劉 博,劉 振(教授),程鴻雁
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(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)導(dǎo)致作為承擔(dān)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(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資和提升公司價值,政府補(bǔ)貼成為各國普遍采用的干預(yù)經(jīng)濟(jì)的重要政策工具之一。政府“有形之手”能否通過政府補(bǔ)貼促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資和提升公司價值,一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注和爭論的焦點問題。①政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新投資。擠入效應(yīng)假說認(rèn)為:政府補(bǔ)貼能夠激勵企業(yè)增加技術(shù)創(chuàng)新,對企業(yè)創(chuàng)新投資具有擠入效應(yīng)[1]。但是擠出效應(yīng)假說認(rèn)為,政府補(bǔ)貼不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新,對企業(yè)創(chuàng)新投資具有擠出效應(yīng)[2]。而區(qū)間效應(yīng)假說認(rèn)為:在政府補(bǔ)貼的不同區(qū)間分別呈現(xiàn)“擠入效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”[3]。②創(chuàng)新投資與公司價值。價值創(chuàng)造觀認(rèn)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(rèn)為增加創(chuàng)新投資會降低公司價值[5]。③政府補(bǔ)貼與公司價值。Lee等[6]實證研究發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)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(bǔ)貼對水泥行業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響,但對汽車行業(yè)產(chǎn)生積極影響。
從上述文獻(xiàn)來看,分析政府補(bǔ)貼、創(chuàng)新投資與公司價值兩兩之間關(guān)系的文獻(xiàn)比較多,但是這些文獻(xiàn)在分析政府補(bǔ)貼與公司價值之間的關(guān)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(bǔ)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(bǔ)貼、創(chuàng)新投資與公司價值三者之間的關(guān)系有待進(jìn)一步厘清。
基于此,本文在政府補(bǔ)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(bǔ)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(bǔ)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(xiàn)主要體現(xiàn)在兩個方面:①在分析內(nèi)容上,打開了政府補(bǔ)貼與公司價值之間的“黑箱”,將政府補(bǔ)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(bǔ)貼與公司價值之間關(guān)系的中介作用,而且分析了股權(quán)集中度對政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新投資之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。②在中介效應(yīng)檢驗方法上,主要采用Bootstrapping檢驗方法。以前大部分文獻(xiàn)在分析中介效應(yīng)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(qiáng)的統(tǒng)計功效[9]。
由于創(chuàng)新投資具有信息非對稱性、高風(fēng)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(fēng)險壓力和動力不足。資源獲取觀認(rèn)為,政府補(bǔ)貼能夠直接補(bǔ)充企業(yè)稀缺的創(chuàng)新資源,彌補(bǔ)“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(rèn)為,企業(yè)獲得政府補(bǔ)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(guān)系,這有利于引導(dǎo)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(jìn)作用。風(fēng)險分擔(dān)理論認(rèn)為,由于創(chuàng)新投資具有高風(fēng)險性,政府補(bǔ)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(fēng)險??傊?,資源獲取觀、信號傳遞理論和風(fēng)險分擔(dān)理論均認(rèn)為政府補(bǔ)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(jìn)而提升公司價值。企業(yè)資源理論認(rèn)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(shù)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??傊?,創(chuàng)新理論和企業(yè)資源理論均認(rèn)為,增加創(chuàng)新投資能夠提升公司價值。
政府補(bǔ)貼對公司價值的影響可能存在創(chuàng)新投資的中介傳導(dǎo)作用,即存在“政府補(bǔ)貼→創(chuàng)新投資→公司價值”的路徑影響關(guān)系。上述分析表明,政府補(bǔ)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(bǔ)貼通過創(chuàng)新投資這一傳導(dǎo)機(jī)制對公司價值產(chǎn)生間接的促進(jìn)作用?;谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè):
假設(shè)1:政府補(bǔ)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。
在代理問題凸顯的現(xiàn)代公司,政府補(bǔ)貼對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響程度受到公司治理機(jī)制的影響,尤其在“一股獨大”現(xiàn)象較為嚴(yán)重的情形下,政府補(bǔ)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(bǔ)貼與創(chuàng)新投資之間關(guān)系的影響研究,學(xué)界主要存在支持和抑制兩大假說:支持假說認(rèn)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(guān)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(qiáng);抑制假說認(rèn)為隨著股權(quán)集中度的增加,控股股東承受的創(chuàng)新風(fēng)險會上升,面臨股份的流動性限制和資本鎖定風(fēng)險,大股東存在風(fēng)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(bǔ)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?;谏鲜龇治觯岢鲆韵聜鋼窦僭O(shè):
假設(shè)2A:股權(quán)集中度對政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新投資之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用;
假設(shè)2B:股權(quán)集中度對政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新投資之間的關(guān)系具有負(fù)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
本文以2007~2016年滬深A(yù)股上市公司為樣本,并對研究樣本進(jìn)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(jìn)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(jìn)行核對,對錯誤數(shù)據(jù)進(jìn)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。
為檢驗假設(shè)1(即中介效應(yīng)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(yīng)檢驗流程的思路,使用層次回歸法。模型設(shè)計如下:
模型(1)是政府補(bǔ)貼(Gov_sub)對公司價值(Tobinq)的影響的總效應(yīng)模型;模型(2)是政府補(bǔ)貼對創(chuàng)新投資(RDre)中介變量的直接影響關(guān)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(bǔ)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(yīng);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(shè)1,預(yù)計β1≠0、γ2≠0,且均顯著。
為檢驗假設(shè)2A和假設(shè)2B(即調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗),在模型(2)的基礎(chǔ)上,引入股權(quán)集中度(第一大股東持股比例)與政府補(bǔ)貼(政府資助/當(dāng)期營業(yè)收入)的交乘項,用符號Con×Gov表示。模型設(shè)計如下:
公司價值(Tobinq):借鑒劉振[13]的變量設(shè)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(shè)計,采用研發(fā)支出占當(dāng)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(shè)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(bǔ)貼(Gov_sub):借鑒佟愛琴、陳蔚[16]的變量設(shè)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(bǔ)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(bǔ)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(guān)研究文獻(xiàn),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。
表2顯示,在全樣本、國有控股和非國有控股企業(yè),政府補(bǔ)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(bǔ)貼強(qiáng)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(qiáng)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)。
1.中介效應(yīng)的回歸分析。考慮到國有控股企業(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(jìn)行分析,還對國有控股與非國有控股企業(yè)進(jìn)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(bǔ)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(bǔ)貼從總體上能夠提升公司價值,進(jìn)一步驗證了Lee等[6]的研究結(jié)論。在模型(2)中,政府補(bǔ)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(bǔ)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(jìn)一步驗證了擠入效應(yīng)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(jìn)一步驗證了“價值創(chuàng)造假說”。Bootstrap中介效應(yīng)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(shè),假設(shè)1通過顯著性檢驗,說明創(chuàng)新投資是政府補(bǔ)貼對公司價值影響的中介變量,即在全樣本企業(yè),政府補(bǔ)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(bǔ)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(bǔ)貼與公司價值之間的關(guān)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(bǔ)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(bǔ)貼從總體上能夠提升公司價值;模型(2)中,政府補(bǔ)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(bǔ)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(yīng)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(shè),假設(shè)1通過顯著性檢驗,說明創(chuàng)新投資是政府補(bǔ)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(bǔ)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(bǔ)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(bǔ)貼與公司價值之間的關(guān)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(bǔ)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(bǔ)貼從總體上能夠提升公司價值;模型(2)中,政府補(bǔ)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(bǔ)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(yīng)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(shè),假設(shè)1通過顯著性檢驗,說明創(chuàng)新投資是政府補(bǔ)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(bǔ)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(bǔ)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(bǔ)貼與公司價值之間的關(guān)系發(fā)揮部分中介作用。
表3 中介效應(yīng)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(bǔ)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(bǔ)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(yīng)的回歸分析。表4顯示,在全樣本中,股權(quán)集中度與政府補(bǔ)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(shè)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(bǔ)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(bǔ)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(shè)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(bǔ)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(bǔ)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(shè)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(bǔ)貼對創(chuàng)新投資的正向影響。
表4 調(diào)節(jié)效應(yīng)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(bǔ)貼與創(chuàng)新投資之間的關(guān)系均具有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用,即股權(quán)集中度抑制或弱化了政府補(bǔ)貼對創(chuàng)新投資的正向影響作用。
1.中介效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗。為檢驗中介效應(yīng)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性,主要對中介效應(yīng)模型進(jìn)行變量替換和滯后項分析。①在中介效應(yīng)模型中,將公司價值Tobinq[(股權(quán)市值+凈債務(wù)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(bǔ)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(yīng)的實證結(jié)果具有較強(qiáng)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(yīng)的穩(wěn)健性檢驗。為檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性,主要對調(diào)節(jié)效應(yīng)模型進(jìn)行變量替換。在調(diào)節(jié)效應(yīng)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(biāo)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(yīng)的實證結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。由于篇幅限制,回歸結(jié)果沒有在文中列出。
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(bǔ)貼與公司價值之間關(guān)系的中介作用,以及股權(quán)集中度對政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新投資之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。實證結(jié)果顯示:①政府補(bǔ)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(bǔ)貼與公司價值之間的關(guān)系發(fā)揮著部分中介作用,政府補(bǔ)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(bǔ)貼與創(chuàng)新投資之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用,股權(quán)集中度弱化了政府補(bǔ)貼對創(chuàng)新投資的正向影響。
在上述分析結(jié)論的基礎(chǔ)上,為促進(jìn)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(bǔ)貼力度。增加政府補(bǔ)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(biāo)(即創(chuàng)新強(qiáng)國)與企業(yè)目標(biāo)(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(dāng)補(bǔ)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(dān)企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險,而且政府補(bǔ)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(bǔ)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(guān)系等的存在,導(dǎo)致股權(quán)越集中,內(nèi)部人控制越嚴(yán)重[17],經(jīng)理人越有可能弱化政府補(bǔ)貼對創(chuàng)新投資的正向影響,實施個人利益最大化的機(jī)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(jī)規(guī)避創(chuàng)新風(fēng)險,或通過各種“隧道”工具侵占公司利益,更加弱化了政府補(bǔ)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(qiáng)政府補(bǔ)貼對創(chuàng)新投資的正向激勵作用,通過中介效應(yīng)傳導(dǎo)提升公司價值。