鄒 洋， 王茹婷

(1.南開大學經(jīng)濟學院，天津 300071；2.南開大學中國特色社會主義經(jīng)濟建設協(xié)同創(chuàng)新中心，天津 300071)

一、引 言

隨著我國經(jīng)濟步入新常態(tài)發(fā)展軌道，政府大力推進創(chuàng)新型國家建設，技術創(chuàng)新投入不斷加大。2006年，我國研發(fā)經(jīng)費支出總額為3003.1億元，占GDP的比例為1.39%；到2013年增長到11846.6億元，年均增長速度為18.7%，占GDP的比例則提高到 2.08%，首次突破《國家中長期科學和技術發(fā)展規(guī)劃綱要》(2006～2020年)提出的2%目標。其中政府資金雖然從2006年的742.1億元增加到2013年的2500.6億元(年均增長16.4%)，但是其占研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出總額中的比例逐年下降，由2006年的24.7%下降到2013年的21.1%(詳見表1)。此外，從分地區(qū)來看，2013年研發(fā)經(jīng)費投入強度達到或超過全國平均水平的只有8個省，并且其中6個省的經(jīng)費支出額就達到了我國研發(fā)經(jīng)費總額的58.2%，可見，我國研發(fā)資源在各地區(qū)間的配置不均衡(詳見表2)。

表1 2006～2013年我國研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出情況

注：數(shù)據(jù)來源于2008～2014年《中國科技統(tǒng)計年鑒》，由作者整理計算得出。

表2 2013年我國研發(fā)經(jīng)費分地區(qū)支出情況

注：數(shù)據(jù)來源于《2013年全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》，由作者整理。

從上面的分析可以看出，近年來我國研發(fā)經(jīng)費投入水平雖有很大提高，但是政府資金占比不斷下降，各地區(qū)之間研發(fā)資源分布嚴重失衡。政策制定者非常關心政府研發(fā)補貼能否促進企業(yè)自身研發(fā)投入和如何在不同地區(qū)合理配置研發(fā)資源的問題。大量學者也對政府研發(fā)補貼和企業(yè)研發(fā)投入之間的互補或替代關系進行了實證檢驗，研究結(jié)論互相矛盾(David，et al.，2000)[1]，存在較大差異性。有的學者支持存在部分或完全“擠出”效應的觀點，或認為政府研發(fā)補貼的激勵效應不夠高效，如國外的Busom(2000)[2]，Wallsten(2000)[3]等；國內(nèi)的姚洋、章齊(2001)[4]，解維敏等(2009)[5]等。但是也有學者持相反觀點，認為政府研發(fā)補貼具有“擠入”效應，如國外的Czarnitzki (2004)[6]，González等(2005)[7]，Hussinger(2008)[8]，Klette & M?en(2012)[9]，Guerzoni & Raiteri(2015)[10]等，國內(nèi)的王俊(2011)[11]，鄒洋等(2016a[12]；2016b[13])等。國外學者還區(qū)分企業(yè)規(guī)模和類型、支持規(guī)模和頻率等不同情況，考察了政府補貼對企業(yè)研發(fā)支出的影響差異，如Lach(2002)[14]，G?rg & Strob(2007)[15]，Aschhoff(2009)[16]等。國內(nèi)學者主要區(qū)分政府資助形式和時期、創(chuàng)新類型、溢出效應大小和補貼類型等不同情況進行分析，如朱平芳、徐偉民(2003)[17]，安同良等(2009)[18]，張杰等(2015)[19]等。Zúiga-Vicente,et al.(2014)[20]在總結(jié)過去50多年關于政府研發(fā)補貼和私人研發(fā)投資之間關系的實證文獻基礎上，提出一些研究假設，認為補貼歷史、時滯效應、資金約束、研發(fā)組成和研發(fā)資金來源等很多重要問題沒有被深入研究。

本文基于財政分權(quán)的角度，研究政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響。與既有文獻相比，本文的創(chuàng)新之處主要有三點：一是關于財政分權(quán)對政府研發(fā)補貼的影響以及政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響，雖然有很多學者都進行了研究，但是很少從財政分權(quán)的視角研究政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響，本文考察政府研發(fā)補貼的綜合邊際效應，可以作為既有相關研究不足的一個補充。二是本文認為政府研發(fā)補貼、企業(yè)主營業(yè)務收入和國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比在各省存在較大差異，三者對企業(yè)研發(fā)投入的影響大小和方向不同，綜合作用的結(jié)果導致各省企業(yè)研發(fā)投入顯著增加，但是同時使之產(chǎn)生較大差異，各省研發(fā)資源配置嚴重失衡。該結(jié)論對回答我國企業(yè)研發(fā)投入不斷增加但各地區(qū)之間研發(fā)資源分布失衡的經(jīng)濟和制度原因問題是一個有益的嘗試。三是按照財政支出分權(quán)度大小，把樣本分成兩個子樣本進行估計，增強論文分析結(jié)果的可靠性和穩(wěn)健性。

二、理論分析

財政分權(quán)制度賦予了地方政府公共支出裁量權(quán)，使地方政府能夠自主決策研發(fā)補貼的支出強度，進而影響企業(yè)的科研創(chuàng)新投入。由于財政分權(quán)制度主要是通過對政府研發(fā)補貼支出產(chǎn)生作用，進而影響企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入，所以下面分別從理論上分析財政分權(quán)對政府研發(fā)補貼的影響以及政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

(一)財政分權(quán)對政府研發(fā)補貼的影響分析

財政分權(quán)結(jié)構(gòu)下的政治、經(jīng)濟背景，都會在一定程度上作用于地方政府的公共支出決策，從而影響政府的研發(fā)資助行為。在以GDP增長率為核心指標的考核和晉升體制下，地方政府努力增加公共支出，大力支持地方經(jīng)濟發(fā)展。而財政分權(quán)賦予了地方政府對當?shù)毓步?jīng)濟資源的支配能力，地方政府可以依據(jù)當?shù)氐陌l(fā)展需求配置資源，達到發(fā)展經(jīng)濟的目的。一方面，政府為了響應中央的科技創(chuàng)新政策會支持當?shù)仄髽I(yè)的研發(fā)活動，希望通過企業(yè)的技術研發(fā)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力促進長期經(jīng)濟增長。分權(quán)結(jié)構(gòu)下的經(jīng)濟競爭明顯存在區(qū)域不平衡的現(xiàn)象，不同經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)會形成不同的科研創(chuàng)新環(huán)境，而技術、人才等科研要素會流向經(jīng)濟發(fā)達、科研水平高、管制寬松的地區(qū)。因此，地方政府有必要積極推行制度創(chuàng)新，努力優(yōu)化資源配置，加大政府研發(fā)資助，給予企業(yè)更加寬松的科研創(chuàng)新環(huán)境開展研發(fā)活動。趙文哲(2008)[21]認為，在分權(quán)結(jié)構(gòu)中，地方政府為吸引外來資本會積極實行制度改革，優(yōu)化資源配置，努力推動前沿技術進步。此外，不同經(jīng)濟水平的地區(qū)對科技創(chuàng)新的要求也是不同的。經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)有更強大的經(jīng)濟科技實力和迫切的發(fā)展需求開展科研創(chuàng)新活動，因此地方政府對研發(fā)活動的支持力度就更高。同時，經(jīng)濟水平較高地區(qū)的地方政府也有更加充足的補貼預算來支持企業(yè)的研發(fā)活動。

另一方面，由于企業(yè)研發(fā)活動和科技創(chuàng)新是一個長期的過程，難以在較短周期內(nèi)極大地推動GDP增長，如果地方政府急于追求GDP、稅收等績效增長，則會將財政資源更多地用于基礎設施等建設項目，而減少科技補貼投入。財政分權(quán)制度下放了中央政府的財權(quán)與事權(quán)，為地方政府加快經(jīng)濟發(fā)展提供了激勵。然而，財政分權(quán)雖然賦予了地方政府自主的預算支出權(quán)，卻產(chǎn)生了公共產(chǎn)品供給不足等問題，并衍生出一些負面效應。傅勇、張晏(2007)[22]通過省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)以及政府間的相互競爭，會扭曲政府的公共支出結(jié)構(gòu)。周業(yè)安(2003)[23]基于博弈模型分析，認為財政分權(quán)下的政府競爭，不利于經(jīng)濟資源的有效配置，會損害經(jīng)濟的增長。研發(fā)補貼作為地方政府的一項科技性公共支出，其支出強度由地方政府自主決策，因此會受到分權(quán)制度的影響。在已有的研究財政分權(quán)與地方政府科技支出關系的研究中，顧元媛、沈坤榮(2012)[24]認為，科研創(chuàng)新活動的服務周期較長，對官員任期內(nèi)的財稅指標增長貢獻不大，因此地方政府對科研補貼投入并不十分重視。潘鎮(zhèn)等(2013)[25]認為，地方政府在官員考核和晉升體制的激勵下，會響應中央的科技政策，提高科技投入，但是地方政府對FDI的激烈爭奪會導致其財政支出偏向基礎設施，從而擠出科技公共產(chǎn)品的投入。此外，許罡等(2012)[26]通過資本市場的事實經(jīng)驗證明，地區(qū)的財政分權(quán)程度越高，地方政府提供的科技補助越少。

(二)政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響分析

根據(jù)企業(yè)投資行為的基本模型，當企業(yè)研發(fā)投資的邊際收益等于邊際成本時，企業(yè)的研發(fā)投資水平達到最優(yōu)。當研發(fā)投資的邊際成本減少或邊際收益增加時，企業(yè)會增加研發(fā)投資；反之，當研發(fā)投資的邊際收益減少或邊際成本增加時，企業(yè)會減少研發(fā)投資(Howe & Mcfetridge，1976)[27]。如果政府研發(fā)補貼被看作是外生的，則它會影響企業(yè)研發(fā)投資的邊際成本或邊際收益，或?qū)烧叨加杏绊?，對企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生“擠入”或“擠出”效應。

政府研發(fā)補貼通過幫助企業(yè)克服啟動經(jīng)費困難、降低共同成本或提高吸收能力提高企業(yè)研發(fā)的效率、增加企業(yè)其他項目的成功機會和傳遞未來需求的信號，減少企業(yè)固定成本、降低資本機會成本和增加期望收益或降低期望成本使企業(yè)的邊際收益增加，對企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生“擠入”效應：(1)企業(yè)獲得政府研發(fā)合同和直接補貼，會降低其研發(fā)投資的邊際資本成本，特別是新辦企業(yè)可以降低其籌措外部資金的成本(這里的政府研發(fā)合同是指政府為了獲得某項研發(fā)成果或購買某項研發(fā)密集型公共產(chǎn)品、與企業(yè)簽訂的，由企業(yè)接受委托、利用政府提供的資金開展研發(fā)活動(如公共航天航空和國防項目)的合同，政府研發(fā)合同與直接補貼不同，前者包括購買研究成果，而后者則不然，兩者都會降低企業(yè)研發(fā)的邊際成本)；(2)給企業(yè)帶來學習和訓練效果，使企業(yè)獲得最新的科技發(fā)展知識，提高其自身研發(fā)項目研究的效率；(3)企業(yè)可利用政府資金來建立實驗設施、購買耐久性研究設備和支付組成特殊研究團隊的固定成本，從而以較低的成本增加來進一步開展其自身的研發(fā)項目研究；(4)傳遞將來公私部門產(chǎn)品需求的信號，會提高相關創(chuàng)新活動的邊際收益。此外，政府研發(fā)補貼還可能帶來信息溢出(源于政府研發(fā)活動所創(chuàng)造的公共科學與工程知識進步)、新科學家和工程師訓練等長期動態(tài)效果(David等，2000)[1]。

但是，政府研發(fā)補貼通過抬高研發(fā)要素價格、與企業(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生重疊這兩方面路徑，也會對企業(yè)研發(fā)支出產(chǎn)生“擠出”效應：(1)如果政府研發(fā)補貼只增加了研發(fā)投入要素的需求，抬高了企業(yè)研發(fā)投入要素的價格，如研發(fā)人員的工資水平,這將增加企業(yè)研發(fā)的邊際成本，在邊際收益不變的情況下，企業(yè)均衡的研發(fā)支出水平將減少；(2)如果政府對一些本應由企業(yè)進行的研發(fā)活動，進行過多干預，會導致企業(yè)研發(fā)活動的預期收益下降，也會減少其自身的研發(fā)支出。Wallsten(2000)[3]指出，政府補貼計劃有時也不得不支持商業(yè)前景好的項目，因為研發(fā)活動的收益很難度量，而選民只看到項目的成功和失敗以及企業(yè)雇傭員工的數(shù)量，而不會關心研發(fā)活動收益評估的綜合性。在這種情況下，政府研發(fā)補貼提供給私人邊際收益高、即使沒有政府補貼企業(yè)也會開展的研發(fā)項目，這會導致企業(yè)減少自身的研發(fā)支出。另外，企業(yè)獲得了政府研發(fā)合同，可能減少其他非合同研發(fā)投資；其他相同技術領域中未獲得政府合同的企業(yè)由于“搭便車”，也會減少其研發(fā)投資(David等，2000)[1]。

綜上所述，政府研發(fā)補貼會影響企業(yè)研發(fā)投資的邊際成本或邊際收益，或?qū)烧叨加杏绊?，結(jié)果通過各種路徑對企業(yè)研發(fā)支出會產(chǎn)生“擠入”或“擠出”效應。

三、財政分權(quán)指標度量和數(shù)據(jù)分析

本文以中國2002～2013年27個省(市、自治區(qū))(由于部分核心數(shù)據(jù)缺失，剔除海南、西藏、青海和新疆)大中型工業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)為分析樣本，其中中央與地方財政支出、全國和各省的GDP和人口數(shù)、大中型工業(yè)企業(yè)以及其中的國有控股企業(yè)資產(chǎn)總額的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，工業(yè)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出、科技經(jīng)費籌集(政府資金、企業(yè)資金)及內(nèi)部支出的原始數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國科技統(tǒng)計年鑒》。

(一)財政分權(quán)指標度量

財政分權(quán)度有多種衡量標準和計算方法，由于本文的核心解釋變量為政府研發(fā)補貼，所以選擇財政支出分權(quán)度為分析指標。參考龔鋒和雷欣(2010)[28]提出的指標構(gòu)建方法，財政支出分權(quán)度指標的計算公式如下：

(1)

其中，fdi,t表示第i省第t年的財政支出分權(quán)度，fei,t表示第i省第t年地方政府本級預算支出，fc,t是表示中央政府第t年本級預算支出；popi,t和popN,t分別表示第i省和全國第t年的人口規(guī)模；gdpi,t和gdpN,t分別表示第i省和全國第t年的國內(nèi)生產(chǎn)總值。為準確度量地方政府財政支出分權(quán)度，需要消除經(jīng)濟規(guī)模的影響，所以公式(1)中有一個經(jīng)濟規(guī)模的縮減因子乘積項，即[1-(gdpi,t/gdpN,t)]。同時，考慮到政府財政支出通常與人口規(guī)模存在很強的相關關系，公式(1)中地方和中央政府本級預算支出分別除以各省和全國人口數(shù)，得到人均財政支出數(shù)，這樣可以消除人口規(guī)模對財政支出的影響。對樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析表明，財政支出分權(quán)度與其他水平數(shù)據(jù)的相關程度比較小，相關系數(shù)最大值為約0.24，最小值約為-0.09(見表3)。

表3 財政支出分權(quán)度與其他水平數(shù)據(jù)之間的相關系數(shù)

注：fd表示財政支出分權(quán)度，ce表示企業(yè)自身研發(fā)經(jīng)費投入，ge表示政府研發(fā)補貼，br表示企業(yè)主營業(yè)務收入，ratio表示國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比。

(二)數(shù)據(jù)分析

對所有變量(除了比例指標財政支出分權(quán)度和國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比之外)都取其自然對數(shù)(原始數(shù)據(jù)計量單位都統(tǒng)一為萬元)進行處理。表4上部、中部和底部分別報告各變量之間的相關系數(shù)、描述性統(tǒng)計值和方差膨脹因子(VIF：Variance Inflation Factor)。

表4 樣本描述性統(tǒng)計值

注：lnce表示企業(yè)自身研發(fā)經(jīng)費投入的自然對數(shù)，為被解釋變量；lnge表示政府研發(fā)補貼的自然對數(shù)，為核心解釋變量；fd*lnge表示財政支出分權(quán)度fd與lnge的乘積，是一個交叉解釋變量；lnbr為企業(yè)主營業(yè)務收入的自然對數(shù)，ratio為國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比。

從表4上部可以看出，核心解釋變量lnge、交叉解釋變量fd*lnge、控制變量lnbr與被解釋變量lnce都正相關，其相關系數(shù)分別約為0.8、0.9和0.6(這也可以從圖1(1)至(3)中的二維散點圖和回歸的擬合趨勢線直觀看出)；而控制變量ratio與被解釋變量lnce負相關，相關系數(shù)約為-0.7(這也可以從圖1(4)中的二維散點圖和回歸的擬合趨勢線直觀看出)，其他解釋變量之間的相關系數(shù)都低于0.8。從表4中部可以看出，各變量差異較大，如國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比的均值約為0.56，最大值約為0.9，而最小值僅約為0.1；財政分權(quán)度的均值約為0.75，最大值約為0.9，最小值約為0.5，從全國來看，財政支出分權(quán)度水平較高。從表4底部可以看出，包含fd的VIF最大值為263.24,遠大于經(jīng)驗法則的數(shù)值10，說明變量之間存在多重共線性問題；而不包含fd的VIF最大值為5.21，低于經(jīng)驗法則的數(shù)值10，說明變量之間不存在多重共線性問題，所以模型中不應該包含fd。

圖1 模型中各解釋變量與被解釋變量的二維散點圖與擬合線

四、實證模型、估計結(jié)果及分析

(一) 實證模型

本文以企業(yè)研發(fā)投入為被解釋變量，以政府研發(fā)補貼為解釋變量，并在模型中引入財政支出分權(quán)度與政府研發(fā)補貼的交叉項，建立面板數(shù)據(jù)模型。此外，還加入控制變量，包括企業(yè)主營業(yè)務收入和國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比相比。最終，建立如下模型：

lncei,t=α0+α1lngei,t+α2fdi,t*lngei,t+α3lnbri,t+α4ratio+φi+εi,t

(2)

其中，lnce表示企業(yè)自身研發(fā)經(jīng)費投入的自然對數(shù)，為被解釋變量；lnge表示政府研發(fā)補貼的自然對數(shù)，為核心解釋變量；fd*lnge表示財政支出分權(quán)度fd與lnge的乘積，是一個交叉解釋變量；lnbr表示企業(yè)主營業(yè)務收入的自然對數(shù)；ratio表示國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比；i代表為不同省份，t代表不同時期；φi表示個體效應，εi,t表示誤差項；α0,α1,α2,α3，α4表示待估計的未知參數(shù)。

在模型中加入兩個控制變量，理由說明如下：(1)企業(yè)內(nèi)部來源資金是研發(fā)投入決策的主要決定因素(Himmelberg & Petersen，1994)[29]，企業(yè)研發(fā)投入與其內(nèi)部現(xiàn)金流顯著相關(Hall，2002)[30]，通常主營業(yè)務收入越多，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流越大，企業(yè)增加研發(fā)投資的可能性越大，為實現(xiàn)長期競爭力的提升，實際的研發(fā)投入會越大。所以在模型中加入企業(yè)主營業(yè)務收入這一控制變量。預期該變量的影響最大，系數(shù)估計值的符號為正。(2)國有企業(yè)自身具備充足的科研創(chuàng)新資金，抗風險能力強，有更好的實力條件開展研發(fā)活動，也有更高的成功率取得科研創(chuàng)新成果。然而，國有企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)決定其受到地方政府的約束較大，產(chǎn)權(quán)關系模糊，缺乏明確的激勵機制，可能會弱化其科技創(chuàng)新的動力。

(二)估計結(jié)果

為了便于比較，對于模型(2)，利用STATA 13分析軟件，采用各種方法進行估計，具體估計結(jié)果如下。

1.面板OLS和GLS估計結(jié)果

混合最小2乘法(Pooled OLS)、固定效應(Fixed Effect，F(xiàn)E)和隨機效應(Random Effect，RE)估計結(jié)果分別在表5第(1)、(2)和(3)列中報告。F檢驗表明，固定效應模型比混合模型更合適；豪斯曼檢驗表明，固定效應比隨機效應模型更合適；修正的Wald異方差檢驗表明，固定效應模型估計誤差項存在異方差；Wooldridge自相關檢驗表明，誤差項存在1階序列相關。為了克服各省之間可能存在而又無法識別的異方差，所報告的系數(shù)的標準差按照省份進行聚類，允許每個省份在不同年份的誤差項相關，模型估計結(jié)果報告在表5第(2)列(從估計結(jié)果可以看出，各系數(shù)估計值在統(tǒng)計上均顯著)。Beck和Katz(1995)[31]提出面板校正標準誤(Panel Corrected Standard Errors，PCSE)的估計方法，該方法可以有效地處理復雜的面板誤差結(jié)構(gòu)，如同步相關、異方差和序列相關等，特別在樣本量不夠大時有效。允許不同的截面存在異方差現(xiàn)象，權(quán)數(shù)選擇截面加權(quán)(cross-section weights)的方式，采用PCSE方法，模型的估計結(jié)果報告在表5第(4)列，該方法與混合OLS的系數(shù)估計值(表5第(1)列)相同，但是標準差變得更小。采用廣義最小2乘法修正異方差和1階序列相關，得到的估計結(jié)果如表5第(5)列所示，從該列可以看出，系數(shù)估計值符號沒有發(fā)生任何變化，只是數(shù)值變得小些，部分系數(shù)估計值顯著性增強。

表5 模型OLS和FGLS估計結(jié)果

注：第3、4列回歸系數(shù)估計值下邊括號內(nèi)報告的是考慮了組間異方差和組間同期相關的穩(wěn)健標準誤差，*、** 、*** 分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

2.固定效應兩階段GMM估計結(jié)果

在進行計量分析時，政府研發(fā)補貼的內(nèi)生性問題也需要關注。企業(yè)為了獲得政府研發(fā)補貼，會進行大量準備性的研發(fā)投資，在這種情況下從數(shù)據(jù)中很難發(fā)現(xiàn)企業(yè)對獲得政府研發(fā)補貼后的反應(Lichtenberg，1984)[32]。為了獲得更有效的估計結(jié)果，本文考慮政府研發(fā)資金的內(nèi)生性問題，采用工具變量法對模型進一步進行估計。選擇的工具變量包括兩個：一個是各省財政收入的自然對數(shù)，另一個是政府研發(fā)補貼滯后1期的數(shù)值，這兩個變量對政府研發(fā)補貼會產(chǎn)生直接影響，而對被解釋變量企業(yè)研發(fā)投入不會產(chǎn)生直接影響，與誤差項不相關。通常，各地區(qū)財政收入越高，表明其越有財力提供更多的政府研發(fā)補貼；各地政府研發(fā)補貼具有連續(xù)性，前期的政府研發(fā)補貼會對當期的政府研發(fā)補貼產(chǎn)生影響，所以用這兩個工具變量比較合適。因為選擇的工具變量個數(shù)多于內(nèi)生解釋變量的個數(shù),采用GMM估計會更有效。首先，為解決遺漏變量問題，采用固定效應模型(前面在沒有考慮內(nèi)生性問題情況下，已經(jīng)知道選擇固定效應模型更合適)，對模型進行變換；然后，對變換后的模型使用兩階段GMM。固定效應兩階段GMM的估計結(jié)果如表6第(1)列所示(系數(shù)估計值后面括號內(nèi)的數(shù)值表示異方差穩(wěn)健的標準誤差，下同)。從表6第(1)列的估計結(jié)果可以看出，Kleibergen-Paap rk LM 統(tǒng)計值在1%的顯著水平下拒絕“工具變量識別不足”的原假設，Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計值大于Stock-Yogo弱工具變量檢驗15%水平上的臨界值，因此拒絕工具變量是弱識別的假設；Hansen J 統(tǒng)計值接受“工具變量過度識別”的原假設，說明工具變量是外生的。這些統(tǒng)計值表明，我們選擇的工具變量是有效的。對政府研發(fā)補貼進行穩(wěn)健的內(nèi)生性檢驗，結(jié)果表明原假設“政府研發(fā)補貼是外生的”在10%的顯著水平下被拒絕，這說明對于全樣本政府研發(fā)補貼確實是內(nèi)生解釋變量。

與表5第(2)列至第(5)列的估計結(jié)果進行比較，表6第(1)列中政府研發(fā)補貼與財政支出分權(quán)度相乘的交叉項的系數(shù)估計值大小和符號發(fā)生很大變化，且在統(tǒng)計上由顯著變?yōu)椴伙@著。由上面分析可知，各地區(qū)的財政支出分權(quán)度存在較大差異，這可能造成交叉項估計值發(fā)生如此大的變化。為了檢驗這種可能性，同時為了檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，我們把樣本分為兩組：一組是財政支出分權(quán)度均值大于0.75的省份，另一組是財政支出分權(quán)度均值小于0.75的省份，前者包括14個省份(北京、天津、山西、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、浙江、重慶、云南、陜西、甘肅、寧夏)，后者包括13個省份(河北、江蘇、安徽、福建、江西、山東、河南、湖南、湖北、廣東、廣西、四川、貴州)，基于上述兩組數(shù)據(jù)，仍然采用固定效應兩階段GMM。選擇的兩個工具變量也與上面相同：一個是各省財政收入的自然對數(shù)，另一個是滯后1期的政府研發(fā)補貼。采用固定效應兩階段GMM的估計結(jié)果如表6第(2)列和第(3)列所示。各項統(tǒng)計值表明，我們選擇的工具變量仍然是有效的。對政府研發(fā)補貼進行穩(wěn)健的內(nèi)生性檢驗，結(jié)果表明原假設“政府研發(fā)補貼是外生的”在1%或5%的水平下被拒絕，這說明對于財政支出分權(quán)度均值大于和小于0.75的兩個子樣本，政府研發(fā)補貼確實是內(nèi)生解釋變量。從表6第(2)列和第(3)列可以看出，對于財政支出分權(quán)度均值大于0.75的子樣本，各系數(shù)估計值在1%的顯著性水平下均顯著；而對于財政支出分權(quán)度均值小于0.75的子樣本，大部分的系數(shù)估計值在統(tǒng)計上均不顯著。

表6 固定效應兩階段GMM估計結(jié)果

(三)估計結(jié)果分析

比較表5第(5)列和表6第(2)列在統(tǒng)計上顯著的估計結(jié)果可以看出，在分權(quán)度大的樣本組中政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的直接影響(系數(shù)估計值約為1.09)更大，高于全樣本(系數(shù)估計值約為0.6)，在1%的顯著水平下均顯著，這說明政府研發(fā)補貼對企業(yè)自身的研發(fā)投資有比較明顯的激勵作用，對于分權(quán)度大的樣本其激勵作用更大。在大中型工業(yè)企業(yè)中，許多企業(yè)面臨著創(chuàng)新科研成本高、風險承受能力弱的問題，政府研發(fā)資助能幫助企業(yè)承擔部分風險，緩解科研創(chuàng)新的資金壓力。雖然各種技術外溢和“搭便車”現(xiàn)象存在，但對整個行業(yè)的研發(fā)投資影響不是很大。因此，政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入從總體上產(chǎn)生“擠入”效應。在財政支出分權(quán)度高的地區(qū)，地方政府為了吸引FDI等外部資源的流入，會更加積極地推行各項優(yōu)惠政策，增加政府研發(fā)補貼水平，營造良好的研發(fā)活動氛圍，吸引資金和人才等研發(fā)要素流入，結(jié)果企業(yè)研發(fā)投入增加較多。但是，財政支出分權(quán)會削弱政府研發(fā)補貼的“擠入”效應。在分權(quán)度大的樣本組中財政支出分權(quán)的削弱作用更大(交叉項系數(shù)估計值約為-0.84)，而在全樣本中系數(shù)估計值約為-0.2，分別在1%和10%的顯著水平下顯著，這說明財政支出分權(quán)度的提高會削弱政府研發(fā)補貼的激勵作用。這可能是因為財政分權(quán)度越高的地區(qū)，地方政府的預算決策權(quán)越高，支出結(jié)構(gòu)越容易形成扭曲。由于政府過度追求GDP、稅收等硬性指標，可能會重視基礎設施建設，而忽視周期長、見效慢的科技教育等公共產(chǎn)品的提供，減少研發(fā)補貼投入；而企業(yè)的生產(chǎn)活動需要迎合政府的GDP、稅收等指標要求，難以將過多的資金和精力投入到科研創(chuàng)新中，因此會減少研發(fā)投入。顧元媛、沈坤榮(2012)[24]認為，在財政分權(quán)體制下，由于創(chuàng)新、教育等公共品周期較長，對官員任期內(nèi)財稅增長貢獻不大，因此地方政府無興趣提供研發(fā)補貼，而將資源投放在對當期生產(chǎn)有顯著拉動力的城市改造、基礎設施建設等方面；另外地方政府財權(quán)與事權(quán)的不匹配導致地方政府只關注具有短期增長效應的公共領域，以彌補財政赤字，因此財政支出分權(quán)越大的地方對企業(yè)的研發(fā)補貼反而越少；其實證分析表明，財政分權(quán)顯著降低了政府R&D補貼，地方政府財權(quán)與事權(quán)越不匹配、地方政府公共支出領域越為扭曲。解維敏(2012)[33]提出，在財政分權(quán)和基于GDP增長的官員晉升考核制度安排下，地方政府及官員為了增加財政收入、提高GDP增長、追求晉升，會積極利用權(quán)力和掌握的資源干預轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的經(jīng)營行為，誘導企業(yè)投資于高稅和短期見效快的項目，這種旨在增加財政收入和GDP的地方政府干預行為抑制了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的研發(fā)投入。

根據(jù)模型(2)，政府研發(fā)補貼的綜合邊際效應為：

(3)

其中，α1為政府研發(fā)補貼的系數(shù)估計值，α2為政府研發(fā)補貼與財政支出分權(quán)度交叉項的系數(shù)估計值。分別根據(jù)在統(tǒng)計上顯著的全樣本固定效應OLS和財政支出分權(quán)度大于0.75的子樣本固定效應兩階段GMM的系數(shù)估計值(表5第(5)列和表6第(2)列)，計算出政府研發(fā)補貼的綜合邊際效應，均約為0.4。

主營業(yè)務收入對企業(yè)研發(fā)投入的影響在分權(quán)度大的樣本組中較大(系數(shù)估計值約為1.78)，在全樣本中小些(系數(shù)估計值約為1.1)，系數(shù)估計值分別在5%和1%的顯著水平下顯著，這說明企業(yè)注重長期競爭力的提升和可持續(xù)發(fā)展，其內(nèi)部來源資金流對企業(yè)研發(fā)投入有重要影響。國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比對企業(yè)研發(fā)投入有強大的“擠出”效應，系數(shù)估計值在全樣本和分權(quán)度大的子樣本中均約為-1.3，均在1%的顯著水平下顯著。在分權(quán)制度下，地方政府掌握了國有企業(yè)發(fā)展所需要的大量經(jīng)濟和行政資源，對國有企業(yè)的影響約束較大，傾向于把大量的政治和社會責任轉(zhuǎn)嫁給國有企業(yè)；而國有企業(yè)則利用其與地方政府的特殊關系，能輕易獲得大量的稀缺資源(包括政府研發(fā)補貼)，實現(xiàn)短期收益。所以，由于國有企業(yè)的所有制屬性，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營會受到地方政府的嚴重干涉，企業(yè)創(chuàng)新投入的邊際收益低下，科技創(chuàng)新的動力嚴重不足，因此會減少研發(fā)投入。值得慶幸的是，近年來除北京和貴州少數(shù)幾個省市外，各省、市和自治區(qū)國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比呈下降趨勢，大中型企業(yè)產(chǎn)權(quán)越來越明晰，受到政府的干預越來越少，企業(yè)為提高在市場上的持久競爭力，會加大自身的研發(fā)投入。

五、主要結(jié)論與政策建議

我國研發(fā)經(jīng)費投入強度不斷提高，但是政府資金占比不斷下降，研發(fā)資源在各地區(qū)間的配置嚴重失衡。在推進創(chuàng)新型國家建設過程中，政策制定者非常關心政府研發(fā)補貼是否影響企業(yè)研發(fā)投入的問題，如果前者“擠入”后者，那么在我國研發(fā)經(jīng)費投入強度(平均2%)與發(fā)達國家(平均3%)相比仍然存在較大差距的背景下，為什么我國研發(fā)經(jīng)費投入不斷增加但是政府資金占比不斷下降，為什么各地區(qū)之間研發(fā)資源配置不均衡？這些問題引起學術界的關注，迫切需要做出深入的研究和解答。

本文在已有文獻關于財政分權(quán)對政府研發(fā)補貼的影響以及政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的影響的理論分析基礎上，利用我國2002～2013年大中型工業(yè)企業(yè)的省級面板數(shù)據(jù)對財政分權(quán)、政府研發(fā)補貼和企業(yè)研發(fā)投入三者之間的關系進行實證分析，得出的主要結(jié)論如下：政府研發(fā)補貼會顯著促進企業(yè)研發(fā)投入，但是財政支出分權(quán)會削弱政府研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投入的促進作用，兩者綜合作用的結(jié)果仍然為正；企業(yè)注重長期競爭力的提升和持續(xù)發(fā)展，主要依賴內(nèi)部資金來源(即主營業(yè)務收入)，極力增加研發(fā)投入；國有控股企業(yè)資產(chǎn)占比越高，產(chǎn)權(quán)關系越模糊，對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生的負向影響越大；由于上述影響企業(yè)研發(fā)投入的三個因素在各省之間存在較大差距，其對企業(yè)研發(fā)投入的影響方向和大小不同，綜合作用的結(jié)果導致各省企業(yè)研發(fā)投入大幅增加，同時使之產(chǎn)生較大差異，各省研發(fā)資源配置嚴重失衡。

基于上述分析結(jié)果，本文提出的具體政策建議如下：首先，要改進地方政府官員的晉升機制，不能只考慮地方GDP、稅收等指標的績效考核。地方政府應該重視科技性公共產(chǎn)品的提供，加大政府研發(fā)補貼力度，以科技進步促進長期的經(jīng)濟增長。政府要推動制度創(chuàng)新，減少腐敗尋租行為，營造良好的地區(qū)經(jīng)濟環(huán)境和科技創(chuàng)新環(huán)境，提高企業(yè)研發(fā)活動的積極性。其次，地方政府要努力向公共財政轉(zhuǎn)型，合理配置研發(fā)市場資源，減少政府失靈現(xiàn)象的發(fā)生。政府應該逐漸歸還國有企業(yè)的市場主體地位，實現(xiàn)政企分開，讓企業(yè)有充分的自主權(quán)進行經(jīng)營決策和研發(fā)投資計劃。再次，地方政府在研發(fā)補貼的資助對象上要有所偏重，應該更加重視對非國有企業(yè)的研發(fā)補貼，讓有限的政府研發(fā)資源發(fā)揮最大的積極作用，促進研發(fā)資源在國有和非國有企業(yè)間的均衡配置。最后，中央政府應對經(jīng)濟發(fā)展水平低的地區(qū)進行定向資金轉(zhuǎn)移支付，鼓勵地方政府加大研發(fā)經(jīng)費投入，激勵地方企業(yè)積極開展研發(fā)活動，減少研發(fā)資源的地區(qū)分配不均現(xiàn)象。