王珍義，陳九萍，陳 曦

（1.武漢紡織大學(xué) 會計學(xué)院，武漢 430200；2.武漢工程大學(xué) 管理學(xué)院，武漢 430205）

0 引言

技術(shù)創(chuàng)新離不開資金的支持，中小企業(yè)由于規(guī)模較小、信用水平及抵押品價值低等自身原因以及銀行等金融機(jī)構(gòu)存在的“惜貸”行為，使其創(chuàng)新行為極易面臨資金短缺及融資難、融資貴的困境。此外，研發(fā)活動本身的高風(fēng)險性以及研發(fā)成果商業(yè)化過程中面臨的市場風(fēng)險，也成為影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的掣肘因素，技術(shù)創(chuàng)新的“市場失靈”時有發(fā)生。

政府補(bǔ)助是政府行政干預(yù)的一項重要手段，當(dāng)企業(yè)的研發(fā)活動出現(xiàn)“市場失靈”時，政府可發(fā)揮“有形之手”的宏觀調(diào)控作用，彌補(bǔ)市場機(jī)制的不足。據(jù)國泰安數(shù)據(jù)服務(wù)中心統(tǒng)計，我國中小上市企業(yè)平均每年獲取的政府補(bǔ)助從2009 年約907 萬元增長到2021 年約4240 萬元，支持力度不可謂不大。那么“政府補(bǔ)助”的宏觀政策對微觀企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新行為產(chǎn)生了怎樣的影響？

伴隨著國內(nèi)外學(xué)者對“政府補(bǔ)助”動機(jī)及經(jīng)濟(jì)后果的持續(xù)研究，政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的研究得到了我國學(xué)者們的關(guān)注，并取得了較為豐富的研究成果。石俊國等（2019）[1]研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)活動總體表現(xiàn)為激勵作用。而顧鑫等（2020）[2]研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助抑制了政企關(guān)聯(lián)企業(yè)的研發(fā)活動，對非高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投資存在完全擠出效應(yīng)。此外，李園園等（2019）[3]研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助與研發(fā)之間呈現(xiàn)“倒U”型關(guān)系。綜合來看，關(guān)于政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，已有文獻(xiàn)的研究結(jié)論莫衷一是，學(xué)者們并未達(dá)成共識。鑒于此，本文認(rèn)為或許存在某些因素在政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系中發(fā)揮著調(diào)節(jié)效應(yīng)，因此，需要尋找合適的調(diào)節(jié)變量，進(jìn)一步厘清政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。

本文借鑒國內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究成果，選取中小板上市公司為樣本，以2009—2021 年為考察期，聚焦中小企業(yè)，引入融資約束作為調(diào)節(jié)變量，探究政府補(bǔ)助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出的作用機(jī)理。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

研發(fā)活動本身的高風(fēng)險性以及研發(fā)成果商業(yè)化過程中面臨的“市場失靈”現(xiàn)象掣肘了企業(yè)的創(chuàng)新活力。作為政府行政干預(yù)重要手段的政府補(bǔ)助，可以彌補(bǔ)市場機(jī)制的不足，其對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響主要體現(xiàn)在：一方面，政府補(bǔ)助降低了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入成本和資金短缺風(fēng)險，從而使因研發(fā)投入較高擬被企業(yè)放棄的項目變得有利可圖，從而促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新[4]。另一方面，政府補(bǔ)助具有較強(qiáng)的信號傳遞作用，為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新提供隱性擔(dān)保[5]。只有經(jīng)過了政府在創(chuàng)新性及社會、經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)等方面考量的企業(yè)才可能獲得補(bǔ)助[6]。這種官方認(rèn)可的優(yōu)勢通過市場傳遞，緩解了外部投資者信息不對稱，有效規(guī)避逆向選擇問題[7]。政府會采取多種方式對享受政府補(bǔ)助企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動進(jìn)行持續(xù)的監(jiān)督和考評，市場投資者基于政府補(bǔ)助釋放的技術(shù)認(rèn)證和監(jiān)管認(rèn)證雙重信號，給予企業(yè)更高的信用認(rèn)可[8]，從而降低其對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險評估，帶動社會資本的不斷聚集，為企業(yè)加大創(chuàng)新力度提供資金保障，最終形成多元化創(chuàng)新投入資金支持鏈。政府補(bǔ)助的“光環(huán)效應(yīng)”在為企業(yè)聚集社會資本投入的同時，加速了企業(yè)各種創(chuàng)新資源的集成與整合，并通過創(chuàng)新投入實現(xiàn)對創(chuàng)新產(chǎn)出的傳導(dǎo)作用[4]，從而促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。張慧雪等（2020）[9]實證分析發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助提高了企業(yè)研發(fā)支出和專利產(chǎn)出，也提高了企業(yè)發(fā)明專利數(shù)，即政府補(bǔ)助同時提高了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量與質(zhì)量。鑒于此，本文提出：

假設(shè)1a：政府補(bǔ)助顯著促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入。

假設(shè)1b：政府補(bǔ)助顯著促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。

在我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)的制度背景下，政府對補(bǔ)助資金擁有一定的“自由裁量權(quán)”，基于逐利的誘惑，企業(yè)對政府補(bǔ)助存在“尋租”的動機(jī)，且補(bǔ)助金額越大，“尋租”動機(jī)越強(qiáng)[10]，企業(yè)會通過構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)產(chǎn)生“尋補(bǔ)貼”行為。其結(jié)果體現(xiàn)在：（1）雖然“尋補(bǔ)貼”會付出成本，但一旦尋租成功，其帶來的超額利潤誘惑，會降低企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新提升盈利能力的動力。這種逆向選擇行為一旦在企業(yè)間形成潛在共識，則會產(chǎn)生傳染效應(yīng)，其結(jié)果破壞了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新生態(tài)圈，從而削弱企業(yè)自主技術(shù)創(chuàng)新能力。顧鑫等（2020）[2]研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)政府資源并未按期望使用時，政府補(bǔ)助表現(xiàn)出對創(chuàng)新的擠出效應(yīng)。（2）當(dāng)企業(yè)資源有限時，行業(yè)中激烈的價格競爭使得利潤被壓縮，此時，一方面有限的利潤限制了企業(yè)的創(chuàng)新投入；另一方面為了生存，企業(yè)不得不進(jìn)行成本控制，而一旦成本控制未果，則會期望通過政府補(bǔ)助以維持現(xiàn)有的經(jīng)營狀況。此種對政府補(bǔ)助的依賴現(xiàn)象，削弱了企業(yè)主動謀求技術(shù)創(chuàng)新并通過技術(shù)創(chuàng)新提升盈利能力以維持其可持續(xù)發(fā)展的動力。鑒于此，本文提出：

假設(shè)2a：政府補(bǔ)助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入具有顯著的抑制作用。

假設(shè)2b：政府補(bǔ)助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的抑制作用。

1.2 融資約束的調(diào)節(jié)效應(yīng)

融資約束是中小企業(yè)普遍面臨的問題，一般而言，融資約束程度越高的企業(yè)，在經(jīng)營資金缺口壓力下，企業(yè)有可能改變政府補(bǔ)助的用途，并非用于技術(shù)創(chuàng)新。此外，技術(shù)創(chuàng)新需要持續(xù)的資金支持，政府補(bǔ)助只能緩解一時之需。受到融資約束的企業(yè)可能會因資金短缺而放棄創(chuàng)新活動，從而使得技術(shù)創(chuàng)新活動“中途夭折”或難以堅持到市場化階段[11]。鑒于此，本文提出：

假設(shè)3a:融資約束負(fù)向調(diào)節(jié)政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的關(guān)系。

假設(shè)3b:融資約束負(fù)向調(diào)節(jié)政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)說明

本文實證分析的樣本為深市中小板上市公司，數(shù)據(jù)區(qū)間為2009—2021 年，為了避免某些“噪音”對實證結(jié)果的干擾，對樣本公司及數(shù)據(jù)的篩選執(zhí)行如下原則：（1）剔除ST和PT公司；（2）剔除銀行等金融類公司；（3）考慮到在檢驗區(qū)間內(nèi)，某些樣本公司的數(shù)據(jù)不完整，因此剔除數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過以上篩選和處理，共得到6930 個有效觀測值。本文數(shù)據(jù)處理選用Excel2010 及Stata15.0 軟件，所需數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

2.2 變量說明

（1）被解釋變量

將被解釋變量技術(shù)創(chuàng)新區(qū)分為技術(shù)創(chuàng)新投入（In）和產(chǎn)出（Out）兩個維度。考慮不同規(guī)模、不同資產(chǎn)負(fù)債率企業(yè)的可比性，本文借鑒李園園等（2019）[3]的做法，采用“研發(fā)支出/營業(yè)收入”對技術(shù)創(chuàng)新投入（In）進(jìn)行衡量。

技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出是指企業(yè)通過研發(fā)而獲取的創(chuàng)新成果。唐松等（2020）[12]認(rèn)為企業(yè)獲得的專利數(shù)據(jù)更適合于考量其技術(shù)創(chuàng)新成果，但由于專利的形成要經(jīng)過申請、受理、授予、公開等過程，且時間跨度較大，因此，本文借鑒王珍義等（2021）[13]的方法，采用“申請專利數(shù)*0.5+受理專利數(shù)*0.5”加1 取自然對數(shù)對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行衡量。在穩(wěn)健性檢驗中采用“發(fā)明專利申請數(shù)*0.5+發(fā)明專利受理數(shù)*0.5”加1取自然對數(shù)衡量。

（2）解釋變量

對解釋變量政府補(bǔ)助（GovSub）的測量，根據(jù)《企業(yè)會計準(zhǔn)則第16號——政府補(bǔ)助》的相關(guān)規(guī)定，以企業(yè)定期公告的“營業(yè)外收入”和“其他收益”項下披露的政府補(bǔ)助為基礎(chǔ)，考慮到披露的口徑不一致，不再區(qū)分補(bǔ)助、補(bǔ)貼、資助，同時，為了控制體量因素的影響，借鑒李園園等（2019）[3]的方法，采用“政府補(bǔ)助/期末總資產(chǎn)”衡量。

（3）調(diào)節(jié)變量

對調(diào)節(jié)變量融資約束（Fc）的測量，采用WW 指數(shù)賦值。WW指數(shù)越大表示企業(yè)融資約束程度越高，當(dāng)WW指數(shù)高于年度行業(yè)中位數(shù)時取1，否則為0。

（4）控制變量

本文選取企業(yè)規(guī)模（Size）、盈利能力（Roa）、經(jīng)營現(xiàn)金流（Cf）、成長能力（Growth）、股權(quán)集中度（Shareholding）、企業(yè)年齡（Age）、銷售費(fèi)用率（Salesfee）作為控制變量，同時還控制了行業(yè)（Ind）和年份（Year）。

2.3 模型設(shè)定

為了檢驗前文提出的假設(shè)，本文構(gòu)建如下4個計量模型，考察政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系以及融資約束在二者之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)：

模型（1）用來驗證假設(shè)1a、假設(shè)2a；模型（2）用來驗證假設(shè)1b、假設(shè)2b，考慮到專利申請與授權(quán)的時滯性，本文將專利數(shù)據(jù)滯后一期。模型（3）和模型（4）分別在模型（1）和模型（2）的基礎(chǔ)上加入Fcit、GovSubit×Fcit，用來驗證假設(shè)3a、假設(shè)3b。

3 實證結(jié)果分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

表1 為變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，其中，In 的中位數(shù)為0.036，最大值和最小值分別為0.266和0，均值為0.045，標(biāo)準(zhǔn)差為0.039，通過計算，標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)為86.67%，說明樣本公司的研發(fā)投入水平內(nèi)部差異整體較大。Out的中位數(shù)為2.708，最大值和最小值分別為6.650和0，均值為2.656，標(biāo)準(zhǔn)差為1.438，通過計算，標(biāo)準(zhǔn)差系數(shù)為54.14%，可見，樣本公司在專利申請、受理數(shù)量上內(nèi)部差異整體較大。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

3.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

解釋變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于0.5，且VIF＜10（限于篇幅結(jié)果未展示），說明變量間相關(guān)程度較低，且不存在明顯共線性。同時，本文采用控制異方差后的回歸模型進(jìn)行分析。

表2 顯示：列（1）至列（4）的擬合優(yōu)度（Adj-R2）分別為0.332、0.363、0.334 和0.366，說明模型的解釋度較好。列（1）中，政府補(bǔ)助（GovSub）與技術(shù)創(chuàng)新投入（In）在1%的水平上顯著正相關(guān)，列（2）中，政府補(bǔ)助（GovSub）與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出（Out）在1%的水平上亦顯著正相關(guān)，說明政府補(bǔ)助顯著促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。其可能的原因是，政府補(bǔ)助降低了企業(yè)的研發(fā)成本，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的意愿以及通過預(yù)期創(chuàng)新效益來提升企業(yè)價值的研發(fā)動力將會極大地增強(qiáng)，致使政府補(bǔ)助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出的政策效果十分顯著。從而驗證了假設(shè)1a、假設(shè)1b，拒絕假設(shè)2a、假設(shè)2b。列（3）中，GovSub與Fc的交乘項（GovSub*Fc）系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說明融資約束顯著負(fù)向調(diào)節(jié)政府補(bǔ)助與技術(shù)創(chuàng)新投入的關(guān)系。列（4）中，GovSub 與Fc 的交乘項（GovSub*Fc）系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說明融資約束在政府補(bǔ)助與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系間也存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用。其可能的原因是，技術(shù)創(chuàng)新需要大量的資金持續(xù)支持，相比大型企業(yè)，中小企業(yè)內(nèi)部的資金積累有限，若無法通過外部融資渠道獲得資金，即在面臨內(nèi)外部資金約束的條件下，存在技術(shù)創(chuàng)新因資金鏈斷裂而“中途夭折”的風(fēng)險，此時企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的意愿下降。當(dāng)經(jīng)營資金缺口壓力較大時，面對政府補(bǔ)助，其套利動機(jī)增強(qiáng)，從而影響政府補(bǔ)助對技術(shù)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的作用。假設(shè)3a、假設(shè)3b得到驗證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 更換變量的衡量方法

為了使實證結(jié)果更具說服力，排除由于變量的度量方式而導(dǎo)致的偶然性結(jié)論，本文采取以下方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗：（1）將技術(shù)創(chuàng)新投入（In）變量用“研發(fā)支出/總資產(chǎn)”衡量；（2）將技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出（Out）變量用“發(fā)明專利申請數(shù)*0.5+發(fā)明專利受理數(shù)*0.5”加1取自然對數(shù)衡量。

下頁表3 顯示：列（1）中，GovSub 的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，假設(shè)1a 得到驗證，拒絕假設(shè)2a。列（2）中，GovSub 的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，假設(shè)1b 得到驗證，拒絕假設(shè)2b。列（3）中，GovSub 與Fc 交互項（Gov-Sub*Fc）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明融資約束在政府補(bǔ)助與技術(shù)創(chuàng)新投入關(guān)系間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。列（4）中，GovSub 與Fc 交互項（GovSub*Fc）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明融資約束在政府補(bǔ)助與技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，檢驗結(jié)果與前文實證結(jié)果相同，證明了上文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗：更換變量衡量方法

3.3.2 傾向得分匹配（PSM）檢驗

有學(xué)者提出，政府可能存在補(bǔ)貼偏好的問題，對科創(chuàng)企業(yè)或某些特殊行業(yè)發(fā)放的補(bǔ)貼更多，而對其他類型的企業(yè)則發(fā)放得較少[14]。鑒于此，本文選擇傾向得分匹配（PSM）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。當(dāng)政府補(bǔ)助（GovSub）高于年度行業(yè)中位數(shù)時取1（處理組），否則為0（對照組）。通過Logit 模型估計傾向得分（限于篇幅，結(jié)果未報告）進(jìn)行匹配，并進(jìn)行了均衡性檢驗。表4和表5分別報告了傾向得分匹配的均衡性檢驗和平均處理效應(yīng)的結(jié)果，表4的結(jié)果顯示：匹配后協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差的絕對值均小于10%，說明處理組和對照組不存在顯著差異。為了進(jìn)一步驗證政府補(bǔ)助金額的高低對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的識別效應(yīng)，選擇卡尺最近鄰匹配來估計平均處理效應(yīng)（ATT）。表5 的結(jié)果顯示，無論匹配前后，擁有較高金額政府補(bǔ)助的企業(yè)，其技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出水平均高于政府補(bǔ)助金額低的企業(yè)，并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著（t>2.58）。綜上，傾向得分匹配分析結(jié)果表明：政府補(bǔ)助依然顯著促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出，再一次驗證了本文基準(zhǔn)回歸的結(jié)果。

表4 均衡性檢驗

表5 平均處理效應(yīng)

3.4 進(jìn)一步分析

高管政治關(guān)聯(lián)、區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境作為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中不可忽視的重要影響因素，對企業(yè)的融資、投資及運(yùn)營效率等會產(chǎn)生影響。因此，本文從政治關(guān)聯(lián)和區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境這兩個視角，進(jìn)一步考察融資約束的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在顯著異質(zhì)性表現(xiàn)。

3.4.1 高管政治關(guān)聯(lián)分組檢驗

本文參考羅喜英和劉偉（2019）[15]的做法，將樣本公司按其董、監(jiān)、高曾經(jīng)是否在“一府兩院”（各級政府、法院、檢察院）任職，或者曾經(jīng)或當(dāng)前是否擔(dān)任各級政協(xié)委員及人大代表進(jìn)行分組。其分組檢驗結(jié)果（下頁表6）顯示：列（1）、列（2）中，GovSub 與Fc 交互項（GovSub*Fc）的系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗；列（3）、列（4）中，GovSub 與Fc 交互項（GovSub*Fc）的系數(shù)分別在5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著為負(fù)，說明融資約束的調(diào)節(jié)作用在無政治關(guān)聯(lián)企業(yè)中較為顯著。其可能的原因是，相比無政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)，存在政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)可獲得更多的外源融資便利，從而緩解融資約束，此時，融資約束調(diào)節(jié)作用不明顯。

表6 異質(zhì)性分析

3.4.2 區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境分組檢驗

本文參考張慧雪等（2020）[9]的做法，利用《中國區(qū)域創(chuàng)新能力評價報告》中的評價指數(shù)測量區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境，并將樣本公司根據(jù)區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境指數(shù)（指數(shù)高于年度中位數(shù)時取1，否則為0）進(jìn)行分組。其分組檢驗結(jié)果（見下頁表6）顯示：列（5）、列（6）中，交互項GovSub*Fc的系數(shù)均沒有通過顯著性檢驗；列（7）、列（8）中，交互項GovSub*Fc的系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)，說明當(dāng)企業(yè)面臨的區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境較差時，融資約束的調(diào)節(jié)作用更顯著。其可能的原因是，相比創(chuàng)新環(huán)境差的地區(qū)，創(chuàng)新環(huán)境較好的地區(qū)創(chuàng)新型企業(yè)高度聚集，各主體之間的融通創(chuàng)新、創(chuàng)新促進(jìn)科技轉(zhuǎn)換機(jī)制相對靈活，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新融資相對較容易，此時，融資約束對政府補(bǔ)助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用不明顯。

4 結(jié)論與啟示

4.1 結(jié)論

本文以2009—2021 年中小板上市公司為研究對象，實證考察了政府補(bǔ)助對中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)理及融資約束對二者之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，得出如下主要結(jié)論：（1）政府補(bǔ)助顯著促進(jìn)了中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出。實證結(jié)果表明政府補(bǔ)助與中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出均顯著正相關(guān)，盡管存在“尋補(bǔ)貼”與逆向選擇現(xiàn)象，但并非中小企業(yè)主流行為。（2）總體而言，融資約束顯著負(fù)向調(diào)節(jié)政府補(bǔ)助與中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出間的關(guān)系。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，存在高管政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)、面臨的創(chuàng)新環(huán)境較好的企業(yè)，其融資約束的負(fù)向調(diào)節(jié)作用不明顯。

4.2 啟示

基于上述研究結(jié)論，得出如下啟示：（1）企業(yè)層面。在普遍面臨融資難融資貴的環(huán)境下，中小企業(yè)一方面應(yīng)力爭獲取政府補(bǔ)助，并借助政府補(bǔ)助“信號彈”作用，吸引更多社會資本聚集，以緩解技術(shù)創(chuàng)新中面臨的資金短缺困境。另一方面，應(yīng)提升自身的盈利能力和綜合實力，降低融資約束程度，以此克服因融資約束帶來的負(fù)面影響，從而為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造良好的資金支持環(huán)境。（2）政府層面。當(dāng)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新出現(xiàn)“市場失靈”時，政府一方面應(yīng)發(fā)揮“有形之手”的宏觀調(diào)控作用，采取政府補(bǔ)助手段實施行政干預(yù)，彌補(bǔ)市場機(jī)制不完善而給企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新帶來的不利影響。另一方面應(yīng)完善相關(guān)的法律法規(guī)，強(qiáng)化監(jiān)管，進(jìn)一步加強(qiáng)對政府補(bǔ)助資金使用情況的跟蹤管理，尤其對于融資約束程度較高的企業(yè)，防止政府補(bǔ)助資金被挪作他用。