北京交通大學(xué) 侯紅航 曹淑媛 孫文琦

在2018年召開(kāi)的十九大中，“創(chuàng)新”一詞被頻繁提及。而作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)頂梁柱的國(guó)有企業(yè)，一直以來(lái)不斷向社會(huì)提供基礎(chǔ)能源，向民營(yíng)企業(yè)輸送管理資源，成為了推動(dòng)落實(shí)創(chuàng)新型國(guó)家發(fā)展戰(zhàn)略的重點(diǎn)關(guān)注對(duì)象。如今我們已進(jìn)入社會(huì)主義新時(shí)代，中國(guó)要想在新一輪科技創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)優(yōu)勢(shì)地位，就要將國(guó)有企業(yè)作為決策部署的中堅(jiān)力量，發(fā)揮其在創(chuàng)新方面得天獨(dú)厚的優(yōu)勢(shì)。

根據(jù)資產(chǎn)管理權(quán)限的不同，國(guó)有企業(yè)被劃分為中央企業(yè)和地方企業(yè)。其中，中央企業(yè)由中央政府監(jiān)督管理，而地方企業(yè)受地方政府管理。對(duì)于地方政府官員，由于企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)具有高投入、高風(fēng)險(xiǎn)的特征，很可能對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響，從而影響報(bào)酬多少，因此在晉升壓力下地方政府官員很可能會(huì)抑制企業(yè)的創(chuàng)新行為，從而對(duì)創(chuàng)新投入等產(chǎn)生負(fù)面影響。為進(jìn)一步推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新，近年來(lái)，國(guó)資委不斷提出強(qiáng)化央企創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的總體要求，政府也不斷頒布一系列研發(fā)費(fèi)用稅前加計(jì)扣除的通知，并采取發(fā)放補(bǔ)助的形式激勵(lì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，過(guò)去十年間政府補(bǔ)助呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但高額補(bǔ)助是否發(fā)揮了其應(yīng)有的作用呢？綜上本文重點(diǎn)關(guān)注政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新的影響，并探究其影響對(duì)中央企業(yè)和地方企業(yè)有何不同。在現(xiàn)有研究中，鮮有從三個(gè)維度將中央企業(yè)與地方企業(yè)對(duì)比研究，因此本文選取2010—2017年滬深兩市A股上市公司為樣本，參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的“中國(guó)企業(yè)自主創(chuàng)新能力四大指標(biāo)”，將創(chuàng)新過(guò)程劃分為創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新可持續(xù)性三個(gè)維度，從更長(zhǎng)時(shí)期、更全面角度進(jìn)行探究政府補(bǔ)助對(duì)中央企業(yè)與地方企業(yè)創(chuàng)新的作用，并對(duì)比兩者的差異。

1 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

在政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的作用上，戴浩，柳劍平(2018)，以2011—2015年251家科技型中小企業(yè)為實(shí)證研究樣本，發(fā)現(xiàn)當(dāng)期政府補(bǔ)助與滯后期政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入與成長(zhǎng)性均具有顯著正向影響[1]。曹陽(yáng)，易其其(2018)以2012—2015年中國(guó)生物醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)研發(fā)投入存在正向調(diào)節(jié)作用[2]。但也有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助與企業(yè)研發(fā)效率存在正“U”型關(guān)系(霍江林，劉素榮2018)[3]。耿慧芳，張杰等(2018)以2014—2015年中國(guó)制造業(yè)中的國(guó)有企業(yè)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)政府制定的創(chuàng)新激勵(lì)政策或抑制政策會(huì)顯著影響企業(yè)的創(chuàng)新績(jī)效[4]。117套國(guó)有企業(yè)的雙份調(diào)查問(wèn)卷實(shí)證分析結(jié)果顯示政府支持國(guó)有企業(yè)管理創(chuàng)新(韓晨，高山行2018)[5]。胡睿，張?jiān)诺?2018)研究了國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新的四種動(dòng)力，其中提到了政府政策的積極作用[6]。以上研究成果均表明了政府與國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新之間的相關(guān)關(guān)系。針對(duì)不同資產(chǎn)管理權(quán)限的國(guó)有企業(yè)，近年來(lái)也有所成果。袁磊，牛豐等(2015)指出，中央企業(yè)在關(guān)乎國(guó)家安全和國(guó)民經(jīng)濟(jì)命脈的主要行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域中占據(jù)主要地位，政府通過(guò)完善研發(fā)投入稅費(fèi)優(yōu)惠政策帶動(dòng)中央企業(yè)創(chuàng)新[7]。程軍，劉玉玉(2018)結(jié)合全面深化改革的背景，發(fā)現(xiàn)相比于中央企業(yè)，地方企業(yè)的創(chuàng)新投入受到代理成本、政府干預(yù)的影響程度更大[8]。

綜上，現(xiàn)有研究很少?gòu)膭?chuàng)新投入、產(chǎn)出、可持續(xù)性三個(gè)角度研究政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新的影響，且鮮有將中央企業(yè)與地方企業(yè)對(duì)比研究，基于此展開(kāi)了本文研究。 政府補(bǔ)助為企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)提供了資金保證。自十八大以來(lái)，央企已經(jīng)成為建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的骨干力量。其研發(fā)投入超過(guò)了全國(guó)企業(yè)總額的1/4，研發(fā)機(jī)構(gòu)也遍布國(guó)內(nèi)外。而地方企業(yè)由于受到地方政府干預(yù)，缺乏長(zhǎng)遠(yuǎn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展眼光，創(chuàng)新活動(dòng)受到阻礙的可能性更大，導(dǎo)致其創(chuàng)新投入水平明顯低于中央企業(yè)。政府補(bǔ)助越多，意味著對(duì)地方政府干預(yù)程度越大，為緩解政策干預(yù)，地方政府首要目標(biāo)是提升企業(yè)績(jī)效，增加財(cái)政收入，從而擠占了創(chuàng)新資源[9]，因此提出假設(shè)一：

政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新投入具有正向影響，且對(duì)中央企業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

政府補(bǔ)助提升了企業(yè)創(chuàng)新活力，有利于形成創(chuàng)新產(chǎn)出。但對(duì)于地方企業(yè)，創(chuàng)新投入不足以及創(chuàng)新活動(dòng)本身的不確定性都限制了創(chuàng)新產(chǎn)出。創(chuàng)新產(chǎn)出最直接的度量是專(zhuān)利數(shù)量，為避免申請(qǐng)周期帶來(lái)的時(shí)間波動(dòng)，選用已申請(qǐng)專(zhuān)利總數(shù)作為創(chuàng)新產(chǎn)出代理變量，由此提出假設(shè)二：

政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響，且對(duì)中央企業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

近年來(lái)國(guó)資委不斷印發(fā)推進(jìn)中央企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)文件，使得央企具有更多的資源開(kāi)展創(chuàng)新活動(dòng)，也更重視相應(yīng)號(hào)召，進(jìn)一步加大創(chuàng)新投入，同時(shí)注重提升創(chuàng)新效率與可持續(xù)性。由于專(zhuān)利數(shù)量會(huì)增加無(wú)形資產(chǎn)，為度量創(chuàng)新可持續(xù)性，將無(wú)形資產(chǎn)增量作為代理變量。由此提出假設(shè)三：

政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性具有正向影響，且對(duì)中央企業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇

本文選取2010—2017年中國(guó)A股滬深兩市上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文在選取數(shù)據(jù)時(shí)剔除了金融、保險(xiǎn)等特殊行業(yè)及ST公司，對(duì)重要解釋變量缺失的樣本予以剔除，最終選取了2010—2017年中央企業(yè)592個(gè)樣本數(shù)據(jù)，地方企業(yè)604個(gè)樣本數(shù)據(jù)，并對(duì)獲得數(shù)據(jù)進(jìn)行1%縮尾處理。

2.2 主要研究變量

因變量包括創(chuàng)新投入(Input)，創(chuàng)新產(chǎn)出(Output)和創(chuàng)新可持續(xù)性(Sustainability)。由于研發(fā)投入是企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的源泉，其直接產(chǎn)出就是專(zhuān)利數(shù)量，因此選取研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入百分比作為創(chuàng)新投入代理變量；為減少時(shí)間波動(dòng)的影響，選取已申請(qǐng)專(zhuān)利數(shù)量作為創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量；而創(chuàng)新可持續(xù)性用無(wú)形資產(chǎn)增量來(lái)衡量可以綜合反映企業(yè)創(chuàng)新是否具有連續(xù)性。

自變量主要為政府補(bǔ)助及政府補(bǔ)助和資產(chǎn)管理權(quán)限的交乘項(xiàng)。政府補(bǔ)助選取了兩個(gè)指標(biāo)，一是政府補(bǔ)助占營(yíng)業(yè)收入百分比(Sub2)這一相對(duì)量指標(biāo)，用來(lái)匹配模型一中的創(chuàng)新投入(研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入百分比)。二是政府補(bǔ)助的絕對(duì)值(Sub1)，用來(lái)匹配模型二中的創(chuàng)新產(chǎn)出和模型三中的創(chuàng)新可持續(xù)性。交乘項(xiàng)主要是用來(lái)衡量由于不同資產(chǎn)管理權(quán)限企業(yè)導(dǎo)致的創(chuàng)新差異。

控制變量方面主要包括企業(yè)規(guī)模(Size)，償債能力(Lev)，企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)和股權(quán)集中度(Stock)。此外，本文還將年度和行業(yè)作為截距項(xiàng)虛擬變量對(duì)結(jié)果進(jìn)行控制，如表1所示。

表1 主要變量及解釋

2.3 模型構(gòu)建

模型一：

模型二：

模型三：

3 研究結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

中央企業(yè)和地方企業(yè)的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2、表3所示，從兩表對(duì)比來(lái)看中央企業(yè)收到的政府補(bǔ)助遠(yuǎn)大于地方企業(yè)，且中央企業(yè)的創(chuàng)新投入數(shù)值(4.276%)也稍高于地方企業(yè)(3.21927%)，而創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo)(202.338)和創(chuàng)新可持續(xù)性指標(biāo)(220.000)的值則遠(yuǎn)高于地方企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出(94.798)與創(chuàng)新可持續(xù)性(81.8073)，說(shuō)明中央企業(yè)創(chuàng)新更受到政府重視，且創(chuàng)新產(chǎn)出與可持續(xù)性強(qiáng)于地方企業(yè)。但是中央企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)差卻遠(yuǎn)高于地方企業(yè)，說(shuō)明中央企業(yè)個(gè)體之間存在比較顯著的差異，地方企業(yè)個(gè)體之間差異較小。

由表4、表5看出，政府補(bǔ)助占營(yíng)業(yè)收入百分比(Sub2)與創(chuàng)新投入(Input)，政府補(bǔ)助(Sub1)與創(chuàng)新產(chǎn)出(Output)、創(chuàng)新可持續(xù)性(Sustainability)有顯著正相關(guān)關(guān)系，為進(jìn)一步探討模型提供了基礎(chǔ)。

3.2 回歸結(jié)果分析

采用混合OLS回歸，回歸結(jié)果如表6所示，模型一、模型二、模型三分別對(duì)應(yīng)假設(shè)一、假設(shè)二、假設(shè)三。

模型一中，政府補(bǔ)助占營(yíng)業(yè)收入百分比(Sub2)每增加1%，研發(fā)投入占營(yíng)業(yè)收入百分比(Input)增加0.283%，說(shuō)明政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)企創(chuàng)造投入有顯著正向作用。交乘項(xiàng)(Ownsub2)系數(shù)(-0.0435***)，說(shuō)明在受到相同政府補(bǔ)助的情況下，地方企業(yè)的創(chuàng)新投入較中央企業(yè)少0.0435%，與假設(shè)一相符。

模型二中，自變量政府補(bǔ)助(Sub1)每增加1百萬(wàn)元，專(zhuān)利數(shù)量(Output)將增加0.314項(xiàng)，說(shuō)明增加政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)企的創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著正向作用。但交乘項(xiàng)(Ownsub1)系數(shù)并不顯著(0.00500)，說(shuō)明政府補(bǔ)助對(duì)央企、地方企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出促進(jìn)作用沒(méi)有顯著差異。很可能是創(chuàng)新活動(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)特征決定了這一結(jié)果。

表2 中央企業(yè)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 地方企業(yè)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表4 中央企業(yè)變量相關(guān)系數(shù)表

表5 地方企業(yè)變量相關(guān)系數(shù)表

表6 模型回歸結(jié)果

表7 模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

模型三中，政府補(bǔ)助(Sub1)每增加1百萬(wàn)元，無(wú)形資產(chǎn)增量(Sustainability)增加0.335百萬(wàn)元，表明政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)企持續(xù)創(chuàng)新有顯著正向作用。其中交乘項(xiàng)(Ownsub1)的系數(shù)(-0.247***)說(shuō)明在受到同等金額的政府補(bǔ)助時(shí)，地方企業(yè)的無(wú)形資產(chǎn)增量少于中央企業(yè)，創(chuàng)新可持續(xù)性不如中央企業(yè)，與假設(shè)三相符。

綜上，政府補(bǔ)助對(duì)中央企業(yè)和地方企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)起到了促進(jìn)作用，且對(duì)中央企業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)的影響可能存在滯后效應(yīng)，因此選擇滯后一期的政府補(bǔ)助進(jìn)行回歸，得到結(jié)果如表7所示。

對(duì)滯后一期的數(shù)據(jù)篩選后得到1196個(gè)有效數(shù)據(jù)，三個(gè)模型的系數(shù)均在1%的水平下顯著，說(shuō)明政府補(bǔ)助對(duì)兩類(lèi)企業(yè)的創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新可持續(xù)能力都有促進(jìn)作用。模型一(-0.129***)和模型三(-0.141**)的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明政府補(bǔ)助對(duì)央企創(chuàng)新投入、創(chuàng)新可持續(xù)性的促進(jìn)作用較地方企業(yè)更強(qiáng)，與假設(shè)一致。而模型二交乘項(xiàng)的系數(shù)(0.0786**)顯著為正，與假設(shè)二不符，說(shuō)明地方企業(yè)更重視專(zhuān)利的申請(qǐng)數(shù)量與其帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)利益。

4 結(jié)語(yǔ)

本文以滬深A(yù)股2010—2017年上市公司數(shù)據(jù)為樣本，在剔除金融、保險(xiǎn)等特殊行業(yè)，剔除ST公司、有異常值的公司后，中央企業(yè)獲得了個(gè)592有效樣本，地方企業(yè)得到了602個(gè)有效樣本。結(jié)果顯示，政府補(bǔ)助對(duì)中央企業(yè)與地方企業(yè)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新可持續(xù)性均有顯著正向影響，且在整體上對(duì)中央企業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。

理論意義上，證實(shí)政府補(bǔ)助對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮了其應(yīng)有的作用，達(dá)到了預(yù)期，有助于落實(shí)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略。實(shí)踐意義上，為政府合理配置補(bǔ)助資源提供了參考，鼓勵(lì)政府繼續(xù)推動(dòng)央企創(chuàng)新，鞏固其主力軍的地位，與此同時(shí)也要拉動(dòng)地方企業(yè)創(chuàng)新，整體上提高國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新能力，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)與國(guó)家的共贏。