（暨南大學產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院 廣東廣州 510632）

一、引 言

風險承擔決策反映了企業(yè)對預期收益不確定投資項目的選擇，企業(yè)風險承擔意愿越強，說明企業(yè)越偏好于風險投資項目（Boubakri 等，2013）。研發(fā)創(chuàng)新投資作為一種兼具資金投入大、周期長、風險高特征的長期投資，是企業(yè)風險承擔的重要體現(xiàn)。正如Hilary和Hui（2009）指出，更高的風險承擔水平通常表現(xiàn)為更強的創(chuàng)新積極性以及更多的研發(fā)投入。因此，如何在政策上鼓勵企業(yè)合理承擔風險，是我國選擇性產(chǎn)業(yè)政策制定與實施應當關注的重要議題。早在2008 年，由科技部、財政部、國家稅務總局聯(lián)合頒布了《高新技術企業(yè)認定管理辦法》（國科發(fā)火〔2008〕172 號，下文簡稱“高企資質認定政策”），試圖通過產(chǎn)業(yè)政策鼓勵與刺激企業(yè)增加研發(fā)創(chuàng)新投入。與一般性產(chǎn)業(yè)政策不同，高企資質認定政策僅對獲得資質認定的企業(yè)提供稅收優(yōu)惠與政府補貼，那么一個自然的問題是，高企資質認定政策能否提升高新技術企業(yè)的風險承擔水平？

目前國內外研究忽略了轉型經(jīng)濟體制下產(chǎn)業(yè)政策實施對企業(yè)風險承擔的影響?？茖W評估產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)風險承擔的影響，厘清資質認定影響企業(yè)風險承擔的微觀機理與作用渠道，有助于政府更科學地制定產(chǎn)業(yè)政策并更有效地執(zhí)行。因此，本文試圖以高企資質認定政策為準自然實驗，通過構建漸進雙重差分模型，討論了高企資質認定政策影響企業(yè)風險的動態(tài)效果與微觀機理。研究結果發(fā)現(xiàn)：第一，高企資質認定政策顯著提升了企業(yè)的風險承擔水平，并且隨著認定時間的延長，這種促進作用存在逐級遞增效應。第二，高企資質認定政策實施主要通過稅收優(yōu)惠、政府補貼以及融資可得性三個渠道影響企業(yè)風險承擔。第三，高企資質認定政策影響企業(yè)風險承擔的方向和程度取決于企業(yè)個體特征、市場環(huán)境以及地區(qū)環(huán)境。從企業(yè)特征來看，高企資質認定政策對非國有企業(yè)的風險承擔水平提升更為顯著；從市場環(huán)境來看，穩(wěn)定的經(jīng)濟政策環(huán)境以及良好的制度環(huán)境是高企資質認定政策促進企業(yè)風險承擔的基礎與保障；從地區(qū)環(huán)境來看，地區(qū)過度競爭行為可能扭曲高企資質認定政策的實施效果。第四，高企資質認定政策主要從研發(fā)創(chuàng)新、資本性支出以及債務融資三方面提高了企業(yè)的風險承擔水平。

本文可能在以下兩個方面豐富了已有文獻：第一，現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)政策相關文獻的研究主題大都集中在企業(yè)投資、資源配置以及地方產(chǎn)業(yè)結構升級等（Aghion 等，2015；黎文靖和鄭曼妮，2016；孫早和席建成，2015），忽略了對企業(yè)風險承擔的影響。不同于現(xiàn)有文獻，本文從企業(yè)風險承擔角度為深入評估產(chǎn)業(yè)政策實施效果拓展了視角，同時本文拓展了產(chǎn)業(yè)政策的研究類型，以資質認定型產(chǎn)業(yè)政策為主要研究對象，豐富了產(chǎn)業(yè)政策相關文獻；另一方面，不同于現(xiàn)有文獻研究公司治理、管理者特征以及貨幣政策立場等因素對企業(yè)風險承擔的影響（John 等，2008；余明桂等，2013a；胡育蓉等，2014），本文探索性地分析和檢驗了企業(yè)在獲得高新技術企業(yè)資質認定前后相對于非高新技術企業(yè)來說，其風險承擔水平是否顯著提高，同時結合我國特殊的制度環(huán)境，識別出影響產(chǎn)業(yè)政策實施效果的具體機制并測試了影響企業(yè)風險承擔的微觀渠道，有利于為企業(yè)風險承擔提供來自體制轉軌國家產(chǎn)業(yè)政策的新證據(jù)。因此，本文不僅從產(chǎn)業(yè)政策視角拓展和深化了風險承擔的相關研究，為企業(yè)風險承擔提供了新的解釋，而且有助于從企業(yè)風險承擔這一全新視角為產(chǎn)業(yè)政策實施效果評估提供來自微觀層面的證據(jù)與新的檢驗標準。

本文研究結論能夠為提高產(chǎn)業(yè)政策實施效果、推動創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略實施提供新的政策見解。近年來我國正面臨全球價值鏈重構、“逆全球化”趨勢演進特別是全球創(chuàng)新源美國技術封鎖等全新的歷史條件，為推動“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”，科技部、財政部、國家稅務總局于2008 年聯(lián)合頒布了《高新技術企業(yè)認定管理辦法》，試圖通過產(chǎn)業(yè)政策鼓勵與刺激企業(yè)增加創(chuàng)新研發(fā)投入，加大科技成果轉化力度。然而本文研究發(fā)現(xiàn)，目前仍然存在諸多因素阻礙高企資質認定政策實施，譬如企業(yè)融資約束中的“規(guī)模歧視”和“所有制歧視”、外部經(jīng)濟政策環(huán)境、市場化環(huán)境以及地區(qū)競爭等因素，都可能導致我國高企資質認定政策實施效果大打折扣。因此，一方面，不斷消除企業(yè)融資約束中的“規(guī)模歧視”和“所有制歧視”現(xiàn)象應成為我國財稅金融改革的題中應有之義；另一方面，要注意地方政府過度干預以及地區(qū)過度競爭行為會弱化甚至扭曲高企資質認定政策的執(zhí)行效果，當前我國產(chǎn)業(yè)政策實施必須與市場化改革協(xié)同并進。

二、背景介紹與理論基礎

（一）高企資質認定政策介紹

《高新技術企業(yè)認定管理辦法》是一項典型的選擇性產(chǎn)業(yè)政策，該政策旨在通過給予一系列的財政稅收優(yōu)惠政策鼓勵企業(yè)進行研發(fā)投資，持續(xù)進行研究開發(fā)與技術成果轉化，形成企業(yè)核心自主知識產(chǎn)權，并以此為基礎開展生產(chǎn)經(jīng)營活動。與一般性產(chǎn)業(yè)政策不同，高新技術企業(yè)資格自頒發(fā)證書之日起有效期為三年，這意味著企業(yè)在申請認定為高新技術企業(yè)后，必須在三年內做出生產(chǎn)經(jīng)營計劃調整，以便在期滿前三個月內提出復審申請。政策優(yōu)惠方面，按照《企業(yè)所得稅法》相關條例，高新技術企業(yè)所得稅由25%降低至15%。除此之外，高新技術企業(yè)還享受大量財政補貼，譬如廣東省出臺的高企培育入庫政策①《廣東省高新技術企業(yè)培育實施細則（粵科函高字〔2016〕1737 號）》。，針對企業(yè)申請培育入庫以及培育出庫均按企業(yè)上年度應納稅所得額的5%比例計算獎補，最低可以獲得60 萬—600 萬元獎補；類似地，河南省出臺的高企倍增計劃②河南省《高新技術企業(yè)倍增計劃實施方案》。明確表示，首次通過高新技術企業(yè)資格認定的企業(yè)可以享受最高30 萬元配套獎補以及最高200 萬元研發(fā)費用補貼，而且該地還提供一些優(yōu)惠政策以積極吸引外地企業(yè)進駐本省。

（二）理論分析

高企資質認定政策可能通過稅收優(yōu)惠、政府補貼以及融資可得性三個途徑影響企業(yè)風險承擔。稅收優(yōu)惠方面，高企資質認定政策主要通過資金供給與引導投資兩種方式促進企業(yè)風險承擔。一方面，作為一種事后激勵手段，稅收減免減輕了微觀市場主體的稅收負擔并降低了企業(yè)投資活動的邊際成本，從而提高了企業(yè)投資的期望收入，促進企業(yè)資本積累。進一步地，資本積累有助于提升企業(yè)內源融資能力，從而提升企業(yè)的風險承擔意愿與風險承擔能力。另一方面，稅收優(yōu)惠能夠引導更多的社會資源流向高新技術企業(yè)，改善企業(yè)的投資環(huán)境，從而提高企業(yè)的風險承擔意愿。此外，較為豐裕的內部融通資金與外部資源能夠幫助企業(yè)更好地抓住投資項目，使企業(yè)更具有競爭力，同時更多的企業(yè)內部資金可以提升管理者的投資信心，增強企業(yè)的投資積極性，提升企業(yè)的風險承擔能力。

與稅收優(yōu)惠一致，政府補貼作為一種無償?shù)馁Y金轉移，從本質上提高了企業(yè)資金擁有量進而影響了企業(yè)的投資行為。不同的是，政府補貼是一種事前激勵方式。Fama 和Miller（1972）指出，為最大化企業(yè)價值和股東財富，企業(yè)應該選擇所有預期凈現(xiàn)值（net present value，NPV）為正的投資項目。然而，相比于低投資回報項目，高投資回報項目往往具有高風險與高投入的基本特征，企業(yè)經(jīng)理人在投資決策中不僅需要綜合權衡投資收益與投資成本，更需要有充足的資金供給作為投資基礎。因此，資金擁有量決定了企業(yè)對待風險的態(tài)度以及最終的投資選擇，政府補貼正是通過增加企業(yè)資金擁有量的方式影響企業(yè)的風險投資項目選擇（毛其淋和許家云，2016）。此外，政府補貼有助于激發(fā)企業(yè)家的投資信心，從而更少放棄高風險但NPV 為正的投資機會，最終提高企業(yè)的風險承擔水平。

在融資可得性方面，融資約束直接決定了企業(yè)的投資態(tài)度與投資項目的選擇，受融資約束較高的企業(yè)，往往選擇放棄那些NPV 為正但風險較高的投資項目，而傾向于投資那些風險較小的投資項目。高新技術企業(yè)是國家為促進“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”重點支持的企業(yè)，同時也是國家培育創(chuàng)造新技術、新業(yè)態(tài)和提供新供給的生力軍。獲取高企資質認定有助于提升企業(yè)融資可得性，一方面享受著政策上的信貸優(yōu)惠，譬如安排發(fā)行一定額度的長期債券時，為支持高新技術產(chǎn)業(yè)的開發(fā)，銀行等金融機構將盡可能安排高新技術企業(yè)的開發(fā)和生產(chǎn)建設所需資金；另一方面資質認證能夠降低企業(yè)與機構投資者之間的信息不對稱與金融摩擦，向外界傳遞積極的認證信號，從而有利于改善企業(yè)的內外部融資環(huán)境，緩解企業(yè)融資約束，進而提高企業(yè)的風險承擔能力以及風險承擔意愿。

三、識別策略與數(shù)據(jù)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2002—2017 年中國滬深兩市A 股上市公司的財務數(shù)據(jù)作為基礎樣本，并遵循研究慣例對基礎樣本進行以下處理：（1）剔除ST、PT 的異常樣本；（2）剔除金融、保險類公司樣本；（3）剔除主要變量缺失或存續(xù)時間不滿五年的公司樣本；（4）對連續(xù)變量進行1%和99%分位的極端縮尾處理。財務數(shù)據(jù)來源于Wind 與CSMAR 數(shù)據(jù)庫，高企資質認定數(shù)據(jù)主要來源于CCER 數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)CSMAR 與RESSET 數(shù)據(jù)庫披露的資質認定數(shù)據(jù)進行了匹配與補充，同時針對無法匹配或沖突的數(shù)據(jù)，本文經(jīng)查閱上市公司年報以及部分公司官網(wǎng)等披露的信息進行手工修正與處理。此外，由于本文以三年為一個觀測時段計算企業(yè)風險承擔水平，因此本文實際樣本區(qū)間為2002—2015 年。

（二）識別策略

本文采用雙重差分方法評估高企資質認定政策影響企業(yè)風險承擔的政策效果，考慮企業(yè)認定為高新技術企業(yè)的時間有先后差異，即企業(yè)“被處理”的時間對不同個體來說并非統(tǒng)一，我們利用高新技術企業(yè)認定虛擬變量did 構建雙向固定效應模型進行雙重差分估計，以檢驗高企資質認定政策對企業(yè)風險承擔影響的凈效應，最終模型設定如下：

其中下標i 表示企業(yè)，t 為時間，riskt 為被解釋變量企業(yè)風險承擔指標，將其提前一期主要是基于政策滯后效應的考慮，同時也能規(guī)避反向因果關系對政策效應識別的干擾。我們將2008—2014 年內通過高新技術企業(yè)資格認定并持續(xù)通過后續(xù)復審的企業(yè)定義為實驗組企業(yè)，而將其他企業(yè)設定為控制組。當企業(yè)i 從第t 年開始獲得高企資格認定時，將t 年及以后的didit賦值為1，t 年之前的didit賦值為0；2008—2014 年期間一直未被認定為高企的企業(yè)，則didit直接設定為0。此外，本文控制了時間固定效應tη 與個體固定效應iγ，并控制了影響企業(yè)風險承擔的一系列特征變量Control。

為增強處理組與控制組的可比性，本文采用傾向得分匹配法以改善樣本選擇偏誤。需要說明的是，基于《高新技術企業(yè)認定管理辦法》第十一條規(guī)定，同時考慮到指標數(shù)據(jù)的可得性，本文從企業(yè)創(chuàng)新投入、企業(yè)成長性及其他企業(yè)特征三個角度構建匹配特征變量，其中考慮到研發(fā)投入信息披露時間較晚，且披露的企業(yè)也不多，按其匹配將導致大量樣本損失，本文借鑒鞠曉生等（2013）的做法，采用無形資產(chǎn)凈額增量與總資產(chǎn)的比值來衡量企業(yè)的創(chuàng)新投入。企業(yè)成長變量以銷售收入增長率以及總資產(chǎn)凈利率來衡量。其他企業(yè)特征包括企業(yè)規(guī)模、銷售收入、現(xiàn)金流以及企業(yè)年齡。所有特征變量的計算方法見表1。

表1 變量定義與描述性統(tǒng)計

續(xù)表1

（三）變量定義與描述性統(tǒng)計

（1）被解釋變量riskt。從理論上講，如果企業(yè)在投資決策中選擇了更多的高風險投資項目，意味著企業(yè)未來投資收益中的現(xiàn)金流入不確定性將增加，從而會加劇企業(yè)收益的波動性（Fisher 和Hall，1969）。換句話說，在更高的投資風險下運行的企業(yè)，其投資回報率的波動性也更大（John 等，2008）。因此，盈利波動性作為企業(yè)風險投資的結果能夠較好地反映企業(yè)的風險承擔水平。沿襲現(xiàn)有文獻的測度方法（John 等，2008；Boubakri 等，2013；余明桂等，2013a；胡育蓉等，2014），本文以三年為一個觀測時段，采用盈利ROA 波動性來衡量企業(yè)風險承擔水平，具體計算如下：

其中，ROA 定義為息稅前利潤（EBIT）與年末總資產(chǎn)的比值，同時采用去均值的方法剔除行業(yè)因素的干擾。此外，本文還采用其他替代測度方法進行了豐富的穩(wěn)健性檢驗，以確保文章基本結論的可靠性。具體地，參考錢先航和徐業(yè)坤（2014）、Faccio 等（2011）以及Coles 等（2006）的做法，一方面選取股票收益波動（stock）以及ROA 極差（Rroa）作為企業(yè)風險承擔的替代指標；另一方面，更換觀測時間窗口，以4 年或5 年為一個觀測時段，計算盈利波動以度量企業(yè)風險承擔（riskt4 與riskt5）。

（2）解釋變量did。高新技術企業(yè)資質認定政策did 為本文的主解釋變量，我們將2008—2014 年內通過高新技術企業(yè)資格認定并持續(xù)通過后續(xù)復審的企業(yè)定義為實驗組企業(yè)，其他為控制組企業(yè)。當企業(yè)i 從第t 年開始持續(xù)獲得高企資格認定時，則將t 年及以后的didit賦值為1，而t 年之前的didit賦值為0。

（3）控制變量Control?；谝延形墨I，我們主要從企業(yè)基本特征以及治理結構兩個方面控制影響企業(yè)風險承擔的其他因素。我們首先選擇控制企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模size、企業(yè)年齡age、企業(yè)銷售收入的增長率grow 以及總資產(chǎn)收益率roa 四個企業(yè)特征要素。另一方面，企業(yè)治理結構也是影響企業(yè)風險承擔的重要因素，我們參照胡國柳和胡珺（2017）的做法，選擇董事會規(guī)模board、獨董比例idr 以及股權集中度shrhfd5 三個指標來控制企業(yè)治理結構因素對企業(yè)風險承擔的影響。指標具體定義與基本描述性統(tǒng)計結果見表1。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果與分析

理論上，高企資質認定政策可能通過稅收優(yōu)惠、政府補貼以及融資可得性三個途徑影響企業(yè)風險承擔。表2 報告了基于匹配后樣本的基準回歸結果。①因篇幅所限，本文省略了控制變量的估計結果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。在第（1）列中，我們沒有加入任何控制變量，政策變量did 的系數(shù)估計值為0.0068，在 1%的顯著性水平上顯著。在第（2）與第（3）列中我們逐步加入了企業(yè)特征變量以及公司治理變量，結果發(fā)現(xiàn)政策變量did 系數(shù)估計值仍然在1%的顯著性水平下顯著為正，即給定其他條件不變的情況下，通過資質認定的企業(yè)風險承擔水平顯著高于非高新技術企業(yè)。這說明高企資質認定政策能夠提升高新技術企業(yè)的風險承擔水平。

表2 基準回歸結果

（二）平行趨勢與動態(tài)效應檢驗

DID 有效識別因果關系的基本前提是平行趨勢假設成立，本文采用事件研究方法檢驗平行趨勢是否滿足，同時也可以檢驗政策實施的動態(tài)效應。檢驗結果如圖1 所示，圖中圈點表示高企資質認定政策系數(shù)的大小，虛線表示置信區(qū)間，在認定為高新技術企業(yè)之前，處理組與控制組的風險承擔水平不存在實質性差異，說明本文DID 方法滿足平行趨勢假設；而在認定為高新技術企業(yè)之后，隨著認定時間的延長，實驗組與控制組風險承擔水平的差異越來越大且越發(fā)顯著。這說明受高企資質認定政策的影響，企業(yè)在通過高新技術企業(yè)資質認定之后顯著提升了自身的風險承擔水平。有趣的是，剛認定為高新技術企業(yè)的前幾年，政策促進作用顯著性較低，之后政策促進作用顯著性逐漸增強。可能的原因是，在認定初期，企業(yè)面臨較大的復審壓力，其投資行為相對謹慎；而在認定3 年之后，伴隨著企業(yè)經(jīng)營相對成熟，復審壓力逐漸減弱，高企資質認定政策在更大程度上提高了企業(yè)的風險承擔水平。

圖1 平行趨勢與動態(tài)效應檢驗

（三）穩(wěn)健性檢驗①因篇幅所限，本文省略了穩(wěn)健性檢驗結果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

（1）更換被解釋變量測度方法。被解釋變量的測度是否合理直接決定了本文基準結論的準確性，因此本文借鑒已有研究的方法，一方面選取股票收益波動（Stock）與ROA 極差（Rroa）作為企業(yè)風險承擔的替代指標；另一方面，通過更換觀測時間窗口，以4 年或5 年為一個觀測時段，計算盈利波動以度量企業(yè)風險承擔（riskt4、riskt5）。更換被解釋變量測度方法后的檢驗結果表明，did 系數(shù)均顯著為正，模型基準結果不隨被解釋變量測度方法的變化而發(fā)生實質性改變，基準結論穩(wěn)健。

（2）安慰劑檢驗。主要采用兩種方法進行檢驗：其一，改變政策實施時間，將政策實施時間統(tǒng)一滯后2—3 期，如果政策沖擊效應仍然顯著，則說明基準回歸識別出的政策處理效應可能不僅僅是高新技術企業(yè)資格認定政策引致的，更可能是其他政策或擾動導致的企業(yè)風險承擔提升，反之則說明企業(yè)風險承擔水平的變化出自于高企資質認定政策的作用；其二，考慮到樣本中處理組企業(yè)獲得高新技術企業(yè)資格認定的時間不一致，為了直觀地進行安慰劑檢驗，本文將全樣本中處理組企業(yè)的認定時間統(tǒng)一設定為2006 年或2007 年，然后對樣本進行估計。安慰劑檢驗結果顯示，did 系數(shù)均不顯著，說明不存在其他政策或擾動導致企業(yè)風險承擔的提升。

（3）其他穩(wěn)健性檢驗。第一，剔除其他政策的干擾，本文進一步控制了2009 年出臺的“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”政策，在模型（1）中加入了“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”政策實施時間與企業(yè)是否屬于十大振興產(chǎn)業(yè)虛擬變量的交互項，以排除“十大產(chǎn)業(yè)振興規(guī)劃”政策對本文識別高企資質認定政策實施效果的干擾；第二，控制地區(qū)因素的干擾，在模型（1）的基礎上添加了地區(qū)人口和地區(qū)經(jīng)濟增長指標；第三，考慮到2008 年認定成功的企業(yè)為高企資質認定政策實施后第一批享受稅收優(yōu)惠的企業(yè)，在此我們僅考察高企資質認定政策對2008 年認定成功的企業(yè)風險承擔的影響。其他穩(wěn)健性檢驗結果顯示，did 系數(shù)均顯著為正，模型估計結果未發(fā)生實質性改變，高企資質認定政策對實驗組企業(yè)風險承擔具有顯著且穩(wěn)健的促進作用。

（四）企業(yè)風險承擔的具體形式②因篇幅所限，本文省略了企業(yè)風險承擔具體形式的檢驗方法、結果與分析，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

為深入研究高企資質認定政策如何影響企業(yè)風險承擔的具體表現(xiàn)形式，本文從投融資兩個方面展開進一步考察。投資方面，長期戰(zhàn)略性投資比短期戰(zhàn)術性行動更具風險，更能夠體現(xiàn)出企業(yè)風險承擔意愿與能力。特別地，相對于一般性生產(chǎn)經(jīng)營投資，創(chuàng)新投資更能體現(xiàn)企業(yè)風險承擔水平。除此之外，資本性支出亦能反映企業(yè)的風險承擔水平。融資方面，外源債務融資比企業(yè)內源融資風險性更大，債務融資規(guī)模越大的企業(yè)，其投資相對越冒險，因此，財務杠桿越高的企業(yè)，其風險承擔水平越強。為了清楚地考察資質認定對企業(yè)風險承擔具體形式的影響，本文將上述風險承擔變量替換為具體的投融資水平變量，包括專利申請量、專利授權量、資本性支出以及財務杠桿率，借鑒Beck 等（2010）的方法，動態(tài)追蹤高企資質認定政策對企業(yè)風險承擔具體形式的作用效果。結果發(fā)現(xiàn)，高企資質認定政策主要從研發(fā)創(chuàng)新、資本性支出以及債務融資三方面提高了企業(yè)的風險承擔水平，這在一定程度上也印證了本文基準研究結論的穩(wěn)健性。

五、影響高企資質認定政策的具體機制①本文還基于企業(yè)生命周期以及地方保護進行了機制檢驗，因篇幅所限，本文省略了該機制的理論分析與檢驗結果，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

本部分主要考察不同企業(yè)特征與外部環(huán)境對高企資質認定政策實施效果的影響差異，對繼續(xù)完善高企資質認定政策的實施，切實提升企業(yè)風險承擔水平具有重要的政策指導意義。為此，本文在模型（1）的基礎上擬構建三重差分模型進行識別檢驗，具體將模型設定如下：

其中，cc 分別表示所有制類型、經(jīng)濟政策不確定性、市場化程度以及地區(qū)競爭四個指標，其他變量與模型（1）一致。state 為國有企業(yè)的虛擬變量，國有企業(yè)為1，非國有企業(yè)為0；經(jīng)濟政策不確定性具有兩種衡量方式，常用的是Baker 等（2016）基于香港《南華早報》構建的EPU 1 指數(shù)，另一種是Davis 等（2019）基于《人民日報》和《光明日報》測算的EPU 2 指數(shù)；市場化指數(shù)market 來自于王小魯?shù)龋?016）發(fā)布的中國各地區(qū)市場化進程報告；此外，借鑒趙文哲等（2010）的方法，基于政策制定者不平等厭惡心理，以省內地區(qū)經(jīng)濟增長率的標準差來測度地區(qū)競爭comp。

（一）企業(yè)特征：所有制類型

資源獲取能力的差異化決定了企業(yè)在資質認證后風險承擔能力可能表現(xiàn)出異質性。在我國特殊的制度背景下，不同所有制企業(yè)在資源獲取、政策激勵等方面存在較大的差異：一方面，國有企業(yè)與政府之間長期存在天然的關系，具有顯著優(yōu)于民營企業(yè)的資源要素稟賦優(yōu)勢，而民營企業(yè)卻面臨著諸多資源要素的內外部約束，對資金供給更加敏感；另一方面，國有企業(yè)承擔著戰(zhàn)略性與社會性的雙重政策負擔，其風險承擔水平相對較低，而且國有企業(yè)缺乏有效的監(jiān)督與激勵機制，弱化了管理者的風險偏好（余明桂等，2013b）。因此，相對于國有企業(yè)來說，高企資質認定政策更可能提升民營企業(yè)風險承擔水平。表3 第（1）—（3）列的結果支持了這一猜想，did 系數(shù)僅在非國有企業(yè)組中顯著為正，且交互項系數(shù)did*state 在5%的顯著性水平下顯著為負，說明高企資質認定政策對非國有企業(yè)風險承擔水平的提升作用顯著大于國有企業(yè)。

表3 異質性檢驗結果

續(xù)表3

（二）外部市場環(huán)境：經(jīng)濟政策不確定性與市場化程度

（1）經(jīng)濟政策不確定性。宏觀經(jīng)濟政策環(huán)境是影響產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行效果的重要外部環(huán)境因素。根據(jù)現(xiàn)金持有理論與實物期權（real option）理論，宏觀政策不確定性將強化企業(yè)的預防性儲備動機，弱化產(chǎn)業(yè)政策的激勵效果，從而降低企業(yè)的投資水平（Dixit 等，1994）。因此，相對于經(jīng)濟政策穩(wěn)定時期，選擇性產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)風險承擔的刺激作用在宏觀經(jīng)濟政策不確定情況下相對較弱。表3 第（4）—（5）列報告了宏觀經(jīng)濟政策不確定性對高企資質認定政策實施效果的調節(jié)作用，交互項系數(shù)did*epu1 與did*epu2 均至少在10%顯著性水平下顯著為負，由此說明，良好的經(jīng)濟政策環(huán)境是產(chǎn)業(yè)政策實施的重要保障，經(jīng)濟政策不確定性越強，高企資質認定政策促進企業(yè)風險承擔的作用效果越弱。

（2）市場化環(huán)境。良好的市場環(huán)境是提升產(chǎn)業(yè)政策執(zhí)行效率的重要保障。一方面，當市場機制得以完善，資源配置得以優(yōu)化，價格信號的傳遞將變得可靠有效，且能及時地反映行業(yè)間的供求關系，這為所有者獲取企業(yè)經(jīng)營管理信息提供了便利，從而弱化了所有者與經(jīng)理人之間的委托代理問題，激勵管理者更好地進行投資（Schmidt，1997）；另一方面，市場化建設是對地區(qū)政府短視行為的一種矯正，地區(qū)市場化水平的提高有利于弱化地方政府的干預動機，提升地方政府落實產(chǎn)業(yè)政策的積極性（孫早和席建成，2015），從而有助于提升企業(yè)的投資水平與投資效率。表3 第（6）列中交互項did*market 系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，說明相對于低市場化水平地區(qū)，在高市場化水平地區(qū)，高企資質認定政策對企業(yè)風險承擔的促進作用更強，由此說明產(chǎn)業(yè)政策的實施需要有良好的市場環(huán)境與之相匹配，才能更好地發(fā)揮產(chǎn)業(yè)政策對微觀企業(yè)的扶持與激勵作用。

（三）地區(qū)環(huán)境：地區(qū)競爭

與市場化建設相反，地區(qū)競爭更加強調政府干預的作用。在中國類似“試用期”任職的制度背景下，地方官員圍繞晉升展開的政治錦標賽很大程度上影響了企業(yè)的投資方向與投資力度。一方面政府基于政績考核與晉升錦標賽采取的干預措施可能違背企業(yè)的比較優(yōu)勢，扭曲了市場化運作，導致企業(yè)為快速實現(xiàn)某個既定目標而將投資短期化，不利于企業(yè)進行風險承擔決策（周黎安，2007）。另一方面，政府基于社會公共治理而采取的干預措施往往以犧牲企業(yè)的經(jīng)營目標為代價，同時地區(qū)競爭導致的政府過度干預可能會導致資源錯配與市場扭曲，滋生出企業(yè)與政府的尋租行為。因此，地區(qū)過度競爭可能弱化產(chǎn)業(yè)政策的實施效果，不利于企業(yè)的長期投資與風險承擔決策。表3 第（7）列結果支持了這一猜想，交互項did*comp 系數(shù)在5%的顯著性水平下顯著為負，相對于地區(qū)競爭水平較高地區(qū)，在地區(qū)競爭水平較低地區(qū)高企資質認定政策對企業(yè)風險承擔的促進作用更強。

六、企業(yè)風險承擔的渠道測試

企業(yè)風險承擔是一種資源消耗型活動，對資源獲取具有極強的依賴性（Almeida 和Campello，2007），根據(jù)理論分析，高企資質認定政策可能通過拓寬企業(yè)資源獲取途徑的方式來提升企業(yè)風險承擔。具體地，根據(jù)高企資質認定政策實施條例，稅收優(yōu)惠是政策扶持的主要手段，而政府補貼則更多地依賴于地方財政。此外，高企資質認定政策一方面鼓勵銀行支持高新技術企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新，另一方面基于“聲譽機制”可能間接地提高了企業(yè)的融資可得性。因此接下來本文擬構建中介效應模型，從稅收優(yōu)惠、政府補貼以及融資可得性三個方面對高企資質認定政策影響企業(yè)風險承擔的渠道進行測試，模型設定如下：

其中，M 分別表示稅收優(yōu)惠tax、政府補貼subsidy 與融資可得性debt，其他變量設定與式（3）一致。參考柳光強（2016）的做法，采用“收到的各項稅費返還/(收到的各項稅費返還+支付的各項稅費)”衡量稅收優(yōu)惠?？紤]到上市公司會計披露的政府補助項目既反映了企業(yè)享受財政補貼政策的情況，也反映了企業(yè)享受稅收優(yōu)惠政策的情況，為加以區(qū)分，本文采用扣除稅收返還的政府補助與總收入之比來衡量企業(yè)享受的政府補貼情況。融資可得性以短期借款、長期借款以及應付債券的凈增加額之和與總資產(chǎn)之比來衡量。檢驗結果如表4 所示。

表4 渠道測試結果

（一）稅收優(yōu)惠渠道測試

表4 第（1）—（3）列為稅收優(yōu)惠的中介效應結果。第（1）列為基準回歸結果，第（2）列考察了解釋變量（did）對中介變量（tax）的影響，did 系數(shù)估計值約為0.0242，在1%的顯著性水平下顯著，這說明高企資質認定政策顯著提高了企業(yè)的稅收優(yōu)惠力度，這一點與現(xiàn)實相符。第（3）列中同時納入解釋變量（did）和中介變量（tax），did 與tax 系數(shù)均至少在5%的顯著性水平下顯著為正，且did 系數(shù)估計值減弱。說明稅收優(yōu)惠在高企資質認定政策與企業(yè)風險承擔之間起到部分中介作用，即高企資質認定政策可能通過影響企業(yè)的稅收優(yōu)惠程度進而影響企業(yè)的風險承擔，本文結果支持了“高企資質認定政策→稅收優(yōu)惠→企業(yè)風險承擔”這條路徑。

（二）融資可得性渠道測試

表4 第（4）—（5）列為融資可得性的中介效應結果。在第（4）列考察了解釋變量（did）對中介變量（debt）的影響，did 系數(shù)估計值約為0.0119，在10%的顯著性水平下顯著為正，這說明高企資質認定政策顯著提高了企業(yè)的融資可得性。第（5）列中同時納入解釋變量（did）和中介變量（debt），did 系數(shù)估計值降低。說明信貸可得性在高企資質認定政策與企業(yè)風險承擔之間起到部分中介作用，即高企資質認定政策可能通過影響企業(yè)的信貸可得性進而影響企業(yè)的風險承擔，本文結果支持了“高企資質認定政策→融資可得性→企業(yè)風險承擔”這條路徑。

（三）政府補貼渠道測試

除了享受15%的稅收優(yōu)惠政策外，高新技術企業(yè)還享受大量的中央與地方財政補貼。表4 第（6）—（7）列為政府補貼的中介效應結果。第（6）列考察了解釋變量（did）對中介變量（subsidy）的影響，did 系數(shù)估計值約為0.0008，在10%的顯著性水平下顯著為正，說明高企資質認定政策顯著提高了企業(yè)享受的政府補貼力度。第（7）列中同時納入解釋變量（did）和中介變量（subsidy），發(fā)現(xiàn)did 與subsidy 系數(shù)均至少在5%的顯著性水平下顯著為正，且did 系數(shù)大小與顯著性均出現(xiàn)明顯減小，說明政府補貼在高企資質認定政策與企業(yè)風險承擔之間也起到部分中介作用，即高企資質認定政策可能通過影響企業(yè)享受的政府補貼程度進而影響企業(yè)風險承擔，本文結果支持了“高企資質認定政策→政府補貼→企業(yè)風險承擔”這條路徑。

七、主要結論與政策選擇

基于《高新技術企業(yè)認定管理辦法》頒發(fā)這一典型事實，本文討論了高新技術企業(yè)資質認定政策影響企業(yè)風險承擔的作用效果與微觀機理。相關結果概括如下：

第一，高企資質認定政策顯著提升了企業(yè)風險承擔，并且隨著認定時間的延長，這種促進作用存在逐級遞增趨勢。第二，從企業(yè)所有制類型來看，高企資質認定政策對民營企業(yè)風險承擔水平的提升作用顯著大于國有企業(yè)；從宏觀經(jīng)濟政策環(huán)境來看，經(jīng)濟政策不確定性越強，高企資質認定政策促進企業(yè)風險承擔的作用效果越弱；從外部市場化程度來看，相對于低市場化水平地區(qū)，在高市場化水平地區(qū)，高企資質認定政策對企業(yè)風險承擔的促進作用更強；從地區(qū)競爭環(huán)境來看，區(qū)域過度競爭行為可能扭曲高企資質認定政策的實施效果。第三，作用渠道方面，高企資質認定政策的實施主要通過稅收優(yōu)惠、政府補貼以及融資可得性三個渠道影響企業(yè)風險承擔。第四，具體來看，高企業(yè)資質認定政策主要從研發(fā)創(chuàng)新、資本性支出以及債務融資三個方面提升了企業(yè)的風險承擔。

以上結論表明，高企資質認定政策對提升企業(yè)風險承擔具有重要的促進作用，但是從影響政策實施的具體機制來看，高企資質認定政策對民營企業(yè)風險承擔的作用顯著大于國有企業(yè)，反映出在當前的金融體制下，企業(yè)融資中的“規(guī)模歧視”和“所有制歧視”現(xiàn)象仍然未得到明顯改善。此外，宏觀經(jīng)濟政策不確定性、市場化程度以及地區(qū)競爭都對政策的實施效果具有重要的影響，甚至引致政策扭曲效應。為了更好地提升高新技術企業(yè)資質認定政策實施效率以期合理促進企業(yè)風險承擔水平的提高，本文提出以下幾點政策建議：

第一，不斷消除“規(guī)模歧視”和“所有制歧視”現(xiàn)象應成為我國財稅金融改革的應有之義。作為國民經(jīng)濟發(fā)展的一支生力軍，民營企業(yè)在拉動經(jīng)濟增長、改善經(jīng)濟結構以及增加就業(yè)等方面發(fā)揮了重要作用。因此，為了激發(fā)民營企業(yè)的風險承擔意愿以及合理提升民營企業(yè)的風險承擔，必須在金融財稅改革中加大對民營企業(yè)發(fā)展的扶持力度，這也符合十九大報告提出支持民營企業(yè)發(fā)展、激發(fā)各類市場主體活力的初衷。第二，減少政府的不正當干預、營造良好的市場環(huán)境是產(chǎn)業(yè)政策得以有效實施的關鍵，并且地方競爭可能導致產(chǎn)業(yè)政策實施的扭曲效應。因此，一方面應當減少政府的不正當干預，從政治晉升角度削弱政府干預動機；另一方面應當推動行業(yè)與地區(qū)市場化改革，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，從而提高企業(yè)的風險承擔水平。