范寒冰, 徐承宇

一、問題的提出

企業(yè)作為一個微觀經(jīng)濟主體，在市場競爭中通過對要素價格、中間產(chǎn)品等各項投入產(chǎn)出的成本收益分析來決策企業(yè)投資、創(chuàng)新、研發(fā)等各項生產(chǎn)行為。由于外部性與市場失靈的存在，政府常常通過補貼的形式給予企業(yè)轉(zhuǎn)移支付以優(yōu)化資源配置效率。Stiglitz, J. E., “Markets, Market Failures & Development”, , Vol.79, No.2, 1989, pp.197-203.近二十年來，我國政府對企業(yè)的補貼逐年大幅增長，中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)顯示，補貼金額從1998年的288.2億元增長到2007年的842.8億元，接受補貼的企業(yè)占比從1998年的9.4%增長到2007年的12.1%。隨著政府創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)政策的出臺，我國政府對企業(yè)的補貼金額和力度也在快速增加。以湖北省武漢市為例，市政府為推進全面創(chuàng)新、建設創(chuàng)新型城市，對信息技術、生命健康、智能制造三大產(chǎn)業(yè)領域的高新技術企業(yè)、技術先進型服務企業(yè)和高新技術產(chǎn)品備案企業(yè)的研發(fā)投入，按6%的比例給予補貼；其他產(chǎn)業(yè)領域同類企業(yè)的研發(fā)投入，按3%的比例給予補貼，單個企業(yè)每年補貼經(jīng)費額度最高可達到200萬元。

近年來，我國政府補貼的金額與受眾面都在快速上升，但補貼金額與獲得補貼的機會在不同行業(yè)及企業(yè)類型間分布并不均等。據(jù)WIND數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計顯示, 2015年2 807家A股上市企業(yè)中，96%的企業(yè)獲得政府補貼，平均每家企業(yè)獲得政府補貼4 412.26萬元。國有企業(yè)的政府補貼占營業(yè)收入和凈利潤的比重更高，很多國企的巨額補貼被當成了“扭虧為盈”的手段；大量補貼流向鋼鐵、水泥及煤炭等產(chǎn)能過剩行業(yè)，“老經(jīng)濟”仍是政府補貼的重點；科技創(chuàng)新補貼成為鼓勵產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的主要策略，以新能源汽車行業(yè)為代表的國家重點扶持行業(yè)連續(xù)7年高增長背后，卻出現(xiàn)以獲取補貼為導向的“補貼式發(fā)展”。

政府對企業(yè)補貼的本意在于降低市場失靈對市場競爭的影響程度，進而創(chuàng)造更有效率的市場環(huán)境以促進市場競爭和經(jīng)濟發(fā)展。然而由于補貼的存在改變了企業(yè)的成本結(jié)構(gòu)與市場相對價格體系，在政府產(chǎn)業(yè)政策和各類補貼政策的引導下，企業(yè)的生產(chǎn)、經(jīng)營行為也隨之發(fā)生了變化。特別是當前政府將大量資源投入到對企業(yè)創(chuàng)新的補貼當中，改變了企業(yè)在創(chuàng)新活動中的激勵，對企業(yè)的創(chuàng)新行為產(chǎn)生了深刻的影響。企業(yè)申請補貼的初衷，是為了提高企業(yè)創(chuàng)新中的風險承受能力，進而產(chǎn)出實質(zhì)性的創(chuàng)新產(chǎn)品，還是僅僅為了設法增加一筆收入，并不關注創(chuàng)新的結(jié)果？因此，本文所要研究的問題是，我國政府對企業(yè)的補貼是否促進了企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新，并探究其異質(zhì)性影響。本文可能的貢獻主要體現(xiàn)在如下三個方面：首先，本文通過實證檢驗證明，我國政府近年來對企業(yè)的補貼，雖然一定程度上促進了企業(yè)創(chuàng)新，但并未帶來企業(yè)普遍的創(chuàng)新產(chǎn)出。其次，本文通過對企業(yè)獲得政府補貼的創(chuàng)新績效進行評估，發(fā)現(xiàn)近年來我國制造業(yè)企業(yè)在實質(zhì)性創(chuàng)新方面存在明顯的異質(zhì)性特征，這與現(xiàn)有補貼的偏好相悖。再次，本文在研究方法上突破了政府補貼數(shù)據(jù)難以獲得的障礙，利用一手的中國企業(yè)—勞動力匹配調(diào)查(CEES)數(shù)據(jù)進行實證研究，延伸了已有理論與實證研究的成果。

本文剩余篇章結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是研究的文獻回顧；第三部分是數(shù)據(jù)與方法；第四部分是實證分析，具體分析我國政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新的績效；最后一部分是結(jié)論與政策建議。

二、研究的文獻回顧

政府補貼的初衷是期望通過補貼這一財富再分配手段來提高市場主體在資源配置中的效率。好的再分配政策能夠提升市場競爭程度，并最終實現(xiàn)全社會效率與福利的提升，反之則會造成資源配置的扭曲，產(chǎn)生社會效率和福利的損失。政府補貼對于受惠的企業(yè)而言，會產(chǎn)生收入效應或替代效應。收入效應來自于普惠性的補貼政策，或降低市場外部性的補貼政策，能對企業(yè)產(chǎn)生積極的資源配置效果。如政府對創(chuàng)新、環(huán)保的補貼，提高了企業(yè)研發(fā)的投入，降低了外部性的影響，進而提升了生產(chǎn)率水平，Dominique Guellec, “The Impact of Public R&D Expenditure on Business R&D”， & , Vol.12, No. 3, 2003, pp.225-243. Wallsten,S.J., “The Effects of Government-Industry R&D Programs on Private R&D: The Case of the Small Business Innovation Research Program”, , Vol.31， No.1, 2000, pp. 82-100. 通過信號顯示機制降低了企業(yè)與市場間的信息不對稱程度，降低了企業(yè)融資的難度與成本。替代效應來自于對特定企業(yè)、部門或行業(yè)不公平的專向性補貼，改變了中間品和最終產(chǎn)品的相對價格，影響了市場價格的正常信號作用，因而對資源配置產(chǎn)生扭曲。

在已有的實證研究當中，由于研究對象、微觀數(shù)據(jù)的獲取及研究方法的選擇差異，政府補貼對于創(chuàng)新的作用存在爭議。部分研究支持了補貼能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。在這類研究中，政府補貼主要通過增加中小企業(yè)的自有研發(fā)支出來激勵企業(yè)進行創(chuàng)新活動?；趷蹱柼m制造業(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)，Lach發(fā)現(xiàn)政府資助有助于增加國內(nèi)中小企業(yè)的研發(fā)支出；Saul,L.,“Do R&D Subsidies Stimulate or Displace Private R&D? Evidence from Israel”， ，Vol. 50, No. 4, 2002, pp.369-390. 基于西班牙的制造業(yè)企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)缺乏政府補貼時，部分企業(yè)甚至停止研發(fā)，且這一效應在小企業(yè)更為顯著，González,X., C. Pazó.,“Do Public Subsidies Stimulate Private R&D Spending?”， ，Vol. 37, No. 3, 2008, pp.371-389. 王俊和白俊紅基于行業(yè)面板數(shù)據(jù)，證明研發(fā)補貼對于企業(yè)研發(fā)支出存在激勵效應;陳玲、楊文輝(2016)基于中國上市公司的數(shù)據(jù)，得出政府補貼政策整體有益于提升企業(yè)創(chuàng)新投入。但另外部分文獻表明，政府補貼一定程度上對創(chuàng)新存在抑制作用，這一抑制作用主要體現(xiàn)為政府補貼的擠出效應?；诿绹∑髽I(yè)創(chuàng)新項目(SBIR)的數(shù)據(jù)分析表明，政府資助由于擠出企業(yè)自身研發(fā)開支，使得企業(yè)減少自有研發(fā)投入；Wallsten, S.J., “The Effects of Government-Industry R&D Programs on Private R&D: The Case of the Small Business Innovation Research Program”, , Vol. 31, No.1, 2000, pp.82-100. 部分研究進一步提出，政府補貼存在適度區(qū)間，過高或者過低的政府補貼強度均不利于企業(yè)創(chuàng)新?；诘聡圃鞓I(yè)企業(yè)的數(shù)據(jù)分析表明，政府補貼與企業(yè)研發(fā)強度呈現(xiàn)“U”形關系，在達到閾值前政府補貼存在替代效應，Hussinger, K.,“R&D and Subsidies at the Firm Level: An Application of Parametric and Semiparametric Two-Step Selection Models”， ，Vol. 23, No.6, 2008, pp.729-747. 毛其淋、許家云指出補貼強度的“適度區(qū)間”為[0.000 9,0.039 9]，高額度補貼會抑制企業(yè)的新產(chǎn)品創(chuàng)新。

企業(yè)接受政府補貼后的行為，在不同行業(yè)與企業(yè)類型之間存在著異質(zhì)性的差異。黎文靖和鄭曼妮將這種差異區(qū)分為“實質(zhì)性創(chuàng)新”和“策略性創(chuàng)新”，認為部分企業(yè)在產(chǎn)業(yè)政策的影響下并未將政府投入的資源投入到發(fā)明這一實質(zhì)性創(chuàng)新活動當中，而是迎合政府制造了大量的非發(fā)明型專利，選擇了策略性創(chuàng)新。楊洋等的研究表明，不同所有制和不同區(qū)域的企業(yè)在利用政府補貼進行創(chuàng)新活動的行為上存在異質(zhì)性的差異。國有企業(yè)的預算軟約束問題及獨立法人治理結(jié)構(gòu)的缺失，使得國有企業(yè)與民營企業(yè)在利用政府補貼時出現(xiàn)效率的差異。Liang,X., Lu,X. and Wang,L., “Outward Internationalization of Private Enterprises in China: The Effect of Competitive Advantages and Disadvantages Compared to Home Market Rivals”, , Vol. 47, No.1, 2012, pp.134-144. Carman, J.M., Dominguez,L.V., “Organizational Transformations in Transition Economies: Hypotheses”， ，Vol.21, No.2, 2001, pp.164-180. 市場化程度的區(qū)域性差異，使得政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用存在差異。

現(xiàn)有文獻雖然對政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響做了理論與實證的研究，但這些研究存在一些共性的缺陷。首先，現(xiàn)有文獻對政府補貼促進創(chuàng)新績效的研究結(jié)論雖然存在爭議，但對于產(chǎn)生正面或負面作用的原因與機制的探究卻不足。一般認為政府補貼通過提升或削弱企業(yè)的自主創(chuàng)新投入、扭曲資源配置效率的路徑影響企業(yè)創(chuàng)新的績效。然而，現(xiàn)有文獻對于企業(yè)創(chuàng)新績效本身的度量方式，就決定了這一研究結(jié)果的偏差?，F(xiàn)有研究普遍采用專利數(shù)據(jù)作為企業(yè)創(chuàng)新績效的指標。就動態(tài)的博弈與選擇而言，政府將擁有專利和獲批專利作為申請補貼和考核補貼成效的前置條件和評價指標，那么專利本身已不能作為一個獨立的評價企業(yè)創(chuàng)新績效的有效指標，需要引入其他衡量方法。新產(chǎn)品作為制造業(yè)企業(yè)所有創(chuàng)新活動的最終產(chǎn)出結(jié)果，是企業(yè)創(chuàng)新績效更好的評價指標，但由于數(shù)據(jù)可獲得性很差，因而很少被已有研究用到。其次，現(xiàn)有研究的企業(yè)樣本普遍采用的是上市公司的數(shù)據(jù)，或針對某些特定群體企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)，這對于研究結(jié)論的代表性存在一定的影響。再次，近年來我國政府對于企業(yè)的補貼行為在數(shù)量、方式上都發(fā)生了諸多變化，而現(xiàn)有研究的數(shù)據(jù)普遍較為陳舊，無法反映當前變化的影響。因此，本文試圖采用一個新的調(diào)查數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)來解決以上存在的一些問題，并探究我國補貼政策的現(xiàn)實分布，及其對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響。

三、數(shù)據(jù)與方法

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究使用的數(shù)據(jù)來自武漢大學質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略研究院等機構(gòu)開展的“中國企業(yè)—勞動力匹配調(diào)查”(CEES)。為全面觀測新常態(tài)下制造業(yè)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級現(xiàn)狀，CEES從2012年開始問題研究，2013年和 2014年進行樣本確定和問項設計，2015年初在順德等地試調(diào)研的基礎上總結(jié)成功經(jīng)驗，2015年7月至8月兩個月開展入企調(diào)查，完成廣東省13個城市、19個縣級區(qū)域、570家企業(yè)和4 794名員工的調(diào)查工作。為對中國經(jīng)濟的現(xiàn)實狀況進行深入的時序分析，2016年7月至8月，CEES團隊又在廣東和湖北兩省展開了第二次調(diào)查，共投入600余名專家學者和博士、碩士，投入調(diào)查費用近1 000萬元，總共完成兩省26個城市、39個縣級區(qū)域、1 211家企業(yè)和8 939名員工的調(diào)查，其中廣東省完成13個城市、19個縣級區(qū)域、536家企業(yè)和4 900名員工調(diào)查，湖北省完成13個城市、20個縣級區(qū)域、585家企業(yè)和4 039名員工調(diào)查。該調(diào)查按照國際上社會經(jīng)濟調(diào)查標準，以第三次經(jīng)濟普查所發(fā)布的制造業(yè)企業(yè)總體名單作為抽樣樣本，采取嚴格的隨機分層抽樣方式，根據(jù)等距抽樣原則，按照區(qū)(縣)、企業(yè)、員工的層次依次進行抽樣。最終，企業(yè)問卷成功回收率達到 71.64%，其中，企業(yè)問卷有效回收率高達 97.29%，員工問卷有效回收率高達 97.85%。廣東企業(yè)的追蹤率高達84.39%，員工的追蹤率達到 51.81%。調(diào)查內(nèi)容覆蓋了企業(yè)的基本面數(shù)據(jù)、結(jié)構(gòu)性數(shù)據(jù)和關鍵經(jīng)營性數(shù)據(jù)，同時也包含了企業(yè)總經(jīng)理/一把手情況、企業(yè)生產(chǎn)情況、銷售情況、技術創(chuàng)新與企業(yè)轉(zhuǎn)型、質(zhì)量狀況、人力資源情況等七大板塊內(nèi)容，調(diào)查過程中實現(xiàn)了嚴格的質(zhì)量控制，將入企調(diào)查作為唯一的調(diào)查方法。從問卷設計、流程控制、數(shù)據(jù)回收等指標看，該調(diào)查都達到并超過了國際企業(yè)調(diào)查的平均水平。

為了盡可能全面反映我國補貼的狀況，本文選擇了2012—2015年的調(diào)查數(shù)據(jù)作為研究樣本。依據(jù)中國企業(yè)—勞動力匹配調(diào)查問卷中有關補貼的變量進行梳理，經(jīng)過篩選和歸總，最終將問卷中稅收減免、稅收返還、財政補貼、科技創(chuàng)新補貼、土地補貼、能源補貼、數(shù)控機器補貼等在內(nèi)的15類補貼形態(tài)，43個問項進行了分類整合。通過數(shù)據(jù)清洗，基于企業(yè)補貼及績效指標的填寫情況，最終獲取完整樣本1 211份。

(二)變量說明

本文在考慮是否獲得政府補貼的同時，也度量了補貼強度。除了參考補貼總額的絕對值，本文也選擇補貼與產(chǎn)品利潤、產(chǎn)品銷售收入、企業(yè)稅收的比值來表征企業(yè)受補貼的相對程度。此外，本文還參照Wu et.al.的分類，將行業(yè)調(diào)整后的政府補貼作為代理變量，用企業(yè)受補貼額與企業(yè)所在行業(yè)當年平均受補貼額的比值表示企業(yè)受補貼程度。Wu,W., Wu,C., Rui,O.M., “Ownership and the Value of Political Connections”, , Vol.18, No.4, 2013, pp. 695-729.

下表1為變量選擇與數(shù)據(jù)基本特征。

表1 變量選擇與定義

(三)描述性統(tǒng)計

表2為補貼變量的描述性統(tǒng)計?？梢钥闯?，目前我國補貼輻射范圍廣，60%的企業(yè)獲得了政府補貼；補貼方式上，以直接補貼為主，稅收激勵為輔，直接收入補貼占比超過60%。然而，盡管政府補貼分布較廣，但其獲得補貼金額差異巨大。從數(shù)據(jù)分布可以看出，部分企業(yè)獲得補貼過億，而超過半數(shù)的企業(yè)補貼金額為0。

表2 補貼變量的描述性統(tǒng)計

由于市場結(jié)構(gòu)、政府管制等因素的差異,本文考察了補貼的行業(yè)分布差異(見圖1和圖2)。數(shù)據(jù)表明，不同行業(yè)的補貼廣度及強度存在非均衡性。政府補貼存在明顯的行業(yè)偏好，反映了國家產(chǎn)業(yè)導向。食品、化學、機械制造是獲得補貼比例最高的三個行業(yè)，分別為75%、72%和70%，這與任曙明、張靜的發(fā)現(xiàn)一致。機械行業(yè)獲得補貼廣度及強度均位于八大行業(yè)平均水平以上，這充分表明針對特定的行業(yè)補貼仍廣泛存在，也說明在考慮補貼強度時需要充分考慮行業(yè)差異。

圖1 不同行業(yè)獲得補貼比例分布

進一步分析我國補貼的現(xiàn)實分布。表3給出了政府補貼的規(guī)模分布狀況。通過比較不同規(guī)模企業(yè)獲得補貼的情況可以發(fā)現(xiàn)，目前政府補貼存在明顯的規(guī)模偏好。從補貼廣度及強度看，政府補貼均向大企業(yè)傾斜，大企業(yè)中獲得補貼的比例達到84%，補貼占稅收的比重超過70%，遠超過中小企業(yè)。依據(jù)行業(yè)差異的相對補貼值，大企業(yè)補貼相對強度為5.58，相當于中型企業(yè)的5倍，小型企業(yè)的近20倍，過高的補貼強度影響了市場的正常公平競爭。

表3 政府補貼的規(guī)模分布

表4分析了政府補貼的所有制分布。相比非國有企業(yè)，國有企業(yè)仍然占據(jù)了大量補貼資源，超過80%的企業(yè)獲得補貼，遠高于非國有企業(yè)的60%。

表4 政府補貼的所有制分布

注：

P

<0.01,

P

<0.05,

P

<0.1。

從補貼強度來看，國有企業(yè)各項指標均高出非國有企業(yè)近兩倍。數(shù)據(jù)表明，目前政府補貼仍存在明顯的所有制偏好，國有企業(yè)的“非競爭中立”現(xiàn)象仍廣泛存在。

綜上所述，我國補貼存在著明顯的規(guī)模、所有制及行業(yè)偏好，大量專項性補貼和失衡的補貼機制設計，在一定程度上扭曲了正常的市場競爭秩序，因此，需要對政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系進行進一步考察。

四、實證分析

(一)模型構(gòu)建與變量設計

(1)政府補貼。參照Cheng et.al.對政府補貼的測度，本文將2012—2015年在稅收減免、稅收返還、財政補貼等在內(nèi)的補貼形態(tài)中，獲得至少一種的企業(yè)認為其享受過政府補貼(subsidy=1)；Cheng, H., Hu, D., Xu, C., Zhang, K., Fan, H., “Does Government Paternalistic Care Promote Entrepreneurship in China? Evidence from the China Employer-Employee Survey”, , Vol.10,No.1,2017, pp.61-75. 反之，則認為其未享受政府補貼(subsidy=0)。

(2)企業(yè)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新活動非常廣泛，可以分為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出。創(chuàng)新投入通常采用研發(fā)投資決策和研發(fā)強度來測度，Jeffrey, L. C., Naveen, D. D., and Lalitha N., “Managerial Incentives and Risk-Taking”, , Vol.79,No.2,2006,pp.431-468. Chen, W. R., and Miller, K. D., “Situational and Institutional Determinants of Firms’ R&D Search Intensity”, , Vol. 28, No. 4, 2007, pp.369-381. 而創(chuàng)新產(chǎn)出則可采用專利數(shù)Argyres, N. S., and Silverman, B. S., “R&D, Organization Structure, and the Development of Corporate Technological Knowledge”, ,Vol.25, No.8-9, 2004, pp.929-958. Josh Lerner, and Julie Wulf, “Innovation and Incentives: Evidence from Corporate R&D”, , Vol.89, No.4, 2007, pp.634-644. 、發(fā)明專利數(shù)Aghion, P., “How High Are the Giants’ Shoulders: An Empirical Assessment of Knowledge Spillovers and Creative Destruction in a Model of Economic Growth: Comment”, , Vol.8, 1993, pp.74-76. 、新產(chǎn)品引入狀況來度量。本文測度的是企業(yè)創(chuàng)新的實際效果，故選取2012—2015年間的專利總數(shù)，2012—2015年是否引入新產(chǎn)品作為企業(yè)創(chuàng)新水平的代理變量。此外，還采用黎文靖、鄭曼妮的方法，以發(fā)明專利度量實質(zhì)性創(chuàng)新。

(3)控制變量。企業(yè)異質(zhì)性會影響補貼與企業(yè)創(chuàng)新的關系。因此，本文還控制了企業(yè)規(guī)模、Ettlie, J.E., Rubenstein, A. H.,“Firm Size and Product Innovation”， ，Vol. 4, No. 2, 2010, pp.89-108. 企業(yè)研發(fā)及人力資本投入、Cohen, W. M., Levinthal, D. A., “Absorptive Capacity: A New Perspective on Learning and Innovation”, , Vol. 35, No.1, 1990, pp.128-152. 企業(yè)所有制特征，Deng, S., and Dart, J., “The Market Orientation of Chinese Enterprises during a Time of Transition”, , Vol. 33, No.5/6, 1999, pp. 631-654. 控制了行業(yè)和地區(qū)的固定效應。

(二)特征性事實

圖3為有無補貼與企業(yè)專利產(chǎn)出的關系。由圖可見，享受補貼企業(yè)的各項專利產(chǎn)出均高于未享受補貼企業(yè)。享受補貼的企業(yè)專利總量均值為44.94件，是未享受任何補貼企業(yè)的3.57倍；其中，享受補貼企業(yè)平均獲得發(fā)明專利17.64件，超出未獲得補貼企業(yè)10.4件。圖4進一步考察了有無補貼與企業(yè)是否推出新產(chǎn)品的關系。由圖4可以看出，50%獲得補貼的企業(yè)推出了新產(chǎn)品，而在未獲得補貼組別中，這一比例僅為28%。

圖3 有無補貼與專利產(chǎn)出

圖4 有無補貼與新產(chǎn)品推出

(三)多元統(tǒng)計回歸結(jié)果

運用多元線性回歸分析的方法，以企業(yè)規(guī)模、所有制、研發(fā)強度、研發(fā)人員強度等作為控制變量，控制行業(yè)和地區(qū)固定效應后，對政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新的作用關系進行實證檢驗。結(jié)果見表5。

表5 政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新績效關系的基準回歸

(續(xù)上表)

研發(fā)人員強度7.690***7.829***6.529***1.148***1.168***0.860**(0.998)(0.994)(0.928)(0.387)(0.388)(0.381)是否國企0.405***0.1130.054 9-0.011 3(0.127)(0.120)(0.049 2)(0.048 9)企業(yè)規(guī)模0.336***0.078 3***(0.026 9)(0.011 0)行業(yè)YYYYYYYYYY地區(qū)YYYYYYYYYYConstant0.377**0.288*0.2070.223-1.258**0.331***0.306***0.302***0.304***-0.041 5(0.176)(0.161)(0.152)(0.151)(0.184)(0.058 3)(0.058 4)(0.059 7)(0.059 7)(0.075 8)Observations1 1051 0419709709701 1061 045974974974R-squared0.1980.2950.3430.3500.4420.0630.1020.1140.1150.160

注：

p

<0.01,

p

<0.05,

p

<0.1。以專利對數(shù)作為企業(yè)創(chuàng)新水平的代理變量，逐步加入控制變量后，可以發(fā)現(xiàn)政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)皆為正(

β

=0.441，

p

<0.01)，這表明政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新存在穩(wěn)定的正向影響。以是否推出新產(chǎn)品度量企業(yè)創(chuàng)新，可以發(fā)現(xiàn)較為一致的結(jié)果(

β

=0.085 4，

P

<0.01)。這表明，政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新績效存在較為顯著的正向影響關系，這也與已有文獻中的觀點一致。

表6 政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新績效關系的分組回歸(1)

注：

p

<0.01,

p

<0.05,

p

<0.1。在基準回歸的基礎上，本文進一步進行了分組回歸，結(jié)果見表6。依據(jù)企業(yè)規(guī)模分組可以發(fā)現(xiàn)，在控制了企業(yè)研發(fā)投入和人力資本后，政府補貼對不同規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新績效的影響存在差異。由模型2可知，政府補貼對大企業(yè)的正向影響顯著為正(

β

=1.270，

p

<0.05)。由模型3和模型4可知，政府補貼對中型企業(yè)和小型企業(yè)創(chuàng)新的正向影響雖然顯著為正，但其系數(shù)明顯低于大企業(yè)(

β

=0.466，

p

<0.01；

β

=0.438，

p

<0.01)。這表明，大企業(yè)占據(jù)大量的資源要素，在信號傳遞和創(chuàng)新投入方面都有著明顯的優(yōu)勢。依據(jù)是否國企進行分組，可以發(fā)現(xiàn)政府補貼對非國有企業(yè)的創(chuàng)新績效影響顯著為正(

β

=0.445，

p

<0.01)，而對國有企業(yè)的創(chuàng)新績效影響卻并不顯著(

β

=0.348，ns)。這表明，獲得更多補貼的國有企業(yè)卻并未將補貼轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新績效。這也支持了現(xiàn)有文獻中所有制在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新中存在調(diào)節(jié)效應的結(jié)論。從區(qū)域分組可以看出，雖然補貼對廣東和湖北的政府補貼影響均顯著為正，但對廣東地區(qū)的影響系數(shù)卻明顯高于湖北(

β

=0.605，

p

<0.01)。這表明，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度對于政府補貼對創(chuàng)新水平的影響存在調(diào)節(jié)作用。

表7 政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新績效關系的分組回歸(2)

注：

p

<0.01,

p

<0.05,

p

<0.1。以是否推出新產(chǎn)品作為產(chǎn)品創(chuàng)新維度的代理變量，進一步進行了分組回歸，結(jié)果見表7。依據(jù)企業(yè)規(guī)模分組可以發(fā)現(xiàn)，政府補貼對不同規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新績效的影響存在顯著差異。由模型2可知，政府補貼對大企業(yè)的正向影響并不顯著，且系數(shù)為負(

β

=-0.071 3，ns)。由模型3可知，政府補貼對中型企業(yè)和小型企業(yè)創(chuàng)新的正向影響顯著為正(

β

=0.137，

p

<0.1；

β

=0.092 4，

p

<0.05)。這表明，雖然政府補貼對大企業(yè)以專利產(chǎn)出為度量的創(chuàng)新績效顯著為正，但對于以新產(chǎn)品創(chuàng)造為度量的創(chuàng)新績效卻并不顯著。依據(jù)是否國企進行分組，可以發(fā)現(xiàn)政府補貼對非國有企業(yè)的創(chuàng)新績效影響顯著為正(

β

=0.077，

p

<0.05)，而對國有企業(yè)的創(chuàng)新績效影響卻并不顯著(

β

=0.178，ns)。這表明，獲得更多補貼的國有企業(yè)卻并未將補貼轉(zhuǎn)化為實質(zhì)性的創(chuàng)新產(chǎn)出。本文進一步將發(fā)明專利作為實質(zhì)性創(chuàng)新的代理變量進行回歸分析，結(jié)果見表8。依據(jù)模型1全樣本的結(jié)果，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新有著顯著的正向影響。分組回歸結(jié)果顯示，政府補貼對大企業(yè)實質(zhì)創(chuàng)新的正向影響并不顯著(

β

=0.655，ns)，而對中型企業(yè)和小型企業(yè)實質(zhì)創(chuàng)新的影響依然顯著為正(

β

=0.327，

p

<0.05；

β

=0.117，

p

<0.1)。在國企與非國企的分組中，可以發(fā)現(xiàn)政府補貼對國企實質(zhì)性創(chuàng)新仍不顯著，而對非國企的實質(zhì)性創(chuàng)新顯著為正(

β

=0.214，

p

<0.01)。回歸結(jié)果表明，盡管目前大量補貼流向大企業(yè)、國有企業(yè)，然而享有更多補貼的企業(yè)卻并未產(chǎn)生更好的實質(zhì)創(chuàng)新績效。廣東和湖北的地區(qū)差異也表明，經(jīng)濟發(fā)展水平更高的區(qū)域，更具有創(chuàng)新活力，因而能夠正向調(diào)節(jié)補貼對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

表8 政府補貼與企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新關系的回歸

注：

p

<0.01,

p

<0.05,

p

<0.1。

(四)內(nèi)生性檢驗

創(chuàng)新績效好的企業(yè)可能帶來更高的收入和利潤，從而更有可能獲得補貼，這就會形成互為因果的關系，導致內(nèi)生性問題。因此，本文有必要找到政府補貼的工具變量來對該問題進行檢驗。本行業(yè)獲得補貼的情況與企業(yè)獲得補貼狀況有著顯著的相關關系，而與企業(yè)的創(chuàng)新績效沒有直接的關系。因此，本文將企業(yè)所在行業(yè)(不含該企業(yè))獲得補貼的狀況作為政府補貼的工具變量進行回歸。表9的回歸結(jié)果顯示，在解決內(nèi)生性問題后，政府補貼總體上能夠顯著促進企業(yè)績效的提升，在專利總數(shù)、新產(chǎn)品推出與發(fā)明專利方面均顯著。這也表明，在基準回歸基礎上的分組回歸成立。

表9 工具變量回歸

注：

p

<0.01,

p

<0.05, *

p

<0.1。

五、結(jié)論與政策建議

政府補貼作為政府“支持之手”的重要手段之一，如何合理分配有限的補貼資源，實現(xiàn)補貼資源更加有效配置，對提升企業(yè)創(chuàng)新績效具有重要意義。本文運用中國企業(yè)—勞動力匹配調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了我國政府補貼的現(xiàn)實分布，并對其與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系進行了實證檢驗。實證結(jié)果表明，目前我國的政府補貼能夠?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響，但這一影響在獲補貼較多的大企業(yè)、國有企業(yè)中并不顯著。同時，現(xiàn)實的補貼分布并未帶來企業(yè)的實質(zhì)性創(chuàng)新，這也與補貼政策的初衷相悖。

本文的政策建議在于以下三個方面：

第一，調(diào)整補貼對象。專項性補貼是政府在特定時期內(nèi)對特定領域的特定對象的一種扶持手段，但隨著技術水平的提升，行業(yè)發(fā)展相對穩(wěn)定，這類補貼不僅收效甚微，反而可能會使得大量企業(yè)產(chǎn)生依賴，造成“補貼式發(fā)展”。政府應當重新定位，逐步取消專項性補貼，并將補貼提供給真正需要且收效更大的中小企業(yè)、民營企業(yè)，為充分的市場競爭創(chuàng)造條件，維護公平的競爭秩序。

第二，建立政府補貼公平機制。政府補貼應當遵循公平的原則，避免國企導向、大企業(yè)導向及非社會效益導向，避免資源過度集中于特定企業(yè)。補貼項目申請應當做到公平、公正、公開；項目審批需進一步完善同行專家評審機制，形成有效的第三方質(zhì)量監(jiān)督，防止尋租行為的出現(xiàn)。通過設立補貼領域的公平分配原則，以實現(xiàn)補貼資源的充分有效配置。

第三，完善補貼的市場化機制。轉(zhuǎn)型經(jīng)濟背景下，短期內(nèi)對于特定領域的補貼是必要的，但是應當調(diào)整補貼結(jié)構(gòu)，優(yōu)化補貼方式。補貼供給對象層面，政府應當減少直接面向企業(yè)端的補貼，逐步轉(zhuǎn)向消費端的補貼；補貼規(guī)模層面，補貼規(guī)模應與外部環(huán)境相適應，政府應當及時調(diào)整，建立單位補貼額度逐步降低的機制；補貼方式上，政府應當減少產(chǎn)業(yè)性大規(guī)模的直接收入補貼，轉(zhuǎn)向稅收、價格、利率等事后激勵。通過合理化補貼機制，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展創(chuàng)造公平的市場競爭環(huán)境。