梁彤纓LIANG Tong-ying；曾蕾ZENG Lei

（華南理工大學工商管理學院，廣州 510641）

（School of Business Administration，South China University of Technology，Guangzhou 510641，China）

0 引言

在社會經(jīng)濟發(fā)展的轉型時期，企業(yè)只有依靠科技創(chuàng)新、加大研發(fā)投入才能增強自身的盈利能力和市場競爭力。但是，研發(fā)投入具有規(guī)模大、風險高和回報時間長等顯著特點，而目前我國股市正處于低迷階段，企業(yè)通過上市或增發(fā)從股票市場籌集資金進行研發(fā)投入的難度巨大。此外，受銀行項目貸款審批周期較長、債券發(fā)行條件較為嚴格等客觀因素影響，企業(yè)研發(fā)投入的外部融資渠道狹窄。因此除了將自身未分配利潤投入新技術和新產(chǎn)品的研發(fā)外，政府財政資助也是企業(yè)研發(fā)非常重要的資金來源之一。

企業(yè)研發(fā)投入不僅與政府財政資助有關，也與其面臨的融資約束環(huán)境相關。FHP（1988）將融資約束解釋為在不完善的資本市場條件下，由于內(nèi)部融資成本和外部融資成本之間存在差異，因而企業(yè)傾向于使用融資成本低的內(nèi)部融資而非融資成本高的外部融資。那么，政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間究竟存在什么關系呢？在不同的融資約束背景下這種關系是否會發(fā)生改變？這些問題都值得我們?nèi)ド钊胙芯亢吞接憽?/p>

1 文獻回顧和理論分析

1.1 文獻回顧 政府試圖通過財政補貼等政策增加企業(yè)R&D 活動的資源配置，但是國內(nèi)外學者的研究結果顯示，政府資助對企業(yè)研發(fā)投入的影響存在兩種效應：一是誘導效應，即企業(yè)從政府獲得資助后將激勵其加大研發(fā)投入的力度，以獲得更多更好的產(chǎn)出。Hamberg（1966）將405個樣本企業(yè)分為八個行業(yè)，通過實證檢驗得出政府資助與企業(yè)R&D 投入正相關的有六個行業(yè)（包括四個顯著正相關的行業(yè)），另外兩個行業(yè)為負相關但不顯著。二是擠出效應，是指企業(yè)用政府資助替代自籌資金，政府資助不但沒有促使企業(yè)加大研發(fā)資金投入，反而減少了企業(yè)原本計劃投入的自籌資金。如白俊紅，李婧（2011）運用1998-2007年中國大中型工業(yè)企業(yè)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)從效率視角進行實證分析后得出結論，政府R&D 資助對提升企業(yè)的技術創(chuàng)新效率有顯著的正向影響。

1.2 理論分析與研究假設 政府R&D 資助可分為財政資助和其他資助。本文涉及的“政府財政資助”是指政府以財政收入在企業(yè)的新技術或新產(chǎn)品等研發(fā)項目開始之前對其進行資金補助，包括由政府財政撥款直接補助企業(yè)科研項目的資金和由政府財政撥款給企業(yè)發(fā)展專項資金，并通過專項資金間接補助企業(yè)科研項目的資金，政府的這種財政資助行為不僅從經(jīng)濟上對企業(yè)的研發(fā)項目給予支持，而且以信號窗口的形式告訴企業(yè)這些研發(fā)項目屬于政府重點扶持發(fā)展的領域，也就是說這些項目受到政府的一種隱形保護，其研發(fā)投入風險對比那些沒有政府財政資助的項目而言更低，從而增強了企業(yè)加大研發(fā)投入力度的意愿。因此，從理論上來講，政府財政資助可以對企業(yè)的研發(fā)投入行為產(chǎn)生誘導效應。為此，我們提出以下假設：

假設1：無論是融資約束強的企業(yè)還是融資約束弱的企業(yè)，政府財政資助對企業(yè)研發(fā)投入都具有誘導效應。

在強融資約束下的企業(yè)融資渠道少，融資成本高，為了滿足企業(yè)日常經(jīng)營的資金需求，企業(yè)不僅不會增加自籌資金投入研發(fā)項目，而且更有動機將政府財政資助的資金挪用于非研發(fā)項目中去；面臨弱融資約束的企業(yè)較容易從外部籌資，對政府財政資助的依賴性不如強融資約束的企業(yè)，因此政府對企業(yè)研發(fā)項目的財政資助將會真實地被投入到研發(fā)項目之中，因此，相對于強融資約束的企業(yè)而言，弱融資約束的企業(yè)獲得的政府財政資助對其研發(fā)投入的誘導效應更加明顯。于是我們可推導出第二個假設：

假設2：就政府財政資助對企業(yè)研發(fā)投入的誘導效果而言，融資約束弱的企業(yè)好于融資約束強的企業(yè)。

2 研究設計與描述性統(tǒng)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)說明 本文以在我國創(chuàng)業(yè)板上市三年（含）以上的153 家公司為研究對象，選取2010-2012年為研究區(qū)間，剔除數(shù)據(jù)缺失或具有極端值（股利支付率異常高）的樣本后，總共得到有效樣本456 個。本文使用的原始數(shù)據(jù)均來自于我國創(chuàng)業(yè)板上市公司公開披露的年報，并利用聚源數(shù)據(jù)庫和同花順iFind 軟件對所需數(shù)據(jù)進行了篩選和整理。

2.2 變量定義與模型構建

2.2.1 變量定義（表1）

表1 變量定義表

本文首先引入融資約束程度（DUM1）作為第一個虛擬變量，旨在考察在不同的融資約束程度下政府財政資助對企業(yè)研發(fā)投入的誘導效應或擠出效應的表現(xiàn)是否有所不同。然后再引入股權性質(zhì)（DUM2）作為第二個虛擬變量，以檢驗在不同的融資約束程度和不同股權性質(zhì)下，政府財政資助對企業(yè)研發(fā)投入的誘導效應或擠出效應是否具有穩(wěn)健性。

2.2.2 模型構建

模型一：RDt=α0+α1×Gt-1+α2×DUM1×Gt-1+α3×INTAN+α4×ROE+α5×LEV+α6×SIZE+α7×SALE+ui

在模型一中，當融資約束弱，即DUM1=0 時，如果α1為正，說明政府財政資助有助于激勵企業(yè)加大研發(fā)投入；如果α1為負，說明在政府財政資助下，企業(yè)減少了其研發(fā)投入。在融資約束強，即DUM1=1 時，如果（α1+α2）為正，說明政府財政資助對企業(yè)研發(fā)投入具有誘導效應；如果（α1+a2）為負，說明政府財政資助會擠出企業(yè)自身的研發(fā)投入。

模型二：RDt=β0+β1×Gt-1+β2×DUM1×Gt-1+β3×DUM2×Gt-1+β4×DUM1×DUM2×Gt-1+β5×INTAN+β6×ROE+β7×LEV+β8×SIZE+β9×SALE+εi

在模型二中，當融資約束強且企業(yè)為國有控股，即DUM1=1，DUM2=1 時，如果（β1+β2+β3+β4）為正，則政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間是誘導效應，反之則為擠出效應。當融資約束弱且企業(yè)為國有控股，即DUM1=0，DUM2=1時，如果（β1+β3）為正，則政府財政資助促進企業(yè)自身研發(fā)投入，反之則為替代作用。當融資約束強且企業(yè)為非國有控股，即DUM1=1，DUM2=0 時，如果（β1+β2）為正，則兩者是相互促進的，反之則為擠出關系。最后，當融資約束弱且企業(yè)為非國有控股，即DUM1=0，DUM2=0 時，如果β1為正，政府財政資助的增加會激勵企業(yè)增加其研發(fā)投入，反之亦然。

2.3 描述性統(tǒng)計 本文采用股利支付率作為“融資約束”的衡量指標，擁有高股利支付率的企業(yè)我們認定其為面臨弱融資約束的企業(yè)，反之亦然。我們計算出每家創(chuàng)業(yè)板上市公司三年的平均股利支付率，再以樣本中所有企業(yè)三年的平均股利支付率的平均數(shù)為區(qū)分融資約束強弱的標準，高于該標準的企業(yè)屬于弱融資約束的企業(yè)，低于該標準的企業(yè)屬于強融資約束的企業(yè)。

我們手工收集了2010-2012年連續(xù)三年的企業(yè)研發(fā)投入的數(shù)據(jù)，該項數(shù)據(jù)主要來源于創(chuàng)業(yè)板上市公司每年公布的年度財務報告的報表附注中的“研發(fā)支出”“研發(fā)投入”或“研發(fā)費用”等項目。從統(tǒng)計結果可知，融資約束弱的企業(yè)無論是研發(fā)投入的最小值、最大值、還是研發(fā)投入的均值、中位數(shù)都大于融資約束強的企業(yè)相應數(shù)值，這說明融資約束弱的企業(yè)可以從外部市場獲得更多的低成本資金來滿足自身經(jīng)營需要和投入研發(fā)活動。

由于政府財政資助對企業(yè)研發(fā)投入的影響具有滯后性，我們用提前一期的政府財政資助來考察對當期的企業(yè)研發(fā)投入的效應，我們手工收集了2009-2011 連續(xù)三年的政府財政資助的數(shù)據(jù)。統(tǒng)計結果顯示，在2009-2011 三年中，融資約束弱的企業(yè)其政府財政資助強度的最大值、均值都比融資約束強的企業(yè)的相應數(shù)值要大。由此我們判斷，政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間可能存在正相關關系，融資約束弱的企業(yè)的相關性可能比融資約束強的企業(yè)的相關性更大。

3 實證檢驗

3.1 多元回歸分析 表2 是模型的多元回歸分析結果，其中，模型一只包含融資約束一個虛擬變量，模型二則納入了融資約束和股權性質(zhì)兩個虛擬變量。

表2 多元回歸分析結果

由模型一的回歸結果可知，在融資約束強的背景下，政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入在5%的顯著性水平下是正向關系，但回歸系數(shù)僅為0.42；相反，在融資約束弱的背景下，盡管政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入在5%的顯著性水平下也是正向關系，兩者的回歸系數(shù)卻達到1.85。即無論融資約束的強弱，政府財政資助對于企業(yè)研發(fā)投入都具有誘導效應，不過，弱融資約束條件下的誘導效應比強融資約束條件下的誘導效應更大，這表明前述假設1 和假設2均獲得了支持。

3.2 穩(wěn)健性檢驗 模型二進一步檢驗了不同融資約束背景和不同股權性質(zhì)下，政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入的關系。檢驗結果顯示，無論是國有控股企業(yè)還是非國有控股企業(yè)，也無論企業(yè)面臨的融資約束是強或者弱，政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間均在5%的水平上存在顯著正向關系（回歸系數(shù)均為正），即前者對后者產(chǎn)生了誘導效應。其中，融資約束弱的國有控股企業(yè)的誘導效應最大（回歸系數(shù)為3.71），融資約束強的國有控股企業(yè)的誘導效應最?。ɑ貧w系數(shù)為0.05）。另一方面，這種誘導效應在弱融資約束的企業(yè)中要比在強融資約束的企業(yè)中更大，而且與企業(yè)的股權性質(zhì)無關。這說明模型一的結果具有穩(wěn)健性。

4 研究結論

本文選取2010年（含）以前在我國創(chuàng)業(yè)板上市的152家公司為研究樣本，以股利支付率為融資約束強弱的衡量標準，并引入融資約束虛擬變量，考察了不同融資約束背景和不同股權性質(zhì)下，政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間的關系。通過實證檢驗，本文得出以下三個結論：第一，無論是融資約束強的企業(yè)還是融資約束弱的企業(yè)，政府財政資助與企業(yè)研發(fā)投入之間都存在顯著正向關系，即前者對后者具有誘導效應；第二，與融資約束強的企業(yè)相比，政府財政資助對企業(yè)研發(fā)投入的誘導效果在融資約束弱的企業(yè)中表現(xiàn)得更好，且與企業(yè)的股權性質(zhì)無關；第三，與非國有控股企業(yè)相比，國有控股企業(yè)的誘導效應對融資約束的強弱更加敏感。

[1]白俊紅，李婧.政府R&D 資助與企業(yè)技術創(chuàng)新——基于效率視角的實證分析[J].金融研究，2011，6.

[2]杜文獻，吳林海.政府R&D 投入對企業(yè)R&D 投入的誘導效應——基于1991-2004年中國科技統(tǒng)計數(shù)據(jù)的實證分析[J].科技進步與對策，2007，11.

[3]解維敏，唐清泉，陸姍姍.政府R&D 資助，企業(yè)R&D 支出與自主創(chuàng)新——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].金融研究，2009，6.