(chǎn)品；而后者則會對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生更大的利潤激勵[17]。

表2 政府R&D資助對企業(yè)R&D投入影響的回歸結(jié)果(基準回歸模型)

注：括號內(nèi)的值為標準誤差，*、***分別表示在10%、1%水平下顯著，下同。

研發(fā)人員同樣正向促進企業(yè)R&D投入。研發(fā)人員的數(shù)量在一定程度上反映了企業(yè)對研發(fā)活動的重視程度以及自身的創(chuàng)新意識，是企業(yè)對人力資源，尤其是科學家和工程師在研發(fā)中重要作用的積極肯定，故而研發(fā)人員越多的企業(yè)其創(chuàng)新意識和創(chuàng)新意愿就越強，企業(yè)R&D投入就越多。

(2) 靜態(tài)面板分布滯后模型。研究政府R&D資助的滯后效應時，采用分布滯后面板模型[5]，對3個行業(yè)因變量取當期t值，自變量則均取滯后m階(t-m，1，2)值，并分別取滯后二期進行回歸，計算公式為

ln Eiit=α+β1ln Govit-m+β2ln Rdppit-m+

β3ln Enit-m+εit

(3)

回歸結(jié)果如表3所示。

表3 政府R&D資助影響企業(yè)R&D投入的滯后分析(靜態(tài)面板分布滯后模型)

注：**表示在5%水平下顯著，下同。

回歸結(jié)果顯示，只有醫(yī)藥行業(yè)滯后一期政府R&D資助對企業(yè)R&D投入的影響系數(shù)顯著為正，即對于醫(yī)藥行業(yè)來說，如果上一期政府R&D資助較多，會刺激企業(yè)加大當期的R&D投入。其他行業(yè)政府R&D資助的滯后一期和滯后二期并未全部通過顯著性檢驗，檢驗結(jié)果未能有效支持H4和H5。

(3) 動態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型。上文討論的均是靜態(tài)面板固定效應模型，因為企業(yè)R&D投資的當期投入與上期有極大可能存在自回歸現(xiàn)象[19]，以動態(tài)的角度分析其影響可能更接近實際情況，因此將政府R&D資助的滯后項引入模型，將靜態(tài)面板固定效應模型轉(zhuǎn)換為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，進一步研究政府R&D資助對企業(yè)R&D投入影響的時滯性。設定的動態(tài)面板模型方程為

ln Eiit=α+β1ln Eiit-1+β2ln Govit+β3ln Govit-1+

β4ln Rdppit+β5ln Enit+εit

(4)

動態(tài)面板GMM模型估計適用于短面板數(shù)據(jù)，本文使用的面板數(shù)據(jù)符合動態(tài)面板GMM模型的適用范圍，故選擇GMM模型進行估計。

GMM模型估計的核心問題就是工具變量的選擇。本文在參考大量文獻及已有研究的基礎上，將政府R&D資助的滯后一階作為工具變量，估計結(jié)果如表4所示。

表4 政府R&D資助影響企業(yè)R&D投入的滯后分析(動態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型)

回歸結(jié)果表明，醫(yī)藥行業(yè)和電子及通信設備制造業(yè)滯后一期的企業(yè)R&D投入的系數(shù)均通過不同顯著性水平的檢驗，說明上一期的企業(yè)R&D投入對當期的企業(yè)R&D投入有影響，但是對兩個行業(yè)的影響作用不同。醫(yī)藥行業(yè)上一期企業(yè)R&D投入對當期企業(yè)R&D投入存在積極的正向影響，而對電子及通信設備制造業(yè)卻存在消極的負向影響。同時，醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)滯后一期的企業(yè)R&D投入未能通過顯著性檢驗，說明該行業(yè)滯后一期的企業(yè)R&D投入對當期企業(yè)R&D投入無顯著影響。由此可以看出，企業(yè)R&D的當期投入是否會受到上期投入的影響與行業(yè)類型有較大關系。

此外發(fā)現(xiàn)，3個行業(yè)市場的競爭程度均在1%的顯著性水平下與企業(yè)R&D投入成正比，即市場競爭程度越高，企業(yè)R&D投入越多，希望通過研發(fā)來獲取市場占有率、獲得利潤的意愿就越強烈。其中，醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)的行業(yè)競爭程度帶來的擠入效應最大。而本文最為關注的滯后一期的政府R&D資助系數(shù)，在3個行業(yè)中差別較大。對于醫(yī)藥行業(yè)來說，政府R&D資助具有正向時滯性，即上一期政府R&D資助越多，當期R&D投入越多。而在電子及通信設備制造業(yè)則得出相反結(jié)論，上一期政府R&D資助越多，會導致企業(yè)產(chǎn)生依賴性，當期企業(yè)R&D投入會減少。醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)未通過顯著性檢驗，無法說明政府R&D資助具有時滯效應。由此得出結(jié)論：政府R&D資助是否具有時滯性也與行業(yè)類型有較大關系。

四、結(jié)論及政策建議

本文主要結(jié)論有以下幾個方面：

(1) 從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)總體來看，政府R&D資助對于企業(yè)R&D投入具有擠入效應而非擠出效應，在時滯效應的靜態(tài)分析中，政府R&D資助僅對于醫(yī)藥行業(yè)企業(yè)R&D投入具有顯著的一階正向滯后性；而在時滯效應的動態(tài)分析中，政府R&D資助對各行業(yè)企業(yè)投入的時滯效應差異明顯。進一步來說，政府R&D資助對醫(yī)藥行業(yè)的企業(yè)R&D投入具有正向滯后效應，對電子及通信設備制造業(yè)的企業(yè)R&D投入具有負向滯后效應，對醫(yī)療儀器設備及儀器儀表制造業(yè)的企業(yè)R&D投入無滯后效應。

(2) 從高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的細分行業(yè)來看，政府資助與企業(yè)R&D投入的關系雖然都是顯著的擠入效應，但卻因行業(yè)不同而存在較大差異。其中，對于電子及通信設備制造業(yè)的擠入效應最為明顯。

(3) 從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度來看，地區(qū)差異對醫(yī)藥行業(yè)的企業(yè)R&D投入影響較為顯著，對其余行業(yè)影響不明顯。

基于上述結(jié)論，本文認為政府的R&D資助是有必要且有一定效果的，但在支持政府加大R&D資助力度的同時，更應該依據(jù)資助對象的特征充分考慮行業(yè)差異和地區(qū)差異，從而制定不同標準的資助方案，使得政策設計更加具有針對性。同時，由于政府R&D資助在部分行業(yè)存在時滯性，政府R&D資助政策應繼續(xù)立足于長期與基礎研究，為企業(yè)R&D活動創(chuàng)造良好的平臺和環(huán)境。