劉 博，劉 振（教授），程鴻雁

一、引言

十八大以來，我國加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，但由于市場失靈，技術創(chuàng)新的溢出效應導致作為承擔創(chuàng)新重要主體的企業(yè)創(chuàng)新投資不足和存在“搭便車”行為，社會創(chuàng)新資源配置難以實現(xiàn)帕累托最優(yōu)。為了克服市場失靈、促進企業(yè)創(chuàng)新投資和提升公司價值，政府補貼成為各國普遍采用的干預經(jīng)濟的重要政策工具之一。政府“有形之手”能否通過政府補貼促進企業(yè)創(chuàng)新投資和提升公司價值，一直是學術界關注和爭論的焦點問題。①政府補貼與創(chuàng)新投資。擠入效應假說認為：政府補貼能夠激勵企業(yè)增加技術創(chuàng)新，對企業(yè)創(chuàng)新投資具有擠入效應[1]。但是擠出效應假說認為，政府補貼不利于企業(yè)技術創(chuàng)新，對企業(yè)創(chuàng)新投資具有擠出效應[2]。而區(qū)間效應假說認為：在政府補貼的不同區(qū)間分別呈現(xiàn)“擠入效應”和“擠出效應”[3]。②創(chuàng)新投資與公司價值。價值創(chuàng)造觀認為增加創(chuàng)新投資能夠提升公司價值[4]，但是價值毀損觀認為增加創(chuàng)新投資會降低公司價值[5]。③政府補貼與公司價值。Lee等[6]實證研究發(fā)現(xiàn)政府補貼能夠提升公司價值，但是Osati、Hamidian[7]實證研究顯示取消政府補貼對水泥行業(yè)產(chǎn)生負面影響，但對汽車行業(yè)產(chǎn)生積極影響。

從上述文獻來看，分析政府補貼、創(chuàng)新投資與公司價值兩兩之間關系的文獻比較多，但是這些文獻在分析政府補貼與公司價值之間的關系時，忽視了創(chuàng)新投資的中介作用；基于代理問題分析政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響時，忽略了公司治理的調(diào)節(jié)作用，所以政府補貼、創(chuàng)新投資與公司價值三者之間的關系有待進一步厘清。

基于此，本文在政府補貼與公司價值之間嵌入創(chuàng)新投資中介變量，構(gòu)建“政府補貼→創(chuàng)新投資→公司價值”的邏輯分析框架，探討創(chuàng)新投資的中介作用；在分析政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響時，考慮了股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)作用。本文的貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：①在分析內(nèi)容上，打開了政府補貼與公司價值之間的“黑箱”，將政府補貼、創(chuàng)新投資、公司價值與股權(quán)集中度納入同一分析框架，不僅分析了創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間關系的中介作用，而且分析了股權(quán)集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間關系的調(diào)節(jié)作用。②在中介效應檢驗方法上，主要采用Bootstrapping檢驗方法。以前大部分文獻在分析中介效應時，主要采用因果判斷法[8]和Sobel檢驗，與因果法檢驗和Sobel檢驗方法相比，Bootstrapping檢驗方法具有更強的統(tǒng)計功效[9]。

二、理論分析與研究假設

（一）創(chuàng)新投資的中介效應

由于創(chuàng)新投資具有信息非對稱性、高風險性和正外部性等特征，企業(yè)創(chuàng)新投資往往面臨融資約束、風險壓力和動力不足。資源獲取觀認為，政府補貼能夠直接補充企業(yè)稀缺的創(chuàng)新資源，彌補“內(nèi)源融資缺口”[10]，緩解融資約束，減輕研發(fā)資金壓力。信號傳遞理論認為，企業(yè)獲得政府補貼向外部資金供給者傳遞的是利好信號，說明企業(yè)活動符合國家產(chǎn)業(yè)政策，企業(yè)與政府保持著良好的關系，這有利于引導更多的外部資源流入企業(yè)，有效解決企業(yè)外源融資難題，對企業(yè)創(chuàng)新投資具有顯著的促進作用。風險分擔理論認為，由于創(chuàng)新投資具有高風險性，政府補貼不僅能夠降低企業(yè)創(chuàng)新成本，而且能夠分散企業(yè)的創(chuàng)新風險?？傊Y源獲取觀、信號傳遞理論和風險分擔理論均認為政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資。

創(chuàng)新投資主要通過增加企業(yè)新產(chǎn)品和改善企業(yè)工藝流程來提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和競爭力，進而提升公司價值。企業(yè)資源理論認為，創(chuàng)新投資所創(chuàng)造的無形資產(chǎn)，以及研發(fā)過程所積累和培養(yǎng)的創(chuàng)新經(jīng)驗與研發(fā)能力等是企業(yè)的異質(zhì)性資源，擁有這些稀缺的、難以模仿和替代的異質(zhì)性資源的企業(yè)，具有持續(xù)的競爭優(yōu)勢。創(chuàng)新投資能夠提升企業(yè)的技術創(chuàng)新能力，使企業(yè)獲得區(qū)別于其他競爭對手的優(yōu)勢，保持競爭力，在市場競爭中形成產(chǎn)品差異化優(yōu)勢，提升企業(yè)的獲利能力和公司價值。總之，創(chuàng)新理論和企業(yè)資源理論均認為，增加創(chuàng)新投資能夠提升公司價值。

政府補貼對公司價值的影響可能存在創(chuàng)新投資的中介傳導作用，即存在“政府補貼→創(chuàng)新投資→公司價值”的路徑影響關系。上述分析表明，政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資，而創(chuàng)新投資能夠提升公司價值，政府補貼通過創(chuàng)新投資這一傳導機制對公司價值產(chǎn)生間接的促進作用?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O：

假設1：政府補貼通過創(chuàng)新投資中介變量對公司價值產(chǎn)生間接的正向影響。

（二）股權(quán)集中度的調(diào)節(jié)效應

在代理問題凸顯的現(xiàn)代公司，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響程度受到公司治理機制的影響，尤其在“一股獨大”現(xiàn)象較為嚴重的情形下，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響程度受到股權(quán)集中度的影響比較大。在股權(quán)集中的現(xiàn)代公司，對于控股大股東對政府補貼與創(chuàng)新投資之間關系的影響研究，學界主要存在支持和抑制兩大假說：支持假說認為大股東是企業(yè)創(chuàng)新投資的終極決策者，大股東持股比例越高，其利益與企業(yè)長期利益越一致，大股東會越關注企業(yè)的長期發(fā)展而不是短期回報，增加創(chuàng)新投資的動力和能力就越強；抑制假說認為隨著股權(quán)集中度的增加，控股股東承受的創(chuàng)新風險會上升，面臨股份的流動性限制和資本鎖定風險，大股東存在風險規(guī)避心理，對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生消極影響[11]，從而減少創(chuàng)新投資。所以政府補貼對創(chuàng)新投資的影響作用受股權(quán)集中度的影響，控股大股東可能發(fā)揮“支持之手”的作用，也可能發(fā)揮“抑制之手”的作用?；谏鲜龇治?，提出以下備擇假設：

假設2A：股權(quán)集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間的關系具有正向調(diào)節(jié)作用；

假設2B：股權(quán)集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間的關系具有負向調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本文研究的概念框架如下圖所示。

概念框架圖

三、研究設計

（一）研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以2007～2016年滬深A股上市公司為樣本，并對研究樣本進行了如下篩選：首先，剔除金融類企業(yè)；其次，選擇在公司年報附注中披露了R&D支出數(shù)據(jù)的上市公司；然后，因ST和?ST公司經(jīng)營活動可能存在異常變動，故剔除該類公司，以及數(shù)據(jù)缺失的上市公司；最后，對于連續(xù)變量，運用箱線圖探測其是否存在異常值，對于出現(xiàn)異常值的變量，運用Winsorize進行縮尾處理。數(shù)據(jù)主要來源于CS?MAR數(shù)據(jù)庫、銳思數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，以及證監(jiān)會指定的網(wǎng)站和中國證券報等，并抽取部分樣本數(shù)據(jù)與上市公司年報進行核對，對錯誤數(shù)據(jù)進行了修正，最后得到總樣本7736個，其中，國有控股企業(yè)和非國有控股企業(yè)的樣本數(shù)量分別為2539個和5197個。

（二）模型設計與變量界定

為檢驗假設1（即中介效應檢驗），主要借鑒Baron、Kenny[8]的因果分析方法，以及溫忠麟、葉寶娟[12]中介效應檢驗流程的思路，使用層次回歸法。模型設計如下：

模型（1）是政府補貼（Gov_sub）對公司價值（Tobinq）的影響的總效應模型；模型（2）是政府補貼對創(chuàng)新投資（RDre）中介變量的直接影響關系模型，β1≠0且顯著是中介作用存在的必要條件；模型（3）是創(chuàng)新投資和政府補貼對公司價值的直接影響模型，γ2≠0且顯著是中介作用存在的必要條件。Boot?strapping檢驗：如果百分位置信區(qū)間和偏差校正的置信區(qū)間均不包含0，說明存在中介效應；并且如果γ1≠0，說明創(chuàng)新投資發(fā)揮部分中介作用；如果γ1=0，說明創(chuàng)新投資發(fā)揮完全中介作用。根據(jù)研究假設1，預計β1≠0、γ2≠0，且均顯著。

為檢驗假設2A和假設2B（即調(diào)節(jié)效應檢驗），在模型（2）的基礎上，引入股權(quán)集中度（第一大股東持股比例）與政府補貼（政府資助/當期營業(yè)收入）的交乘項，用符號Con×Gov表示。模型設計如下：

公司價值（Tobinq）：借鑒劉振[13]的變量設計，采用托賓Q值作為公司價值的代理變量。

創(chuàng)新投資（RDre）：借鑒劉振[14]的變量設計，采用研發(fā)支出占當期營業(yè)收入的比例作為企業(yè)創(chuàng)新投資的代理變量。在穩(wěn)健性檢驗中，借鑒劉振[13]的變量設計，采用研發(fā)支出占期末資產(chǎn)總額的比例作為企業(yè)創(chuàng)新投資的代理變量。

股權(quán)集中度（Con_own）：借鑒唐松、孫錚[15]的做法，采用第一大股東持股比例衡量股權(quán)集中度。

政府補貼（Gov_sub）：借鑒佟愛琴、陳蔚[16]的變量設計方法，采用政府資助占期末資產(chǎn)總額的比例作為政府補貼的代理變量。在穩(wěn)健性檢驗中，采用政府資助占營業(yè)收入的比例作為政府補貼的代理變量。

控制變量（Control）：借鑒劉振[14]、唐松和孫錚[15]等相關研究文獻，控制變量主要包括凈資產(chǎn)收益率（Roe）、董事會規(guī)模（Lnbd_size）、董事會結(jié)構(gòu)（BD_stru）、資本結(jié)構(gòu)（Lever）、公司規(guī)模（Lnasset）、公司成立年數(shù)（Lnyear）。

主要變量的名稱、符號和定義見表1。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2顯示，在全樣本、國有控股和非國有控股企業(yè)，政府補貼（Gov_sub）的平均值分別為0.010、0.008和0.011，說明國有控股企業(yè)的政府補貼強度小于非國有控股企業(yè)；創(chuàng)新投資（RDre）的平均值分別為0.039、0.029和0.044，說明國有控股企業(yè)的研發(fā)強度小于非國有控股企業(yè)；公司價值（Tobinq）的平均值分別為2.828、2.322和3.075，說明國有控股企業(yè)的公司價值小于非國有控股企業(yè)；股權(quán)集中度（Con_own）的平均值分別為33.779%、36.621%和32.390%，說明國有控股企業(yè)的股權(quán)集中度高于非國有控股企業(yè)。

（二）回歸分析

1.中介效應的回歸分析?？紤]到國有控股企業(yè)與非國有控股企業(yè)的治理環(huán)境存在差異，除了對全樣本企業(yè)進行分析，還對國有控股與非國有控股企業(yè)進行了分樣本檢驗。回歸結(jié)果見表3。

表1 變量名稱、符號與定義

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表3顯示，在全樣本中：模型（1）中，政府補貼（Gov_sub）的回歸系數(shù)為8.885，T值為8.08，在1%的水平上顯著，說明在全樣本中政府補貼從總體上能夠提升公司價值，進一步驗證了Lee等[6]的研究結(jié)論。在模型（2）中，政府補貼（Gov_sub）的回歸系數(shù)為0.814，T值為26.96，在1%的水平上顯著，說明政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資，與Katrin[1]的研究結(jié)論一致，進一步驗證了擠入效應假說。在模型（3）中，創(chuàng)新投資（RDre）的回歸系數(shù)為4.040，T值為9.79，在1%的水平上顯著，說明創(chuàng)新投資能夠提升公司價值，與Hirschey等[4]的研究結(jié)論一致，進一步驗證了“價值創(chuàng)造假說”。Bootstrap中介效應檢驗：百分位置信區(qū)間和偏差矯正置信區(qū)間分別為［4.9159，7.0773］和［4.9444，7.1018］，置信區(qū)間均未包含0，拒絕原假設，假設1通過顯著性檢驗，說明創(chuàng)新投資是政府補貼對公司價值影響的中介變量，即在全樣本企業(yè)，政府補貼通過創(chuàng)新投資這一中介變量對公司價值產(chǎn)生間接的正向影響，并且在模型（3）中，政府補貼的回歸系數(shù)為5.595，T值為4.89，在1%的水平上顯著，說明創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間的關系發(fā)揮部分中介作用。

表3顯示，在國有控股企業(yè)中：模型（1）中，政府補貼（Gov_sub）的回歸系數(shù)為4.254，T值為2.29，在5%的水平上顯著，說明在國有控股企業(yè)中政府補貼從總體上能夠提升公司價值；模型（2）中，政府補貼（Gov_sub）的回歸系數(shù)為0.758，T值為13.67，在1%的水平上顯著，說明政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資；模型（3）中，創(chuàng)新投資（RDre）的回歸系數(shù)為2.143，T值為3.20，在1%的水平上顯著，說明創(chuàng)新投資能夠提升公司價值。Bootstrap中介效應檢驗：百分位置信區(qū)間和偏差矯正置信區(qū)間分別為［1.9623，5.0105］和［1.9802，5.0290］，置信區(qū)間均未包含0，拒絕原假設，假設1通過顯著性檢驗，說明創(chuàng)新投資是政府補貼對公司價值影響的中介變量，即在國有控股企業(yè)中政府補貼通過創(chuàng)新投資這一中介變量對公司價值產(chǎn)生間接的正向影響。并且在模型（3）中，政府補貼（Gov_sub）的回歸系數(shù)為2.630，T值為1.77，在10%的水平上顯著，說明在國有控股企業(yè)中創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間的關系發(fā)揮部分中介作用。

表3顯示，在非國有控股企業(yè)中：模型（1）中，政府補貼（Gov_sub）的回歸系數(shù)為11.41，T值為8.55，在1%的水平上顯著，說明在非國有控股企業(yè)中政府補貼從總體上能夠提升公司價值；模型（2）中，政府補貼（Gov_sub）的回歸系數(shù)為0.844，T值為23.28，在1%的水平上顯著，說明政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資；模型（3）中，創(chuàng)新投資（RDre）的回歸系數(shù)為4.848，T值為9.55，在1%的水平上顯著，說明創(chuàng)新投資能夠提升公司價值。Bootstrap中介效應檢驗：百分位置信區(qū)間和偏差矯正置信區(qū)間分別為［5.7456，8.5213］和［5.7528，8.5496］，置信區(qū)間均未包含0，拒絕原假設，假設1通過顯著性檢驗，說明創(chuàng)新投資是政府補貼對公司價值影響的中介變量，即在非國有控股企業(yè)中政府補貼通過創(chuàng)新投資這一中介變量對公司價值產(chǎn)生間接的正向影響。并且在模型（3）中，政府補貼（Gov_sub）的回歸系數(shù)為7.317，T值為5.26，在1%的水平上顯著，說明在非國有控股企業(yè)中創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間的關系發(fā)揮部分中介作用。

表3 中介效應的回歸結(jié)果

總之，無論在全樣本、國有控股企業(yè)樣本還是非國有控股企業(yè)樣本中，政府補貼通過創(chuàng)新投資這一中介變量對公司價值產(chǎn)生間接的正向影響，并且在政府補貼對公司價值的間接影響中，創(chuàng)新投資發(fā)揮著部分中介作用。

2.調(diào)節(jié)效應的回歸分析。表4顯示，在全樣本中，股權(quán)集中度與政府補貼的交乘項（Con×Gov）的回歸系數(shù)為-0.0056，T值為-3.56，在1%的水平上顯著，假設2B通過顯著性檢驗，說明在全樣本企業(yè)中股權(quán)集中度抑制或弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。在國有控股企業(yè)中，股權(quán)集中度與政府補貼的交乘項（Con×Gov）的回歸系數(shù)為-0.0072，T值為-2.42，在5%的水平上顯著，假設2B通過顯著性檢驗，說明在國有控股企業(yè)中股權(quán)集中度抑制或弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。在非國有控股企業(yè)中，股權(quán)集中度與政府補貼的交乘項（Con×Gov）的回歸系數(shù)為-0.0050，T值為-2.66，在1%的水平上顯著，假設2B通過顯著性檢驗，說明在非國有控股企業(yè)中股權(quán)集中度抑制或弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。

表4 調(diào)節(jié)效應的回歸結(jié)果

總之，無論在全樣本、國有控股企業(yè)還是非國有控股企業(yè)，股權(quán)集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間的關系均具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用，即股權(quán)集中度抑制或弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.中介效應的穩(wěn)健性檢驗。為檢驗中介效應回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，主要對中介效應模型進行變量替換和滯后項分析。①在中介效應模型中，將公司價值Tobinq［（股權(quán)市值+凈債務市值）/期末資產(chǎn)總額］用Pb_rate（每股股價/每股凈資產(chǎn)）替換；將創(chuàng)新投資RDre（研發(fā)支出/本期營業(yè)收入）用RDas（研發(fā)支出/期末總資產(chǎn)）替換。②將政府補貼變量（Gov_sub）用滯后一期的變量（Lgov_sub）替換。其他變量不變，回歸結(jié)果與表3基本一致，說明中介效應的實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。由于篇幅限制，回歸結(jié)果沒有在文中列出。

2.調(diào)節(jié)效應的穩(wěn)健性檢驗。為檢驗調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，主要對調(diào)節(jié)效應模型進行變量替換。在調(diào)節(jié)效應模型中，將創(chuàng)新投資RDre（研發(fā)支出/本期營業(yè)收入）用RDas（研發(fā)支出/期末總資產(chǎn)）指標替換，其他變量不變，回歸結(jié)果與表4基本一致，說明調(diào)節(jié)效應的實證結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。由于篇幅限制，回歸結(jié)果沒有在文中列出。

五、研究結(jié)論與建議

本文以2007～2016年我國A股上市公司為樣本，運用多元回歸分析模型，實證分析了創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間關系的中介作用，以及股權(quán)集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間關系的調(diào)節(jié)作用。實證結(jié)果顯示：①政府補貼能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資，而創(chuàng)新投資能夠創(chuàng)造公司價值；②創(chuàng)新投資對政府補貼與公司價值之間的關系發(fā)揮著部分中介作用，政府補貼通過創(chuàng)新投資中介變量對公司價值產(chǎn)生間接的正向影響；③股權(quán)集中度對政府補貼與創(chuàng)新投資之間的關系具有調(diào)節(jié)作用，股權(quán)集中度弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。

在上述分析結(jié)論的基礎上，為促進企業(yè)增加創(chuàng)新投資，實現(xiàn)社會創(chuàng)新資源優(yōu)化配置和提升公司價值，提出兩點對策建議：①適度加大政府補貼力度。增加政府補貼，能夠激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資，從而提升公司價值，實現(xiàn)政府目標（即創(chuàng)新強國）與企業(yè)目標（即公司價值最大）兼容。在全球競爭壓力下和我國創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的指引下，無論是國有控股企業(yè)還是非國有控股企業(yè)，都面臨戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型或加大創(chuàng)新投資的資金壓力，由于創(chuàng)新投資具有正外部性和信息非對稱性，政府適當補貼，不僅能夠有效緩解企業(yè)創(chuàng)新投資正外部性難題和分擔企業(yè)創(chuàng)新風險，而且政府補貼的信號傳遞作用能夠緩解企業(yè)創(chuàng)新融資約束，激勵企業(yè)增加創(chuàng)新投資，這不僅能夠?qū)崿F(xiàn)企業(yè)價值最大化，而且能夠?qū)崿F(xiàn)社會創(chuàng)新資源配置優(yōu)化。②適度降低企業(yè)的股權(quán)集中度，因為股權(quán)集中度會弱化政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。在國有控股企業(yè)中，所有者“虛位”和多層委托代理關系等的存在，導致股權(quán)越集中，內(nèi)部人控制越嚴重[17]，經(jīng)理人越有可能弱化政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響，實施個人利益最大化的機會主義行為。在非國有控股企業(yè)中，股權(quán)集中度越高，控股大股東越有動機規(guī)避創(chuàng)新風險，或通過各種“隧道”工具侵占公司利益，更加弱化了政府補貼對創(chuàng)新投資的正向影響。企業(yè)股權(quán)集中度的適度降低，不僅能夠遏制經(jīng)理人的“自利”行為，而且能夠遏制控股大股東的“隧道”行為，增強政府補貼對創(chuàng)新投資的正向激勵作用，通過中介效應傳導提升公司價值。