嚴(yán)若森 陳 靜 李 浩

(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院)

1 研究背景

目前，理論界關(guān)于政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系研究尚未取得一致性結(jié)論。有學(xué)者認(rèn)為，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入具有擠入效應(yīng)，即政府補(bǔ)貼可以促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投入[1]；亦有學(xué)者認(rèn)為，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入具有擠出效應(yīng)[2]，并認(rèn)為這主要是由于政府與企業(yè)之間存在信息不對(duì)稱，企業(yè)往往選擇發(fā)送虛假創(chuàng)新信號(hào)，而非開展實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，并藉此獲取政府補(bǔ)貼[3，4]，抑或，企業(yè)為了獲取政府補(bǔ)貼往往進(jìn)行“尋補(bǔ)貼”投資，從而擠占了企業(yè)創(chuàng)新投入[5]。

政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系之所以不確定，本研究認(rèn)為主要存在兩個(gè)方面的原因：①政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響并非基于單一的機(jī)制，其中存在多種路徑，且通過不同的傳導(dǎo)機(jī)制會(huì)產(chǎn)生不同的結(jié)果；②在不同的情境下，各種相關(guān)影響機(jī)制的作用大小亦不相同，最終表現(xiàn)出來的政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系自然會(huì)不統(tǒng)一。

本研究選取兩種影響機(jī)制——融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)來研究政府補(bǔ)貼是否會(huì)通過這兩種傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響。之所以選取這兩種影響機(jī)制，是因?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的兩個(gè)重要特征——融資約束[6]與高風(fēng)險(xiǎn)性[7]，融資約束導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新資源不足，高風(fēng)險(xiǎn)性則致使企業(yè)的創(chuàng)新意愿不強(qiáng)。由此，企業(yè)創(chuàng)新投入的增加不僅依賴于企業(yè)創(chuàng)新資源是否充足，亦取決于企業(yè)創(chuàng)新意愿是否足夠強(qiáng)烈。其中，企業(yè)創(chuàng)新資源受制于企業(yè)所面臨的融資約束，而企業(yè)創(chuàng)新意愿則反映在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)上。

既然政府補(bǔ)貼旨在激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新，那么政府補(bǔ)貼的具體實(shí)施效果如何？政府補(bǔ)貼是否通過提高企業(yè)的創(chuàng)新資源與創(chuàng)新意愿而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入？這是本研究擬討論的主要問題。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

一方面，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入存在激勵(lì)效應(yīng)，可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。這主要基于兩方面的原因：①?gòu)馁Y源基礎(chǔ)觀出發(fā)，政府補(bǔ)貼直接為企業(yè)創(chuàng)新提供了部分資金支持，降低了企業(yè)創(chuàng)新的不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)性，減少了企業(yè)可能因創(chuàng)新失敗而需要承擔(dān)的經(jīng)濟(jì)損失[8]；②從信號(hào)理論出發(fā)，若企業(yè)獲得政府補(bǔ)貼，則其即可以向市場(chǎng)投資者傳遞某種信號(hào)，亦即，該企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目得到了政府的認(rèn)可與支持，企業(yè)的研發(fā)能力值得信任，且企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目受到政府監(jiān)管[9，10]，同時(shí)意味著企業(yè)積極響應(yīng)政府政策導(dǎo)向，與政府保持著良好的關(guān)系。這種利好信號(hào)可以減弱企業(yè)與市場(chǎng)投資者之間關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的信息不對(duì)稱問題，從而可以緩解企業(yè)的融資約束，幫助企業(yè)從外部市場(chǎng)獲得創(chuàng)新投資，由此，企業(yè)將擁有更多的創(chuàng)新資源與創(chuàng)新動(dòng)力，從而提升創(chuàng)新投入[11，12]。基于此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a在其他條件不變的情形下，政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入正相關(guān)。

另一方面，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入存在抑制效應(yīng)。這同樣是基于兩個(gè)方面的原因：①企業(yè)為了獲得高額的政府補(bǔ)貼，通常會(huì)采取尋租行為，尋租行為不僅會(huì)產(chǎn)生尋租成本，擠占企業(yè)的創(chuàng)新資源，且會(huì)弱化企業(yè)的創(chuàng)新動(dòng)力，使企業(yè)陷入尋租獲利的慣性，很顯然，無論是企業(yè)創(chuàng)新資源的減少，還是企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力的弱化，均會(huì)導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入的降低[5，13]；②政府補(bǔ)貼作為一種產(chǎn)業(yè)政策，往往傾向于補(bǔ)貼特定行業(yè)中的企業(yè)，通常而言，在產(chǎn)業(yè)政策的引導(dǎo)下，大量資金與企業(yè)會(huì)同時(shí)涌入這些被鼓勵(lì)發(fā)展的行業(yè)，并最終導(dǎo)致產(chǎn)能過剩與企業(yè)外部競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境的惡化[14]，企業(yè)往往因難以評(píng)估創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)與收益而選擇減少創(chuàng)新投入，以避免虧損。基于此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1b在其他條件不變的情形下，政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入負(fù)相關(guān)。

2.2 融資約束的中介效應(yīng)

政府補(bǔ)貼可以幫助企業(yè)降低其融資約束的程度。一方面，作為對(duì)企業(yè)資源的直接補(bǔ)充，政府補(bǔ)貼可以增加企業(yè)的內(nèi)源融資，并藉此降低企業(yè)的融資約束程度[1，15]；另一方面，政府補(bǔ)貼作為一種優(yōu)質(zhì)信號(hào)，可以降低企業(yè)與外部投資者之間的信息不對(duì)稱，從而緩解企業(yè)的外部融資約束[9,10]。事前，政府在挑選企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼時(shí)，會(huì)組織專家評(píng)審，甄別出創(chuàng)新技術(shù)能力強(qiáng)的企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼；事后，政府則會(huì)定期對(duì)被補(bǔ)貼企業(yè)的創(chuàng)新項(xiàng)目進(jìn)行監(jiān)督。結(jié)合信號(hào)理論，這可以向市場(chǎng)投資者傳遞以下信號(hào)：①該企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目是優(yōu)質(zhì)的或企業(yè)研發(fā)能力值得信任；②該企業(yè)將受到政府相關(guān)部門的監(jiān)管，政府將監(jiān)督企業(yè)研發(fā)的進(jìn)程與成果[9]。由此，事前審查可以盡量避免外部投資者所擔(dān)心的逆向選擇，事后監(jiān)督可以有效減少企業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn)[10]?？傊a(bǔ)貼對(duì)企業(yè)的雙重認(rèn)證信號(hào)——技術(shù)認(rèn)證與監(jiān)管認(rèn)證，可以大大減少企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱。在獲得政府補(bǔ)貼之前，信息不對(duì)稱是企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目難以獲得外部融資的主要原因；在獲得政府補(bǔ)貼之后，政府補(bǔ)貼作為企業(yè)的認(rèn)證信號(hào)，可以減少企業(yè)與投資者之間的信息不對(duì)稱，藉此，企業(yè)能夠更易獲得更多的外部融資，從而降低自身的融資約束程度。

融資約束會(huì)抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入[16]。企業(yè)開展創(chuàng)新項(xiàng)目，需要長(zhǎng)期持續(xù)性地投入大量的資金，一旦資金不足，企業(yè)的創(chuàng)新項(xiàng)目將不得不暫停，甚至終止。關(guān)于融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，許多實(shí)證研究都得出了一致的結(jié)論，即融資約束會(huì)抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。例如，張璇等[17]研究發(fā)現(xiàn)，融資約束顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新；周開國(guó)等[18]認(rèn)為，融資約束不僅會(huì)抑制企業(yè)自身的內(nèi)部創(chuàng)新活動(dòng)，亦會(huì)減少企業(yè)之間的協(xié)同創(chuàng)新活動(dòng)。顯然，融資約束是影響企業(yè)創(chuàng)新投入的重要因素之一，企業(yè)的融資約束程度越高，企業(yè)的創(chuàng)新投入水平往往越低。

綜上，在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在某種作用機(jī)制，亦即，政府補(bǔ)貼通過降低企業(yè)的融資約束，幫助企業(yè)獲得更多的資源，從而促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投入。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2在其他條件不變的情形下，政府補(bǔ)貼通過降低企業(yè)的融資約束，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，亦即，融資約束在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中起到中介效應(yīng)。

2.3 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)

政府補(bǔ)貼可以提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[19]。首先，企業(yè)獲得政府補(bǔ)貼，表明企業(yè)的創(chuàng)新項(xiàng)目通過了政府的技術(shù)審查，獲得了政府的認(rèn)可與支持[9]，并且大多數(shù)獲得補(bǔ)貼的企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目均屬于產(chǎn)業(yè)政策的鼓勵(lì)與扶持發(fā)展范圍，這說明這些創(chuàng)新項(xiàng)目有前景及潛力，成功的概率很大，此即降低了企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的失敗風(fēng)險(xiǎn)。其次，企業(yè)獲得政府補(bǔ)貼之后，作為一種被政府認(rèn)證的信號(hào)，不僅會(huì)對(duì)外部投資者的投資決策產(chǎn)生影響，使企業(yè)獲得更多的外部融資，而且亦會(huì)對(duì)各科研單位與研究機(jī)構(gòu)產(chǎn)生影響，促進(jìn)產(chǎn)學(xué)研的合作，保證企業(yè)的創(chuàng)新項(xiàng)目順利攻克難題，降低失敗風(fēng)險(xiǎn)[20]。最后，即使企業(yè)的創(chuàng)新項(xiàng)目最終失敗了，政府補(bǔ)貼亦可以看作是對(duì)創(chuàng)新失敗損失的某種補(bǔ)貼，從而可以相對(duì)減少企業(yè)的損失，降低企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)厭惡程度，提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平會(huì)影響企業(yè)的創(chuàng)新投入。LEWIS[7]認(rèn)為，創(chuàng)新意味著承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)。具體而言，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，其創(chuàng)新意愿越強(qiáng)，相應(yīng)的創(chuàng)新投入越多；相反，如果企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越低，則企業(yè)從事創(chuàng)新這一高風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)的意愿越低，創(chuàng)新投入也越少。MANSO[21]提出，要激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新，不僅要對(duì)創(chuàng)新成功實(shí)施獎(jiǎng)賞，而且尚要容忍一定程度的創(chuàng)新失敗。由此，隨著企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高，企業(yè)對(duì)創(chuàng)新失敗的容忍亦會(huì)逐漸增強(qiáng)，從而可以激勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。馮海波等[22]發(fā)現(xiàn)，政府合理的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制是激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵，政府通過所得稅抵免企業(yè)的部分創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)損失，幫助企業(yè)分擔(dān)了創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，從而提高了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。所得稅是對(duì)企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)損失的“抵免”，類似地，本研究的主體——政府補(bǔ)貼則是對(duì)企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)損失的“直接補(bǔ)貼”，其二者均可以通過幫助企業(yè)承擔(dān)部分創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)而提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，以促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投入。羅宏等[23]認(rèn)為，國(guó)有股權(quán)參股通過提高家族企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，即所謂提高了家族企業(yè)投入創(chuàng)新活動(dòng)的意愿，從而促進(jìn)了家族企業(yè)的創(chuàng)新投入。朱冰等[24]研究表明，多個(gè)大股東的存在，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力下降，以及企業(yè)對(duì)創(chuàng)新失敗的容忍度降低，以致于企業(yè)的創(chuàng)新水平下降。據(jù)此可知，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，企業(yè)創(chuàng)新投入越多；企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越低，企業(yè)創(chuàng)新投入越少。

綜上，在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在某種影響機(jī)制，即政府補(bǔ)貼通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，幫助企業(yè)降低創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)及損失，促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投入。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3在其他條件不變的情形下，政府補(bǔ)貼通過提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，亦即，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中起到中介效應(yīng)。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于自2007年起，中國(guó)開始實(shí)施新的企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，其中，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)數(shù)據(jù)——研發(fā)支出的會(huì)計(jì)處理進(jìn)行了較大的變動(dòng)，為了保證數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的一致性，同時(shí)考慮到部分變量的計(jì)算涉及到5年(t-2年～t+2年)的數(shù)據(jù)窗口期，本研究選取2009～2016年中國(guó)滬深兩市A股上市企業(yè)作為初始研究樣本，并按照以下步驟對(duì)初始研究樣本進(jìn)行了篩選：①剔除金融行業(yè)和保險(xiǎn)行業(yè)的上市企業(yè)；②剔除樣本選擇期間ST和*ST上市企業(yè)；③剔除相關(guān)變量存在缺失值的樣本。經(jīng)過上述篩選過程，本研究最終共獲得有效樣本企業(yè)2 046家，共計(jì)有效觀測(cè)值8 552個(gè)。

本研究中的政府補(bǔ)貼數(shù)據(jù)、企業(yè)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)及其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)，其中，政府補(bǔ)貼數(shù)據(jù)系通過對(duì)該數(shù)據(jù)庫(kù)中的財(cái)務(wù)報(bào)表附注進(jìn)行相關(guān)手工整理而獲得。與此同時(shí)，本研究利用萬德數(shù)據(jù)庫(kù)(WIND)中的相關(guān)數(shù)據(jù)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)進(jìn)行了核對(duì)與補(bǔ)充，最大限度地保證了數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性與完整性。

本研究對(duì)連續(xù)變量均進(jìn)行了1%的Winsorize縮尾處理。

3.2 變量定義及測(cè)量

(1)被解釋變量本研究的被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)。關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新投入的度量，借鑒胡國(guó)柳等[25]的方法，采用企業(yè)研發(fā)支出與企業(yè)期末總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量。

(2)解釋變量本研究的解釋變量為政府補(bǔ)貼(SUB)。關(guān)于政府補(bǔ)貼的度量，借鑒黎文靖等[4]的方法，采用企業(yè)當(dāng)年所獲得的政府補(bǔ)貼總額與期末總資產(chǎn)的比值作為政府補(bǔ)貼的代理變量。

(3)中介變量本研究包含兩個(gè)中介變量，融資約束(SA)和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)。關(guān)于企業(yè)融資約束的度量，代表性的度量指標(biāo)有3種，分別是KZ指數(shù)、SA指數(shù)與WW指數(shù)。綜合這3種企業(yè)融資約束度量方式的優(yōu)缺點(diǎn)，借鑒鞠曉生等[26]的做法，采用SA指數(shù)作為企業(yè)融資約束的代理變量。關(guān)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的度量，代表性的度量指標(biāo)包括股票波動(dòng)性[27]與盈余收益波動(dòng)性[28]，由于中國(guó)股票市場(chǎng)不成熟、波動(dòng)性較大等原因，一般采用盈余波動(dòng)性來衡量中國(guó)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。由此，本研究借鑒余明桂等[28]的研究，采用企業(yè)的盈余波動(dòng)性作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的代理變量。

(4)控制變量參考黎文靖等[4]、郭玥[10]的研究，在考察政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響時(shí)，加入了下述控制變量：①企業(yè)規(guī)模(SI)；②企業(yè)年齡(A)；③資產(chǎn)負(fù)債率(L)；④資產(chǎn)收益率(RO)；⑤現(xiàn)金流量(CF)；⑥流動(dòng)比率(CR)；⑦固定資產(chǎn)比例(FA)；⑧行業(yè)虛擬變量(ID)；⑨年度虛擬變量(Y)。

本研究所涉變量的定義及測(cè)量具體見表1。

3.3 模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)假設(shè)1，即檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，本研究構(gòu)建以下模型：

INi,t=α0+α1SUBi,t+α2SIi,t+α3Ai,t+α4Li,t+

α5ROi,t+α6CFi,t+α7CRi,t+α8FAi,t+

IDi,t+Yi,t+εi,t，

(1)

式中，α0表示常數(shù)項(xiàng)；α1～α8均表示系數(shù)；i與t分別表示企業(yè)與年份；εi,t表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，即檢驗(yàn)融資約束是否為政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響的中介變量，本研究構(gòu)建以下模型：

(2)

(3)

(4)

式中，λ0、β0均表示常數(shù)項(xiàng)；λ1、β1、β2均表示系數(shù)；j表示控制變量；Controli,t表示所有控制變量。

根據(jù)溫忠麟等[29]對(duì)于中介效應(yīng)的檢驗(yàn)程序的分析，以及溫忠麟等[30]對(duì)于該檢驗(yàn)程序的進(jìn)一步完善，本研究在檢驗(yàn)融資約束在政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中的中介效應(yīng)時(shí)遵循以下步驟：步驟1，檢驗(yàn)式(2)中系數(shù)α1是否顯著。步驟2，檢驗(yàn)式(3)中系數(shù)λ1和式(4)中系數(shù)β2是否顯著，如果均顯著，則進(jìn)行第4步檢驗(yàn)；如果至少有一個(gè)不顯著，則進(jìn)行第3步檢驗(yàn)。步驟3，用Bootstrap方法檢驗(yàn)H0：λ1×β2=0，如果拒絕該假設(shè)，即λ1與β2的乘積顯著不為零，則繼續(xù)進(jìn)行第4步檢驗(yàn)；否則，應(yīng)停止分析，得出中介效應(yīng)不存在的結(jié)論。步驟4，檢驗(yàn)式(4)中系數(shù)β1是否顯著，如果不顯著，表明該中介變量起到了完全中介效應(yīng)；如果顯著，表明該中介變量起到了部分中介效應(yīng)。

為了檢驗(yàn)假設(shè)3，即檢驗(yàn)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)是否為政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響的中介變量，本研究構(gòu)建以下模型：

(5)

(6)

(7)

該組模型與式(2)～式(4)類似，都是為了檢驗(yàn)中介效應(yīng)是否存在，而檢驗(yàn)步驟則與上述檢驗(yàn)融資約束的中介效應(yīng)的步驟類似，此處不再贅述。

本研究采用OLS方法對(duì)以上模型進(jìn)行回歸估計(jì)，并使用Robust調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)誤。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。由表2可知：①企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)的平均值為2.102，即在樣本企業(yè)中，企業(yè)創(chuàng)新投入占企業(yè)總資產(chǎn)的平均比重為2.102%，表明企業(yè)創(chuàng)新投入水平較低，最小值為0.012，最大值為9.733，即樣本企業(yè)中創(chuàng)新投入占企業(yè)總資產(chǎn)的比重最小為0.012%，最大為9.733%，表明不同企業(yè)的創(chuàng)新投入強(qiáng)度差異很大；②政府補(bǔ)貼(SUB)的均值為0.607，最大值為4.305，表明樣本企業(yè)中所獲政府補(bǔ)貼金額占企業(yè)總資產(chǎn)的平均比重為0.607%，最大比重為4.305%。③融資約束(SA)的平均值為-3.658，絕對(duì)值的最小值為2.997，最大值為4.184，表明樣本企業(yè)均面臨融資約束，且不同企業(yè)所面臨的融資約束程度不同。④企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)的平均值為0.034，最小值為0.004，最大值為0.359，表明在樣本企業(yè)中，不同企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平存在較大差異。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果(N=8 552)

4.2 相關(guān)性分析

各變量的相關(guān)系數(shù)矩陣見表3。由表3可知：①政府補(bǔ)貼(SUB)與企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)之間的相關(guān)系數(shù)為0.266(p<0.01)，表明政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間呈正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)1a相符。②融資約束(SA)與企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)之間的相關(guān)系數(shù)為0.130(p<0.01)，與政府補(bǔ)貼(SUB)之間的相關(guān)系數(shù)為0.061(p<0.01)，由于SA值為負(fù)數(shù)，且絕對(duì)值越大，表示企業(yè)融資約束越大，因此，該相關(guān)系數(shù)結(jié)果表明企業(yè)面臨的融資約束與政府補(bǔ)貼、企業(yè)創(chuàng)新投入之間均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)2相符。③企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)與企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)之間的相關(guān)系數(shù)為0.053(p<0.01)，與政府補(bǔ)貼(SUB)之間的相關(guān)系數(shù)為0.010(p<0.01)，表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與政府補(bǔ)貼、企業(yè)創(chuàng)新投入之間均呈正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)3相符。不過，以上相關(guān)關(guān)系尚需要在回歸分析中作進(jìn)一步的檢驗(yàn)。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣(N=8 552)

此外，有部分控制變量之間、自變量與控制變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，例如，企業(yè)規(guī)模(SI)與資產(chǎn)負(fù)債率(L)之間的相關(guān)系數(shù)為0.553(p<0.01)，表明模型中可能存在多重共線性問題。由此，本研究對(duì)解釋變量及控制變量進(jìn)行了VIF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示各變量的VIF值及VIF均值(2.07)遠(yuǎn)低于臨界值10，說明研究模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

4.3 回歸分析

政府補(bǔ)貼、融資約束、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果見表4。

表4 政府補(bǔ)貼、融資約束、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果(N=8 552)

4.3.1政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

在表4中，模型1為各控制變量對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)的回歸結(jié)果，而在模型2中加入政府補(bǔ)貼(SUB)這一解釋變量后，Adj-R2值由0.225上升至0.260，表明模型的擬合優(yōu)度提高了；模型2中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.470，在1%的顯著性水平上顯著，這說明政府補(bǔ)貼越多，企業(yè)創(chuàng)新投入越多，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入具有明顯的促進(jìn)作用，假設(shè)1a得到了支持，假設(shè)1b未得證。

4.3.2融資約束在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中的中介效應(yīng)

在表4中，模型2中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.470，在1%的顯著性水平上顯著，亦即，企業(yè)獲得政府補(bǔ)貼占企業(yè)總資產(chǎn)的比重每增加1%，企業(yè)創(chuàng)新投入占總資產(chǎn)的比重將增加0.470%；模型3是檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)融資約束的影響，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.011，在1%的顯著性水平上顯著，由于企業(yè)的融資約束越大，SA指數(shù)越小，因此該結(jié)果表明政府補(bǔ)貼會(huì)顯著降低企業(yè)的融資約束；模型4是檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼、融資約束對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，此時(shí)政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.467，在1%的顯著性水平上顯著，該系數(shù)代表政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的直接影響，融資約束(SA)的系數(shù)為0.298，在1%的顯著性水平上顯著，表明融資約束確實(shí)降低了企業(yè)創(chuàng)新投入。按照溫忠麟等[30]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序，可以得出結(jié)論，在政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中，融資約束的中介效應(yīng)存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。具體而言，融資約束的中介效應(yīng)的大小為模型3中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)(0.011)與模型4中融資約束(SA)的系數(shù)(0.298)的乘積，等于0.003，亦即，政府補(bǔ)貼通過緩解企業(yè)融資約束這一路徑，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響為0.003。為了增強(qiáng)結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究還進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果(z=2.635，p<0.01)列示在表5的最后一行，該結(jié)果表明融資約束的中介效應(yīng)存在。假設(shè)2得到了支持。

4.3.3企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中的中介效應(yīng)

在表4中，由模型5可知，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.042，在1%的顯著性水平上顯著，表明政府補(bǔ)貼會(huì)顯著提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，在得到政府補(bǔ)貼之后，企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平得以提高，企業(yè)的創(chuàng)新積極性亦會(huì)增加；由模型6可知，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.459，在1%的顯著性水平上顯著，該系數(shù)代表政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的直接影響，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.265，在1%的顯著性水平上顯著，表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)確實(shí)提高了企業(yè)創(chuàng)新投入。由于上述系數(shù)均顯著，表明在政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)表現(xiàn)出了中介效應(yīng)，為部分中介效應(yīng)。具體而言，將模型5中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)(0.042)與模型6中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)的系數(shù)(0.265)相乘即可得到政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響，亦即，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)等于0.011。與此同時(shí)，Sobel檢驗(yàn)的結(jié)果(z=2.664，p<0.01)亦同樣表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)存在。假設(shè)3得到了支持。

4.4 異質(zhì)性分析

本研究分別按照企業(yè)所屬產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)性質(zhì)及制度環(huán)境的異質(zhì)性對(duì)樣本進(jìn)行分組檢驗(yàn)。其中，將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組，即企業(yè)實(shí)際控制人性質(zhì)為國(guó)有，則為國(guó)有企業(yè)，否則，為非國(guó)有企業(yè)；將樣本按照行業(yè)性質(zhì)進(jìn)行分組，對(duì)此，本研究根據(jù)企業(yè)是否處于高科技行業(yè)進(jìn)行分組，具體根據(jù)證監(jiān)會(huì)2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》，確定以化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)(C26)、醫(yī)藥制造業(yè)(C27)、化學(xué)纖維制造業(yè)(C28)、計(jì)算機(jī)通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)(C39) 、儀器儀表制造業(yè)(C40) 以及信息技術(shù)業(yè)(I)等行業(yè)的企業(yè)作為高科技企業(yè)，否則，確定為非高科技行業(yè)中的企業(yè)；將樣本按照制度環(huán)境進(jìn)行分組，對(duì)此，本研究選擇按照企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度進(jìn)行分組，具體根據(jù)王小魯?shù)萚31]的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2018)》中報(bào)告的“市場(chǎng)化總指數(shù)評(píng)分”數(shù)據(jù)進(jìn)行分組，若企業(yè)所在省份的市場(chǎng)化指數(shù)高于年度市場(chǎng)化指數(shù)的中位數(shù)，則認(rèn)為企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度高，否則，認(rèn)為企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度低。

4.4.1按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗(yàn)

按照樣本企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組的檢驗(yàn)結(jié)果見表5。

表5 按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗(yàn)結(jié)果

在表5的模型1中，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.337，模型6中該系數(shù)為0.523，其均在1%的顯著性水平上顯著，而Wald檢驗(yàn)結(jié)果(χ2=7.39，p<0.01)顯示二者顯著不相等，這表明相較于國(guó)有企業(yè)而言，政府補(bǔ)貼對(duì)非國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新投入發(fā)揮了更大的促進(jìn)效應(yīng)。

在模型2中，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.019，在1%的顯著性水平上顯著，但模型3中融資約束(SA)的系數(shù)為0.305，不顯著，根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)程序，此時(shí)需要利用Bootstrap方法檢驗(yàn)這兩個(gè)系數(shù)的乘積是否顯著不為零，檢驗(yàn)結(jié)果表明不能拒絕該乘積為零的假設(shè)，因此，在國(guó)有企業(yè)中，融資約束在政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響過程中的中介效應(yīng)不存在，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果(z=1.430，p>0.10)亦證實(shí)了這一點(diǎn)；而在非國(guó)有企業(yè)樣本中，模型7中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.006，在5%的顯著性水平上顯著，模型8中融資約束(SA)的系數(shù)為0.326，在1%的顯著性水平上顯著，表明在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中，融資約束的中介效應(yīng)存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，Sobel檢驗(yàn)亦表現(xiàn)出同樣的結(jié)果(z=2.138，p<0.05)。通過對(duì)比在國(guó)有企業(yè)樣本與非國(guó)有企業(yè)樣本中融資約束的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼通過緩解企業(yè)的融資約束來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響機(jī)制只在非國(guó)有企業(yè)中實(shí)現(xiàn)了，這可能是由于在國(guó)有企業(yè)中，融資約束程度較低，融資約束對(duì)國(guó)有企業(yè)創(chuàng)新的制約相對(duì)較少。

在表5中，關(guān)于企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中的中介效應(yīng)，模型1、模型4和模型5為國(guó)有企業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果，模型6、模型9和模型10則為非國(guó)有企業(yè)的檢驗(yàn)結(jié)果。其中，在國(guó)有企業(yè)樣本中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響過程中并未表現(xiàn)出中介效應(yīng)，這主要是因?yàn)槟Ｐ?中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為-0.001，且不顯著，表明政府補(bǔ)貼不能影響國(guó)有企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，亦即不能通過影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，Bootstrap檢驗(yàn)和Sobel檢驗(yàn)(z=0.755，p>0.10)亦均表現(xiàn)出同樣的結(jié)果；然而，在非國(guó)有企業(yè)樣本中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中介效應(yīng)顯著存在，這是因?yàn)樵谀Ｐ?中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.040，在5%的顯著性水平上顯著，在模型10中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.225，在1%的顯著性水平上顯著，兩者系數(shù)乘積為0.009，表明政府補(bǔ)貼通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平這一路徑，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入造成的間接影響為0.009，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果(z=1.981，p<0.05)，亦表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)在非國(guó)有企業(yè)中顯著存在。通過對(duì)比在國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的機(jī)制，僅在非國(guó)有企業(yè)中發(fā)揮作用。

4.4.2按照行業(yè)性質(zhì)分組檢驗(yàn)

按照企業(yè)是否處于高科技行業(yè)而分組的檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

表6 按照行業(yè)性質(zhì)分組檢驗(yàn)結(jié)果

在表6的模型1中，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.652，模型6中該系數(shù)為0.264，其均在1%的顯著性水平上顯著，而Wald檢驗(yàn)結(jié)果(χ2=36.71，p<0.01)顯示二者顯著不相等，這表明相較于非高科技企業(yè)而言，政府補(bǔ)貼對(duì)高科技企業(yè)的創(chuàng)新投入發(fā)揮了更大的促進(jìn)效應(yīng)。

在模型2中，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.008，在5%的顯著性水平上顯著，模型3中融資約束(SA)的系數(shù)為0.403，在5%的顯著性水平上顯著，因此，在高科技企業(yè)中，融資約束在政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響過程中的中介效應(yīng)存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果(z=1.877，p<0.10)亦證實(shí)了這一點(diǎn)；而模型7中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.011，在1%的顯著性水平上顯著，模型8中融資約束(SA)的系數(shù)為0.169，在5%的顯著性水平上顯著，表明在政府補(bǔ)貼與非高科技企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中，融資約束的中介效應(yīng)存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，Sobel檢驗(yàn)亦表現(xiàn)出同樣的結(jié)果(z=2.015，p<0.05)。由此，無論在高科技企業(yè)還是在非高科技企業(yè)中，融資約束的中介效應(yīng)在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中均顯著存在。

在模型4中，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.008，在10%的顯著性水平上顯著，模型5中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.382，在1%的顯著性水平上顯著，因此，在高科技企業(yè)中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響過程中的中介效應(yīng)存在，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果(z=1.651，p<0.10)亦證實(shí)了這一點(diǎn)；而在非高科技企業(yè)樣本中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的中介效應(yīng)不存在，這是因?yàn)槟Ｐ?中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為-0.003，不顯著，模型10中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.162，在10%的顯著性水平上顯著，經(jīng)Bootstrap方法和Sobel檢驗(yàn)(z=0.636，p>0.10)均表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)不存在。通過對(duì)比在高科技企業(yè)樣本與非高科技企業(yè)樣本中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼通過提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響機(jī)制僅在高科技企業(yè)中實(shí)現(xiàn)了。

4.4.3按照制度環(huán)境分組檢驗(yàn)

按照企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度高低進(jìn)行分組的檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

表7 按照制度環(huán)境分組檢驗(yàn)結(jié)果

在表7的模型1中，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.649，模型6中該系數(shù)為0.315，其均在1%的顯著性水平上顯著，而Wald檢驗(yàn)結(jié)果(χ2=26.73，p<0.01)顯示二者顯著不相等，這表明相較于所在地區(qū)市場(chǎng)化程度低的企業(yè)而言，政府補(bǔ)貼對(duì)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度高的企業(yè)的創(chuàng)新投入發(fā)揮了更大的促進(jìn)效應(yīng)。

在模型2中，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.016，在1%的顯著性水平上顯著，模型3中融資約束(SA)的系數(shù)為0.479，在1%的顯著性水平上顯著，表明所在地區(qū)市場(chǎng)化程度高的企業(yè)中，融資約束在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中的中介效應(yīng)顯著存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果(z=2.772，p<0.01)亦證實(shí)了這一點(diǎn)；而在所在地區(qū)市場(chǎng)化程度低的企業(yè)樣本中，模型7中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.005，不顯著，模型8中融資約束(SA)的系數(shù)為0.138，亦不顯著，表明在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中，融資約束的中介效應(yīng)不存在，Sobel檢驗(yàn)亦表現(xiàn)出同樣的結(jié)果(z=0.845，p>0.10)。由此，政府補(bǔ)貼通過緩解企業(yè)的融資約束來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響機(jī)制，僅在所在地區(qū)市場(chǎng)化程度高的企業(yè)中發(fā)揮作用。

模型4中，政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.001，不顯著，模型5中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.405，在1%的顯著性水平上顯著，經(jīng)Bootstrap方法和Sobel檢驗(yàn)結(jié)果(z=0.230，p>0.10)均表明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)不存在；同理，所在地區(qū)市場(chǎng)化程度低的企業(yè)樣本中，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)亦不存在，這是因?yàn)槟Ｐ?中政府補(bǔ)貼(SUB)的系數(shù)為0.003，模型10中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.059，均不顯著，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果(z=0.371，p>0.10)亦證實(shí)了這一點(diǎn)。由此，無論企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化程度如何，政府補(bǔ)貼均沒有通過提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平這一影響機(jī)制而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生促進(jìn)作用。

4.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，本研究采用兩階段最小二乘法(2SLS)重新估計(jì)政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，而關(guān)于工具變量的選取，借鑒郭玥[10]的做法，選用同年度、同行業(yè)所有企業(yè)的政府補(bǔ)貼均值與企業(yè)總資產(chǎn)的比值作為政府補(bǔ)貼的工具變量。其次，為了檢驗(yàn)指標(biāo)敏感性，使用研發(fā)支出/營(yíng)業(yè)收入作為企業(yè)創(chuàng)新投入的替代衡量指標(biāo)，使用政府補(bǔ)貼/營(yíng)業(yè)收入作為政府補(bǔ)貼的替代衡量指標(biāo)，使用KZ指數(shù)作為融資約束的替代衡量指標(biāo)，并使用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的股票回報(bào)率的標(biāo)準(zhǔn)差作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的替代衡量指標(biāo)，藉此，重新對(duì)各模型進(jìn)行了檢驗(yàn)。最后，為了解決在實(shí)證研究中可能遺漏不隨時(shí)間改變的公司層面變量的問題，通過采用固定效應(yīng)模型的方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，重新檢驗(yàn)了政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系以及融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果與前述實(shí)證結(jié)果保持一致，表明本研究的結(jié)論穩(wěn)健可靠。

5 研究結(jié)論與管理啟示

5.1 研究結(jié)論

本研究基于融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介視角，以2009～2016年中國(guó)滬深兩市A股上市企業(yè)作為樣本，探討政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即政府對(duì)企業(yè)補(bǔ)貼越多，企業(yè)的創(chuàng)新投入越大；②融資約束在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中起到部分中介效應(yīng)，即政府補(bǔ)貼通過緩解企業(yè)的融資約束這一中介機(jī)制，促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投入；③企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中起到部分中介效應(yīng)，即政府補(bǔ)貼通過提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平這一中介機(jī)制，促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投入；④融資約束與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的中介效應(yīng)因企業(yè)所屬產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)性質(zhì)及制度環(huán)境的異質(zhì)性而存在差異，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用在非國(guó)有企業(yè)、高科技企業(yè)及所在地區(qū)市場(chǎng)化程度高的企業(yè)中更大。

5.2 管理啟示

本研究獲得下述管理啟示：①只有企業(yè)的創(chuàng)新資源與創(chuàng)新意愿實(shí)現(xiàn)“雙高”，才能有效提高企業(yè)的創(chuàng)新投入水平，政府可以通過篩選出真正有創(chuàng)新能力的企業(yè)，通過釋放優(yōu)質(zhì)信號(hào)，實(shí)現(xiàn)與市場(chǎng)資源的聯(lián)動(dòng)，從而為企業(yè)解決創(chuàng)新資源不足的后顧之憂，政府亦可以通過產(chǎn)業(yè)政策的引導(dǎo)，扶持前景產(chǎn)業(yè)，提高這些企業(yè)的創(chuàng)新積極性；②產(chǎn)業(yè)政策可以在一定程度上引導(dǎo)市場(chǎng)的資源配置，通過釋放良好的認(rèn)證信號(hào)，幫助市場(chǎng)投資者認(rèn)清真正優(yōu)質(zhì)的創(chuàng)新企業(yè)，既可以幫助企業(yè)獲得更多的資源，亦可以實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)資源的有效配置；③政府應(yīng)進(jìn)一步加大對(duì)非國(guó)有企業(yè)、高科技企業(yè)的創(chuàng)新補(bǔ)貼力度，因?yàn)檎a(bǔ)貼對(duì)非國(guó)有企業(yè)與高科技企業(yè)的補(bǔ)貼效率更高，其既緩解這兩類企業(yè)的融資約束，又提高這兩類企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平；④政府應(yīng)為企業(yè)創(chuàng)造更加公開、透明的制度環(huán)境，這樣不僅有利于企業(yè)公平競(jìng)爭(zhēng)，亦便于政府補(bǔ)貼政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的認(rèn)證信號(hào)被市場(chǎng)接收，從而間接促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。