路春城 王翠翠 姜常梅

(1.山東財經(jīng)大學(xué)財政稅務(wù)學(xué)院，山東 濟南 250014；2.山東省科學(xué)技術(shù)情報研究院，山東 濟南 250101)

一、引言

制造業(yè)的創(chuàng)新能力是國家競爭能力和綜合國力的重要體現(xiàn)。當(dāng)前我國制造業(yè)發(fā)展面臨著低端制造供給替代、高端制造回流發(fā)達國家、國內(nèi)消費需求結(jié)構(gòu)升級、全球生態(tài)環(huán)境惡化等諸多壓力，推動制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展是我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵所在，也是加快社會主義現(xiàn)代化建設(shè)的重要基石。一方面，企業(yè)需加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，提升創(chuàng)新效率和質(zhì)量，增強自主創(chuàng)新能力，加大創(chuàng)新要素投入，擺脫過去所依賴的高投入、高消耗、高污染的發(fā)展模式，實現(xiàn)由追求數(shù)量、規(guī)模擴張向質(zhì)量、效率提升轉(zhuǎn)變。另一方面，企業(yè)創(chuàng)新活動的外部性以及市場機制的內(nèi)在缺陷，一定程度上會降低企業(yè)進行研發(fā)活動的積極性，因此需要加強政府自身建設(shè)，全面提高政府效能，建設(shè)有為政府，彌補市場失靈。政府補貼作為一項直接給予企業(yè)資金支持的政策，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升有直接影響。政府補貼以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新潛力、促進經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展為目標(biāo)，并在維護社會穩(wěn)定、引導(dǎo)經(jīng)濟發(fā)展等方面發(fā)揮積極作用。然而，伴隨著經(jīng)濟的快速發(fā)展和市場體制的不斷完善，政府補貼在發(fā)揮激勵作用的過程中，擠出效應(yīng)也隨之顯現(xiàn)。政府補貼對制造業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)效率將產(chǎn)生怎樣的差異化影響以及政府是否能夠通過補貼有效促進企業(yè)的創(chuàng)新投入等這些問題都值得我們進行進一步的研究。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)政府補貼與制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入

企業(yè)創(chuàng)新活動過程中具有資金投入量大、風(fēng)險高、收益不確定等特性，這也是導(dǎo)致我國多數(shù)企業(yè)研發(fā)活動不穩(wěn)定的重要因素。這時需要政府通過政策手段介入以扶持企業(yè)發(fā)展，其中最為常見的便是政府補貼。一方面通過直接給予企業(yè)資金補償，弱化企業(yè)面臨的投資收益風(fēng)險和研發(fā)過程中的不確定性，一定程度上彌補了外部性所導(dǎo)致的私人收益與社會收益之間的差距，這對于制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展尤其重要，但我國政府補貼方法和效率還有待改善(尚洪濤，2019)[1]。另一方面，政府補貼具有強烈的導(dǎo)向性，通過補貼向外界傳遞出企業(yè)發(fā)展前景良好的積極信號，優(yōu)化外源融資環(huán)境，豐富企業(yè)創(chuàng)新資源，促使企業(yè)研發(fā)活動順利進行(Zcelik和Taymaz,2008[2]；李瑞茜、向俊紅，2013[3])，為實現(xiàn)持續(xù)發(fā)展，企業(yè)愈加重視研發(fā)創(chuàng)新，加大創(chuàng)新投入力度。而政府在選擇受資助企業(yè)時往往具有偏好性(白俊紅，2011)[4]，并非所有企業(yè)都可以獲得資助，企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)類型以及所處地區(qū)等的不同使得政府補貼對創(chuàng)新投入的影響呈現(xiàn)差異性。衛(wèi)舒羽和肖鵬(2021)[5]研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效用隨企業(yè)規(guī)模擴大而增強，財政補貼對國有企業(yè)的創(chuàng)新激勵作用要大于民營企業(yè)。鄧超等(2019)[6]從行業(yè)、研發(fā)強度、地區(qū)緯度等方面出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)政府補貼對中小創(chuàng)新型企業(yè)經(jīng)營績效的影響存在明顯的異質(zhì)性。劉明廣(2019)[7]研究發(fā)現(xiàn)政府科技資助對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響因企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)權(quán)類型等不同存在差異性。

在企業(yè)進行創(chuàng)新活動過程中需投入大量的人力和物力資源，張志昌和任淮秀(2020)[8]以制造業(yè)上市公司為研究樣本，實證檢驗發(fā)現(xiàn)政府補貼顯著提升了企業(yè)創(chuàng)新的人力資本投入水平。儲德銀等(2016)[9]從研發(fā)經(jīng)費投入和人員資本投入兩個角度衡量企業(yè)創(chuàng)新投入指標(biāo)，基于上市公司微觀數(shù)據(jù)實證檢驗發(fā)現(xiàn)，財政補貼對戰(zhàn)略性新興企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的正向影響，但對企業(yè)研發(fā)費用投入的激勵效果要優(yōu)于人力資本投入。基于以上分析，提出假設(shè)H1。

H1: 政府補貼能顯著促進制造業(yè)企業(yè)增加研發(fā)費用和研發(fā)人員投入。

(二)政府補貼與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率

由于變量測算方法、觀測樣本選取以及實證分析方法上的差異，學(xué)術(shù)界關(guān)于政府補貼對全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)仍存在分歧。

有學(xué)者認為財政補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生正向激勵效應(yīng)，對企業(yè)分組實證發(fā)現(xiàn)其作用效果具有差異性。企業(yè)研發(fā)活動中所面臨的不確定性以及市場機制調(diào)節(jié)的內(nèi)在缺陷等因素，要求政府對特定類型的企業(yè)予以補貼，政府補貼會對企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生“擠入效應(yīng)”(Wieser，2005[10]；Sissoko，2013[11])，即政府研發(fā)補貼會激勵企業(yè)加大研發(fā)投入，對企業(yè)研發(fā)具有一定的激勵作用，能夠促進企業(yè)加大研發(fā)支出，進而推動企業(yè)生產(chǎn)效率提升。由于企業(yè)研發(fā)活動本身具有不確定性、收益跨期長等特性(任曙明、呂鐲，2014)[12]，受到嚴(yán)重的融資約束，相對企業(yè)內(nèi)部融資來說，企業(yè)獲取外部融資所付出的代價較高(鄧可斌、曾海艦，2014)[13]，而在市場環(huán)境中，當(dāng)企業(yè)面臨融資約束時，資金支持遠不能滿足企業(yè)快速平穩(wěn)增長所需的實際資金需求，從而抑制企業(yè)生產(chǎn)效率的提升，而基于裝備制造業(yè)數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)，平均而言，政府補貼能完全抵消融資約束對生產(chǎn)率的負面效應(yīng)，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率平穩(wěn)持續(xù)增長，因此財政政策是保持生產(chǎn)率逐年平穩(wěn)攀升的重要因素。任海云和聶影春(2018)[14]指出政府補助與研發(fā)投入有利于企業(yè)績效的提升,但異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)在東北地區(qū)與西部地區(qū)企業(yè)中作用并不明顯,從資源配置效率的角度來看，國有企業(yè)獲得了遠遠超過其效率對應(yīng)的應(yīng)該獲得的資源(楊汝岱，2015)[15]，政府補助對其業(yè)績也無幫助。Bernini和Peuegrini(2011)[16]、武咸云等(2017)[17]研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼對企業(yè)的實際激勵效應(yīng)具有滯后性。

也有學(xué)者認為政府補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有著負向影響。Bardhan(1997)[18]、楊德明等(2017)[19]指出尋租和腐敗行為會直接弱化政府補貼實際效果，破壞市場平等競爭機制，嚴(yán)重損害企業(yè)經(jīng)營績效。蔡棟梁(2018)[20]以滬深主板民營公司數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)民營上市企業(yè)為獲取更多補貼通過尋租建立政企關(guān)系。但尋租削弱了企業(yè)進行研發(fā)投入活動的積極性。特別是在腐敗嚴(yán)重地區(qū)的尋租活動，其負面效應(yīng)弱化了政府補貼的實際效果。政策制定者與企業(yè)之間存在信息不對稱(陳文俊等，2020)[21]，在申請政府補貼時，企業(yè)往往會有意隱瞞重要信息和傳遞虛假信息，造成政府補貼資源錯配(李政等，2018)[22]，不透明的補貼過程也會抑制補貼實際效果，使得政府補貼的無效率，甚至負效率(徐保昌、謝建國，2015)[23]。李政等(2019)[24]從所有權(quán)角度考察發(fā)現(xiàn)，相對于國有企業(yè)，政府補貼對非國有企業(yè)生產(chǎn)效率的提升作用更顯著?；谝陨戏治?，提出假設(shè)H2。

H2a:政府補貼對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著正向影響。

H2b:政府補貼對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著負向影響。

(三)政府補貼、創(chuàng)新投入與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機理

企業(yè)創(chuàng)新投入在政府補貼與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究中是不可忽視的關(guān)鍵因素。從中介效應(yīng)的傳遞路徑來看，一是企業(yè)創(chuàng)新投入與政府補貼的關(guān)系。企業(yè)研發(fā)成果的外部性會降低企業(yè)開展創(chuàng)新活動的積極性，政府補貼在一定程度上可以消除其后顧之憂，促進企業(yè)創(chuàng)新，同時政府對企業(yè)進行補貼具有政策導(dǎo)向性，向外界傳遞企業(yè)發(fā)展前景良好的積極信號，豐富企業(yè)創(chuàng)新資源，一定程度上還可以改善企業(yè)的外界融資約束環(huán)境，最大限度激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新投入積極性，促進企業(yè)經(jīng)營績效的提升。二是企業(yè)創(chuàng)新投入與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系。根據(jù)熊彼得的創(chuàng)新理論，創(chuàng)新是建立一種新的生產(chǎn)函數(shù)，在生產(chǎn)過程中內(nèi)生化，是經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的根本需求。創(chuàng)新投入作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的支撐點，有助于企業(yè)不斷開發(fā)新技術(shù)、新產(chǎn)品，形成核心競爭力，從而使企業(yè)在激烈的市場競爭中找到自身立足點，促進經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。創(chuàng)新投入通過增加人力和資金投入，可以提高企業(yè)的知識存量(Griliches,1986)[25]，改善企業(yè)創(chuàng)新要素的投入占比。創(chuàng)新投入對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的貢獻還體現(xiàn)在資源配置效率的改善上，在宏觀層面上，資源從效率低的生產(chǎn)部門轉(zhuǎn)移到效率高的部門，在微觀層面上，同樣體現(xiàn)為勞動和資本等要素在企業(yè)的不同生產(chǎn)部門之間流轉(zhuǎn)，直至要素配置水平達到最優(yōu)，從而進一步提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率(邵敏、包群，2012)[26]。王薇和艾華(2018)[27]以2010-2016年我國603家創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)研發(fā)資金投入在政府補助與全要素生產(chǎn)率之間存在部分中介效應(yīng)，且對于不同行業(yè)中介效應(yīng)也存在差異。也有部分學(xué)者從研發(fā)資金和研發(fā)人員兩個角度來衡量企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入，燕洪國和潘翠英(2022)[28]從研發(fā)資金與研發(fā)人員兩個角度測算創(chuàng)新要素投入指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)二者在稅收優(yōu)惠對企業(yè)生產(chǎn)效率作用的過程中存在中介作用，即稅收優(yōu)惠是通過促進企業(yè)加大創(chuàng)新要素投入對企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮政策激勵作用。然而政府補貼能否通過研發(fā)人員投入進一步影響全要素生產(chǎn)率，還需進一步檢驗。因此，本文認為“政府補貼—創(chuàng)新投入(資金要素投入、研發(fā)人員投入)—制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率”是政府補貼影響制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)路徑?；诖耍岢黾僭O(shè)H3。

H3：企業(yè)創(chuàng)新投入在政府補貼對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用過程中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

三、模型設(shè)定與變量選取

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取2011-2020年A股制造業(yè)上市公司，進行如下篩選操作：(1)剔除*ST、ST類上市公司；(2)剔除存在大量缺失值的公司；(3)為避免極端值的影響，對主要變量在1%和99%的水平上進行縮尾處理。經(jīng)過上述篩選，最終獲取中國制造業(yè)上市公司2011-2020年共7906個有效觀測值。論文數(shù)據(jù)取自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。本文使用Stata.16軟件。

(二)模型設(shè)定

政府補貼會通過企業(yè)創(chuàng)新投入影響制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為識別這一機制是否存在，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)[29]的方法構(gòu)建兩個模型：基準(zhǔn)模型和中介效應(yīng)檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>

1.基準(zhǔn)模型

在控制企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)(Soe)、企業(yè)盈利水平(Roa)、資產(chǎn)負債率水平(Lev)等因素的基礎(chǔ)上，檢驗政府補貼與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，基準(zhǔn)回歸模型見式(1)。

TFPit=β0+β1Govsubit+βk∑Χit+μi+λt+εit

(1)

其中，下標(biāo)i表示企業(yè)，下標(biāo)t表示年份，TFPit為被解釋變量，采用LP法測算，表示i企業(yè)在t時期的全要素生產(chǎn)率取值。Govsub表示政府補貼，Xit是各種控制變量，μi為個體固定效應(yīng)，用于控制不同企業(yè)間影響機制的差異，λt為時間固定效應(yīng)，主要用來剔除時間趨勢項對回歸結(jié)果的影響，εit為隨機干擾項，主要指模型中未包含的解釋變量以及其他因素對被解釋變量產(chǎn)生影響的總集合。

2.中介效應(yīng)模型

在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，進一步檢驗政府補貼是否會通過企業(yè)創(chuàng)新投入對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，創(chuàng)新投入分別從研發(fā)資金投入(RDM)和研發(fā)人員投入(RDP)兩個方面來考量。為此，建立如下遞歸方程：

RDM=β0+β1Govsubit+βk∑Xit+μi+λt+εit

(2)

TFPit=β0+β1Govsubit+β2RDMit+βk∑Xit+μi+λt+εit

(3)

RDP=β0+β1Govsubit+βk∑Xit+μi+λt+εit

(4)

TFPit=β0+β1Govsubit+β2RDPit+βk∑Xit+μi+λt+εit

(5)

式(2)-(5)中，i、t、μi、λt、εit含義與式(1)相同，β為系數(shù)，RDM、RDP為中介變量，分別表示企業(yè)研發(fā)資金投入和研發(fā)人員投入情況。

(三)變量選擇與指標(biāo)測算

1.被解釋變量(企業(yè)全要素生產(chǎn)率TFP)

現(xiàn)有研究大多采用OP法和LP法測算企業(yè)TFP，OP法以投資為代理變量，要求企業(yè)投資必須大于0，這一限制造成企業(yè)樣本損失過多。而LP法以中間投入品為代理變量，通過替換變量的方式有效減少樣本損失，相較于OP法更精確。本文使用LP法估計企業(yè)TFP。

lnYit=α0t+α1tlnLit+α2tlnKit+α3tlnMit+εit

(6)

上式中，Y是主營業(yè)務(wù)收入,用營業(yè)收入減其他營業(yè)收入衡量; L為勞動投入，用員工人數(shù)衡量(個) ; K為資本投入，用固定資產(chǎn)凈額衡量; M是中間投入，用購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金衡量。下標(biāo)i為公司，t為年份，在取對數(shù)前對上述變量都加1。為剔除樣本數(shù)據(jù)中極端值對實證結(jié)果的影響，對 TFP指標(biāo)在1%和99%的位置進行縮尾處理。

2.解釋變量(政府補貼)

本文解釋變量為政府補助(Govsub)，用政府補貼強度來衡量，選用CSMAR 數(shù)據(jù)庫中披露的企業(yè)年度獲得的政府補助數(shù)據(jù)，并用企業(yè)獲得財政補助占該年全部營業(yè)收入的比重來測算政府補貼強度。通常來講，政府補貼一方面可以彌補企業(yè)研發(fā)成果的外部性，緩解企業(yè)面臨的外界融資約束困境，激勵企業(yè)進行生產(chǎn)和研發(fā)活動的積極性，促進生產(chǎn)效率的提高; 而另一方面，在信息不對稱等情況下，財政補貼容易造成企業(yè)過度重視規(guī)模擴張，忽略研發(fā)投入，從而抑制生產(chǎn)效率的提升。因此，政府補貼對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率的影響具有不確定性。

3.中介變量(創(chuàng)新投入)

創(chuàng)新投入不僅包括資金要素投入還包括人員要素投入，本文選用研發(fā)資金投入(RDM)和研發(fā)人員投入(RDP)衡量我國制造類企業(yè)創(chuàng)新投入水平。本文采用研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比重來衡量研發(fā)資金入，采用研發(fā)人員數(shù)量占企業(yè)員工總數(shù)比重來衡量研發(fā)人員投入。

4.控制變量

為了更準(zhǔn)確地研究政府補貼與研發(fā)投入對企業(yè)TFP的影響，本文將企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)(Soe)、企業(yè)盈利能力(Roa)、資產(chǎn)負債率(Lev)作為控制變量。考慮到不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)面臨的政策環(huán)境不同，加入國有企業(yè)虛擬變量，政策環(huán)境的差異性可能給企業(yè)的經(jīng)營決策帶來影響，進而影響企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營效益，和民營企業(yè)和外資企業(yè)相比，國有企業(yè)具有經(jīng)營規(guī)模龐大、人員冗余和組織結(jié)構(gòu)僵化等特征，這可能是導(dǎo)致其生產(chǎn)效率低下的重要因素，所以預(yù)期Soe的系數(shù)符號為負。

企業(yè)年齡(Age)。年輕公司和成熟公司對于市場前景的判斷存在差異，這也會影響企業(yè)進行研發(fā)和創(chuàng)新積極性。企業(yè)年齡對其生產(chǎn)率的影響具有不確定性。一方面，成熟企業(yè)擁有較多的生產(chǎn)經(jīng)驗，可以提高企業(yè)整體的運營效率；另一方面，也可能存在經(jīng)營模式落后、組織結(jié)構(gòu)僵化的問題。本文以觀測年份減去上市年份加1來表示企業(yè)的年齡。

企業(yè)規(guī)模(Size)。相對于規(guī)模較小的企業(yè)，規(guī)模大的企業(yè)在規(guī)模經(jīng)濟、風(fēng)險分擔(dān)和資金來源等方面具有相對優(yōu)勢，因此其具有更強的創(chuàng)新能力。同時，大量的經(jīng)驗研究結(jié)論也證實了企業(yè)規(guī)模對于企業(yè)生產(chǎn)率的影響。本文以企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)表示企業(yè)規(guī)模。

企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)(Soe)?？紤]到企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)不同帶來其在研發(fā)策略和生產(chǎn)效率上的差異性，加入該虛擬變量，國有為1，非國有為0。

企業(yè)盈利能力(Roa)和資產(chǎn)負債率(Lev)。這兩個指標(biāo)可以一定程度上反映企業(yè)面臨的融資約束，在資金不足時，企業(yè)往往會放棄有利的投資機會，導(dǎo)致資源配置扭曲和生產(chǎn)效率低下，即融資約束困境會抑制制造業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)投資和創(chuàng)新活動的積極性，進而降低生產(chǎn)率水平。以企業(yè)利潤總額與營業(yè)總收入之比來衡量企業(yè)盈利能力，以總負債/總資產(chǎn)來衡量企業(yè)資產(chǎn)負債率。變量含義如表1所示。

表1 變量含義和計算方法

(四)變量描述性統(tǒng)計

表2顯示，制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率均值為 3.47，最小值為2.78，最大值為 4.62，標(biāo)準(zhǔn)差為 0.33，說明所選樣本的全要素生產(chǎn)率明顯偏低。政府補貼均值為0.650,且從標(biāo)準(zhǔn)差0.65、最大值 3.480 與最小值 0.010 可以看出,政府對制造業(yè)上市企業(yè)的補助存在差距大、分布不均的現(xiàn)狀。此外，由表2可知，2011-2020年A股上市公司RDM的均值為2.630，表明我國企業(yè)資金投入水平整體偏低，且標(biāo)準(zhǔn)差為1.790、最大值為9.970與最小值為0.060，另外企業(yè)研發(fā)人員投入最大值與最小值相差很多，不同企業(yè)之間研發(fā)資金投入與研發(fā)人員投入水平差距很大，這也表明現(xiàn)階段從整體上提高我國企業(yè)創(chuàng)新投入積極性的緊迫性與必要性。

表2 描述性統(tǒng)計

四、實證檢驗與結(jié)果分析

(一)相關(guān)性分析

由表3可知，政府補助( Govsub)、企業(yè)研發(fā)資金投入(RDM)、研發(fā)人員投入(RDP)與制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)之間均在1%水平上呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)，政府補助(Govsub)與企業(yè)研發(fā)資金投入(RDM)、研發(fā)人員投入(RDP)之間也在1%水平上顯著相關(guān)。為明晰變量間更為細致的關(guān)系、得出真實可靠的研究結(jié)論則需要通過多元回歸分析展開進一步研究。表3顯示各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)最大為0.533，均不超過0.6，結(jié)合各變量的方差膨脹因子(VIF)值遠低于閾值10，表明本文研究變量之間不存在多重共線性問題，可進一步進行回歸分析。

表3 各變量間的相關(guān)系數(shù)

(二)基準(zhǔn)回歸

表4為政府補貼對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響以及企業(yè)創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)檢驗回歸分析結(jié)果。由表4可以看到，無論是否加入控制變量，政府補貼的系數(shù)都在5%的水平上顯著為正，這表明對于制造業(yè)企業(yè)來說，政府補貼力度越大，企業(yè)的生產(chǎn)力越高，即政府補貼對制造業(yè)企業(yè)TFP產(chǎn)生一定的促進作用，驗證了本文假說H2a。隨著企業(yè)規(guī)模擴大、年齡增長以及盈利水平的提升，企業(yè)自身的全要素生產(chǎn)率也會顯著提高，而隨著資產(chǎn)負債率提高，全要素生產(chǎn)率會顯著下降。列(3)為政府補貼對企業(yè)研發(fā)資金投入的影響效應(yīng),回歸結(jié)果顯示政府補助(Govsub)與研發(fā)資金投入(RDM)的回歸系數(shù)為0.156，在1%水平上顯著正相關(guān)，H1得到支持；列(5)為政府補貼對企業(yè)研發(fā)人員投入(RDP)的影響效應(yīng),回歸系數(shù)為0.239，政府補貼顯著促進制造業(yè)企業(yè)重視人才吸引，H1得到支持；列(4)在列(2)的基礎(chǔ)上加入了中介變量企業(yè)研發(fā)資金投入(RDM)，檢驗發(fā)現(xiàn)政府補貼對制造業(yè)企業(yè)TFP的回歸系數(shù)由原來的0.004上升到0.013，且在5%的水平上顯著；列(6)在列(2)的基礎(chǔ)上加入了中介變量企業(yè)研發(fā)人員投入(RDP)，政府補貼與制造業(yè)企業(yè)TFP仍具有顯著正相關(guān)性，研發(fā)資金投入與研發(fā)人員投入在政府補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮部分中介作用，H3得到支持。

表4 政府補貼對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)力的影響——企業(yè)研發(fā)投入的中介效應(yīng)檢驗

續(xù)表4

(三)穩(wěn)健型檢驗

1.考慮內(nèi)生性問題的檢驗

為盡可能克服內(nèi)生性問題，本文運用工具變量法，將政府補貼滯后1期作為工具變量，選用兩階段最小二乘法( 2SLS)進行估計。結(jié)果如表5列(1)所示，政府補貼顯著促進企業(yè)TFP的提高，與前述估計結(jié)果一致。

2.變換全要素生產(chǎn)率測算方式

采用OP法計算企業(yè)TFP，觀察政府補貼對制造業(yè)企業(yè)TFP的影響，如表5列(2)所示，政府補貼(Govsub)的系數(shù)和顯著性無明顯變化，表明研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗

(四)異質(zhì)性分析

1.考慮企業(yè)所有制不同

為了獲得更為直觀的結(jié)果，依據(jù)所有權(quán)性質(zhì)本文將制造業(yè)企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行分樣本回歸，如表6 PartA所示，就國有企業(yè)而言，政府補貼顯著抑制了全要素生產(chǎn)率的提升; 而對非國有企業(yè)，政府補貼雖然提升了全要素生產(chǎn)率，但效果并不顯著。國有企業(yè)相對于非國有雖然具有政策優(yōu)勢，更容易獲得政府資金支持，很少會有資金短缺的緊張感，并掌握研發(fā)資金、科技人才等大量創(chuàng)新資源，但對財政資金的依賴性很低，在補貼資金的使用效率上不如依賴性高的非國有企業(yè)，存在補貼資金利用低效率問題。

2.考慮企業(yè)生命周期不同

本文將研究樣本按照企業(yè)年齡分成3組，即初創(chuàng)期(Age<15)、成長期(15≤Age<20) 和成熟期(Age≥20)，分樣本回歸結(jié)果見表6 PartB，政府補貼對處于成長期的制造業(yè)企業(yè)TFP的影響最為顯著(在5%的顯著性水平下為正，且系數(shù)為0.406)，對初創(chuàng)期和成熟期制造業(yè)企業(yè)TFP影響效應(yīng)不顯著。究其原因，初創(chuàng)期企業(yè)處于產(chǎn)品開發(fā)階段，面臨融資約束壓力，政府補貼可以幫助初創(chuàng)期企業(yè)在一定程度上克服資金約束，激勵企業(yè)加大研發(fā)投入，促進生產(chǎn)力提升；進入成長期階段，企業(yè)有一定的知名度，企業(yè)創(chuàng)新意識較強，但仍面臨融資約束，政府補貼具有一定政策導(dǎo)向性，促使其加大創(chuàng)新要素投入，生產(chǎn)效率提升顯著；進入成熟期，企業(yè)擁有了自己的主導(dǎo)品牌，內(nèi)部人員組織結(jié)構(gòu)復(fù)雜，一項投資決策往往需要多方共同決定，品牌具有知名度，占有較高的市場份額，銷售收入多元化且穩(wěn)定，而政府補貼在自身收入中占比不高，不能對全要素生產(chǎn)率造成顯著影響。

表6 不同樣本下政府補貼影響制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異分析

3.考慮企業(yè)所處區(qū)域不同

本文根據(jù)我國地區(qū)劃分將制造業(yè)企業(yè)樣本劃分為東、中、西部三個組內(nèi)，并分組進行回歸分析。具體結(jié)果如表6 PartC所示，在中部地區(qū)與西部地區(qū)，政府補貼有效促進當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，而在東部地區(qū)，政府補貼對企業(yè)TFP積極效應(yīng)并不顯著?？赡苁且驗樵讷@得政府補貼后，由于各地區(qū)發(fā)展水平和環(huán)境等方面的差異性，東部地區(qū)發(fā)展水平高、產(chǎn)業(yè)規(guī)模較大，對政府的依賴程度較小，政府補貼對該地區(qū)企業(yè)效益的提升有限。而中部和西部地區(qū)無論是發(fā)展水平還是在獲取信息上多不如東部地區(qū)的企業(yè)，自身生存壓力大、發(fā)展需求強烈，導(dǎo)致兩地區(qū)的企業(yè)往往對政府補貼有著更強的依賴性，政府補貼對兩地區(qū)制造業(yè)企業(yè)促進作用顯著。

4.考慮要素密集度

要素密集度反映了企業(yè)在生產(chǎn)過程中對于勞動、資本和技術(shù)等生產(chǎn)要素進行選擇的狀況，隨著我國人口紅利的逐漸消失，依賴勞動力優(yōu)勢的制造業(yè)也進入發(fā)展瓶頸。根據(jù)要素密集度分組，研究分析政府補貼對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異性具有重要意義，根據(jù)制造業(yè)要素結(jié)構(gòu)將制造業(yè)劃分為勞動、資本以及技術(shù)密集型三組并進行分樣本回歸。

由表7可以看出，政府補貼對三類要素密集型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著差異性，列(1)Govsub的估計系數(shù)為-2.087，表明政府補貼對勞動密集型制造業(yè)TFP具有顯著的抑制效應(yīng)；列(2)Govsub的估計系數(shù)為0.509，雖不明顯但正系數(shù)反映了政府補貼與資本密集型制造業(yè)TFP存在一定的正向關(guān)系；列(3)表明政府補貼能顯著促進技術(shù)密集型制造業(yè)企業(yè)TFP的提升。這可能是因為要素密集度反映了企業(yè)的要素選擇狀況。勞動密集型產(chǎn)業(yè)以中小企業(yè)為主，在人才、資金儲備上不占優(yōu)勢，在發(fā)展中更傾向于將政府補貼投入到規(guī)模擴張中，技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)投資量大、資金周轉(zhuǎn)較快、面臨的融資約束較大，政府補貼積極效應(yīng)更顯著。

表7 行業(yè)異質(zhì)性檢驗結(jié)果

五、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

本文采用2011-2020年中國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，考察政府補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響和作用機制，并探討了這種影響的異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)，第一，政府補貼會顯著促進制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，通過采用兩階段最小二乘法消除變量內(nèi)生性以及變換生產(chǎn)率測算方式進行穩(wěn)健性檢驗，這一結(jié)論保持不變。第二，企業(yè)創(chuàng)新投入在政府補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在中介效應(yīng)，即政府補貼通過激勵企業(yè)加大資金投入和研發(fā)人員投入，促進制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。第三，政府補貼對不同類型制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響差異顯著。從所有者性質(zhì)來看，政府補貼對國有企業(yè)表現(xiàn)出強烈的抑制影響；從企業(yè)生命周期來看，政府補貼對成長期企業(yè)全要素生產(chǎn)率促進作用最顯著，成熟期次之，初創(chuàng)期最??；從地區(qū)分布來看，政府補貼對在中部地區(qū)、西部地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著促進作用，而對于在東部地區(qū)的企業(yè)效果不佳；從要素密集度來看，政府補貼對技術(shù)密集型制造業(yè)積極效應(yīng)最顯著，資本密集型企業(yè)次之，對勞動密集型企業(yè)具有顯著的消極效應(yīng)。

(二)政策啟示

一是重視政府補貼的積極效應(yīng)，全面落實創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略。在人口紅利逐漸消失和資源消耗的壓力下，為了給經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展賦能，政府應(yīng)當(dāng)在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新領(lǐng)域充分發(fā)揮政府職能，通過補貼的方式對創(chuàng)新企業(yè)給予彌補。

二是充分發(fā)揮企業(yè)創(chuàng)新投入的中介作用。一方面，充分發(fā)揮政府補貼對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新投入的杠桿作用，政府選擇受補貼企業(yè)不能僅僅著眼于彌補私人收益與社會收益間的缺口；另一方面，企業(yè)應(yīng)重視對研發(fā)人員創(chuàng)新積極性的激勵，完善有效的研發(fā)考核機制和合理的獎懲制度，提升員工的歸屬感，最大效率地將員工創(chuàng)新能力轉(zhuǎn)化為企業(yè)實際生產(chǎn)力。

三是充分考慮制造業(yè)企業(yè)所有制、生命周期以及地區(qū)等異質(zhì)性因素，豐富政府補貼的形式與內(nèi)容，使政府補貼更具有針對性和精準(zhǔn)性。在補貼上應(yīng)適當(dāng)側(cè)重于非國有企業(yè)和中西部地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)，適度加大對重點領(lǐng)域內(nèi)的初創(chuàng)期、成長期制造業(yè)企業(yè)的補貼，提高對于成熟期企業(yè)獲得補貼的技術(shù)水平以及成果轉(zhuǎn)化率要求。要促進勞動密集型與資本密集型制造業(yè)有機融合，著重發(fā)展資本密集型企業(yè)，通過具有針對性的補貼政策激勵技術(shù)密集型企業(yè)增加資產(chǎn)投入和創(chuàng)新投入，加速制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級。