蔡郁文

【摘要】? ?文章以民營企業(yè)為研究樣本，考察了政府補貼對民營企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。實證結(jié)果顯示，在一定的適度區(qū)間，政府的補貼行為為企業(yè)提供了創(chuàng)新資金空間，促進企業(yè)創(chuàng)新，但補貼超過一定程度會降低企業(yè)的市場競爭性，產(chǎn)生擠出效應，導致企業(yè)創(chuàng)新乏力。政府補貼和民營企業(yè)技術創(chuàng)新總體呈倒U形的相關關系，并且當民營企業(yè)所處地區(qū)政府干預較弱、非公有經(jīng)濟發(fā)展較好時，補貼的資源配置效應更佳。文章通過分析政府補貼對民營企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，并選取不同情境分析，試圖為政府支持民營企業(yè)技術創(chuàng)新提供政策性意見。

【關鍵詞】? ? 政府補貼;技術創(chuàng)新

【中圖分類號】? ?F276;F812? ? 【文獻標識碼】? ?A? ?【文章編號】? ?1002-5812（2019）02-0023-04

一、引言

創(chuàng)新是經(jīng)濟發(fā)展的源泉和動力，“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”已成為當下國家發(fā)展的重要戰(zhàn)略。作為創(chuàng)新的主體，企業(yè)在進行創(chuàng)新活動時需要長期且高額的資金投入，因而需要更多的政府扶持。Frye & Shleifer（1997）認為，在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中，政府補貼就如同“扶持之手”，是補給和扶持企業(yè)發(fā)展最直接的手段。近年來，我國政府對企業(yè)補貼的數(shù)額日益增加，獲得政府補貼的企業(yè)數(shù)量從2013年的2 701家上升到2016年的3 026家，補貼金額也從2013年的792.8億元增加到2016年的1 670億元。國有企業(yè)因其特殊的產(chǎn)權性質(zhì)，更受到政府青睞，可獲取更多的補貼資源（邵敏、包群，2011），但隨著多種所有制經(jīng)濟的共同發(fā)展，民營企業(yè)迸發(fā)出強勁的創(chuàng)新勢頭，國家也越來越注重對民營企業(yè)的扶持。民營經(jīng)濟是推動我國經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，也是創(chuàng)業(yè)就業(yè)的主要領域以及技術創(chuàng)新的重要主體。但相比國有企業(yè)，目前民營企業(yè)在經(jīng)營發(fā)展和技術創(chuàng)新中面臨著更多的融資約束，需要更多的政府支持讓企業(yè)創(chuàng)新源泉充分涌流。為解決創(chuàng)新活動帶來的融資約束，民營企業(yè)可通過政治關聯(lián)獲取更多的政府補貼（余明桂，2010），但這種渠道獲取的補貼并不能促進公司的創(chuàng)新活動（夏力，2013）。袁建國等（2015）認為，非國有企業(yè)政治關聯(lián)阻礙了其創(chuàng)新活動，降低了創(chuàng)新效率，且這一負面效應大約會持續(xù)到企業(yè)獲得政治關聯(lián)后的第三年。但也有學者認為，政府補貼可以緩解民營企業(yè)和中小企業(yè)融資約束，促進企業(yè)的研發(fā)活動，取得更多的創(chuàng)新產(chǎn)出 （Lach，2002;蔡地等，2014;陳希敏等，2016）。

那么，政府補貼能否促進民營企業(yè)技術創(chuàng)新呢？本文以民營企業(yè)2008—2016年數(shù)據(jù)作為研究樣本，考察政府補貼對其技術創(chuàng)新的影響，希望能為進一步理解政府在非公有制經(jīng)濟發(fā)展和民營企業(yè)創(chuàng)新活動中的角色提供參考。

二、理論分析與假設

創(chuàng)新活動的效率取決于其成本和收益的匹配。一般情況下，企業(yè)若要進行技術創(chuàng)新活動就必須引進相應人才和技術、購買相關的設備，因而需要巨額的資金成本。另外，除去研發(fā)前期的資本投入外，創(chuàng)新活動還需要長期不斷地投入資金并且面臨巨大的風險，對于創(chuàng)新產(chǎn)出的回報率難以衡量。對于大型企業(yè)而言，其融資問題較中小企業(yè)相對簡單，并且風險承擔能力較強，有更多的流動資金可以投入到創(chuàng)新活動中去。但是對于民營企業(yè)尤其是中小企業(yè)來說，其難以承擔創(chuàng)新活動所需的高額投入和風險，對于創(chuàng)新活動的成本和收入評估體系不健全，很難進行技術創(chuàng)新。政府補貼作為企業(yè)營業(yè)外收入的一部分，從本質(zhì)上增加了企業(yè)的收益，降低了民營企業(yè)內(nèi)源融資約束并為其技術創(chuàng)新提供了資金支持。張杰等（2012）發(fā)現(xiàn)，內(nèi)源融資是企業(yè)創(chuàng)新資金的主要來源，即內(nèi)源融資約束的降低可以促進企業(yè)的創(chuàng)新活動。所以政府補貼從根本上保證了民營企業(yè)創(chuàng)新的資金來源，降低了其創(chuàng)新的資金成本，對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生了激勵效應。

但與此同時，任何事物都存在一個適度空間，當超過了適度范圍便會存在一些不可控因素。企業(yè)為獲取高額度的補貼可能會與當?shù)卣賳T建立尋租關系，這種行為導致的高額成本就會對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應，進而抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動（邵敏、包群，2012）。任曙明等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，只要企業(yè)的尋租成本不超過在建投資，企業(yè)就更愿意投資于尋租活動來獲取超額利潤。也就是說，從成本和收益角度來看，企業(yè)獲取高額補貼的成本較高，而創(chuàng)新活動持續(xù)周期長，獲得回報時間較晚，創(chuàng)新活動收益的滯后導致企業(yè)“尋補貼”的政治成本很難及時填補。而維持穩(wěn)定的尋租關系可以使企業(yè)長期獲取高額補貼，延續(xù)企業(yè)發(fā)展，因而企業(yè)更愿意將所獲補貼投資于尋租活動來獲取超額利潤。其次，從心理學角度看，當企業(yè)長期獲得高額補貼作為額外收入時，會對政府補貼產(chǎn)生依賴心理，依賴政府補貼來提高利潤，進而弱化其通過生產(chǎn)技術創(chuàng)新來提高企業(yè)利潤的動力。綜上所述，高額且長期穩(wěn)定的政府補貼會抑制企業(yè)的技術創(chuàng)新。

綜上，本文提出以下假設：政府補貼和企業(yè)技術創(chuàng)新的相關關系呈倒U形，在一定的適度區(qū)間，政府補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新正相關，高額度的政府補貼會產(chǎn)生擠出效應，與企業(yè)技術創(chuàng)新負相關。

三、研究設計

（一） 變量選擇

1.技術創(chuàng)新。考慮到數(shù)據(jù)的有效性和可獲取性，將創(chuàng)新的產(chǎn)出作為技術創(chuàng)新變量，即企業(yè)當年的專利申請數(shù)。專利申請數(shù)分為發(fā)明（當年授權個數(shù)）、實用新型和外觀設計三類，全部數(shù)據(jù)來自CSMAR。因創(chuàng)新活動存在滯后，本文將所有申請個數(shù)加總?cè)?shù)作為技術創(chuàng)新變量，并滯后一期。

2.政府補貼。數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，將政府補貼金額除以營業(yè)收入作為政府補貼的衡量指標。

3.其他控制變量。借鑒既有文獻，選擇相關解釋變量予以控制，另外控制年度和行業(yè)效應。表1為具體的研究變量及定義。

（二） 模型構建

本文采用OLS回歸分析政府補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。理論分析得出政府補貼對于企業(yè)技術創(chuàng)新的影響呈倒U形，所以加入二次項進行回歸。模型如下：

Patents1=β0+β1Sub+β2Sub2+∑Control+ε? ?模型 （1）

Control為控制變量，模型還控制了年份效應與行業(yè)效應。

（三） 樣本選擇

本文選擇2008—2016年民營企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本，并剔除金融行業(yè)數(shù)據(jù)。因為專利數(shù)據(jù)的滯后，最終回歸樣本僅為2009年到2016年的民營企業(yè)，共50 187條數(shù)據(jù)。

四、實證分析

（一） 描述性分析

表2為樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計，將連續(xù)變量進行了winsor處理。政府補貼強度的均值為0.0141，最大值為0.1099。專利研發(fā)數(shù)量對數(shù)的平均值為1.629，最小值為0，最大值為9.2959，不同企業(yè)間創(chuàng)新能力差異較大。

兩個變量間的相關系數(shù)如下頁表3所示。雖然政府補貼的一次項（sub）和專利申請數(shù)量（patents1）的相關系數(shù)不顯著（相關系數(shù)為0.0001），但政府補貼的二次項（sub2）與專利申請數(shù)量（patents1）的相關系數(shù)為負且在1%水平上顯著（相關系數(shù)為-0.013）。表3的結(jié)果在一定程度上滿足本文假設，政府補貼一次項和專利申請數(shù)量相關系數(shù)不顯著是因為這僅僅只是兩個變量間的相關關系，既沒有控制其他影響因素，也不能很好地凸顯政府補貼與專利申請數(shù)量的非線性關系。除補貼數(shù)據(jù)外，其余回歸數(shù)據(jù)間的相關系數(shù)絕對值沒有大于0.8，不存在多重共線的問題，進行下一步的多元回歸分析。

（二） 多元回歸分析

從下頁表4可以看出，一次項系數(shù)β1顯著大于0，而二次項系數(shù)β2顯著小于0（在不同水平下顯著）。整個變化規(guī)律如下頁圖1所示，呈倒U形。即：在一定低水平補貼下，政府補貼可以促進企業(yè)創(chuàng)新，但在高水平補貼下，政府補貼會導致企業(yè)創(chuàng)新乏力。規(guī)模越大、面臨行業(yè)競爭越強的公司更有動力和能力進行創(chuàng)新，獨立董事規(guī)模越大的公司，更能降低公司管理層的短視行為，保證管理層從長遠角度為公司考慮，促進創(chuàng)新。

（三） 進一步分析

進一步分析不同情境下，民營企業(yè)對于政府補貼這一資源配置的效率如何。民營企業(yè)的發(fā)展受到其所處地區(qū)非公有制經(jīng)濟發(fā)展情況的宏觀影響，為此，本文首要分析在非公有制經(jīng)濟發(fā)展不同的情況下，政府補貼與技術創(chuàng)新的關系是否有所變化（見表5）。本文選取樊綱指數(shù)中第三項指標衡量非公有制經(jīng)濟發(fā)展情況，并按50分位數(shù)進行分組。因回歸模型涉及二次項，所以將補貼程度按50分位數(shù)分高低兩組，構建出二乘二矩陣進行分析。在低適度補貼區(qū)間內(nèi)（列1和列2），處于非公經(jīng)濟發(fā)展較差組的相關系數(shù)要小于發(fā)展較好的地區(qū)，即民企所處地區(qū)的非公有制經(jīng)濟發(fā)展越好，其資源配置效率越高，創(chuàng)新產(chǎn)出效率越高。在高補貼組，列3系數(shù)為-1.043且在5%水平上顯著，即非公有制經(jīng)濟發(fā)展較差時，政府給予民營企業(yè)的高額補貼會讓民企產(chǎn)生依賴心理或?qū)ぷ猬F(xiàn)象，進而對創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應。但當所處區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平較高時，資源配置效率高，市場的運作和監(jiān)控能力較高，便不會產(chǎn)生這樣的負面影響（相關系數(shù)為0.540，接近顯著）。

其次，政府補貼來源于政府，作為政府的一項重要支出項目，本文從政府角度出發(fā)，考慮政府與市場的關系是否也會影響其自身補貼資源的配置效率。本文選取樊綱指數(shù)中第二指標衡量市場與政府的關系，評分越高表示政府干預程度越低，市場主導能力較強，表6中列1和列2為低補貼情況下政府干預的影響情況。在適度補貼的情況下，政府補貼能緩解民營企業(yè)融資約束并促使其積極投入到創(chuàng)新活動中。但此時，政府干預較高組的相關系數(shù)要小于較低組（高干預組相關系數(shù)為48.24，低干預組為49.20），即高干預組政府補貼對創(chuàng)新的影響效應弱于低干預組。這是因為隨著政府干預的強度增加，一方面政府高強度的干預直接影響了民營企業(yè)的經(jīng)營活動，從而導致了民營企業(yè)資源配置效率的下降;另一方面，從民企所處市場環(huán)境來看，政府干預導致了市場化水平的降低，從而也降低了市場對企業(yè)資源合理配置的監(jiān)督作用。列3和列4為高補貼情況下政府干預對兩者關系的影響。當政府干預較高時，民企獲取政府補貼的成本較高，其從政府獲得高額補貼的同時會被迫承擔一系列政治成本，從而擠出創(chuàng)新。另一種情況下，當政府參與資源配置程度較低時，民企所獲高額補貼可能是出于政府對于其創(chuàng)新發(fā)展以及帶動當?shù)胤枪兄平?jīng)濟活力釋放的看好，且較少干預企業(yè)的配置資源活動，進而促進了企業(yè)技術創(chuàng)新（相關系數(shù)為1.136，在1%水平上顯著）。

五、結(jié)論及政策性建議

政府補貼作為一種扶持企業(yè)發(fā)展的行為，為企業(yè)提供了資金支持，鼓勵企業(yè)參與國際市場競爭。然而目前市場競爭力較強，以互聯(lián)網(wǎng)為首的新興行業(yè)對傳統(tǒng)行業(yè)沖擊較大，每一個民營企業(yè)要想立足于市場必須不斷地創(chuàng)新。本文經(jīng)過研究得出結(jié)論：在一定的適當補助金額區(qū)間，政府補貼可以激勵企業(yè)技術創(chuàng)新，但過度補助會讓企業(yè)產(chǎn)生依賴性，或造成民營企業(yè)家尋租現(xiàn)象，從而對創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應。從民營企業(yè)角度出發(fā)，民企所處地區(qū)的非公有制經(jīng)濟發(fā)展程度能對公司內(nèi)部資源配置產(chǎn)生一定的影響。非公有制經(jīng)濟發(fā)展越好的地區(qū)，企業(yè)的政府補貼效應越好。從政府角度出發(fā)，政府參與資源配置程度越高的地區(qū)，其支出的補貼對于民企的扶持效應越弱。

本文結(jié)論為進一步建設創(chuàng)新型國家提供了政策啟示：第一，政府在扶持企業(yè)發(fā)展的同時必須注重市場的調(diào)節(jié)功能，健全技術創(chuàng)新市場的導向機制，充分發(fā)揮市場的調(diào)節(jié)和選擇作用。第二，適度對企業(yè)進行補貼，規(guī)范和完善政府補助機制和企業(yè)技術創(chuàng)新的過程，使政府研發(fā)補貼充分發(fā)揮有效的作用。X

【參考文獻】

[1] 蔡衛(wèi)星，高明華.“政府支持、制度環(huán)境與企業(yè)家信心”[J].北京工商大學學報（社會科學版），2013，（05）：118-126.

[2] 邵敏，包群.政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)率——基于我國工業(yè)企業(yè)的經(jīng)驗分析[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2012，（07）：70-82.

[3] 毛其淋，許家云.政府補貼對企業(yè)新產(chǎn)品創(chuàng)新的影響——基于補貼強度“適度區(qū)間”的視角[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，

2015，（06）：94-107.

[4] 佟愛琴，陳蔚.政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入影響的實證研究——基于中小板民營上市公司政治聯(lián)系的新視角[J].科學學研究，2016，（07）：1044-1053.

[5] 武咸云，陳艷，楊衛(wèi)華.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的政府補貼與企業(yè)R&D投入[J].科研管理，2016，（05）：19-23.

[6] 唐書林，肖振紅，苑婧婷.上市公司自主創(chuàng)新的國家激勵扭曲之困——是政府補貼還是稅收遞延？[J].科學學研究，2016，（05）：744-756.

[7] 黎文靖，鄭曼妮.實質(zhì)性創(chuàng)新還是策略性創(chuàng)新？——宏觀產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新的影響[J].經(jīng)濟研究，2016，（04）：60-73.

[8] 于津平，吳小康.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的區(qū)域競爭與地方政府補貼[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2016，（03）：101-112.

[9] 焦翠紅，孫海波，董直慶.資源配置效率演化及研發(fā)補貼效應——來自制造業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].山西財經(jīng)大學學報，2017，（02）：58-71.

[10] 李楊.市場化進程、政治關聯(lián)與企業(yè)技術創(chuàng)新投入[D].重慶工商大學，2015.

[11] 袁建國，后青松，程晨.企業(yè)政治資源的詛咒效應——基于政治關聯(lián)與企業(yè)技術創(chuàng)新的考察[J].管理世界，2015，（01）：139-155.

[12] 楊洋，魏江，羅來軍.誰在利用政府補貼進行創(chuàng)新？——所有制和要素市場扭曲的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應[J].管理世界，2015，（01）：75-86.

[13] 任曙明，呂鐲.融資約束、政府補貼與全要素生產(chǎn)率——來自中國裝備制造企業(yè)的實證研究[J].管理世界，2014，（11）：10-23.

[14] 王一卉.政府補貼、研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績效——基于所有制、企業(yè)經(jīng)驗與地區(qū)差異的研究[J].經(jīng)濟問題探索，2013，（07）：138-143.

[15] 孔東民，劉莎莎，王亞男.市場競爭、產(chǎn)權與政府補貼[J].經(jīng)濟研究，2013，（02）：55-67.

[16] Amore，M.D.，Schneider，C.，and aldokas，A.Credit Supply and Corporate Innovation[J].Journal of Financial Economics，2013，109（3）：835-855.

[17] Guellec and Pottelsberghe.The Impact of Public R&D Expenditure on Business R&D[J].Economic Innovation and New Technology，2003，（12）：225-243.

[18] Czarnitzki，D.，and Hottenrott，H.R&D Investment and Financing Constraints of Small and Medium-Sized Firms[J].Small Business Economics，2011，36（1）：65-83.