田紅娜　劉思琦

摘 要：基于中國醫(yī)藥制造業(yè)32家上市公司2008—2017年的動態(tài)面板數據，運用一步系統(tǒng)GMM法實證檢驗政府補貼的資助效果，并通過建立門檻回歸模型分析政府補貼對綠色研發(fā)投入的非線性作用機制。研究結果表明：政府補貼對醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入具有顯著的激勵作用;政府補貼對不同規(guī)模和所有制結構企業(yè)的資助效果存在差異化，政府補貼對小規(guī)模、非國有企業(yè)的激勵作用僅在當期通過顯著性檢驗;門檻效應檢驗結果表明在不同的政府補貼強度下，政府補貼存在顯著的雙重門檻效應，隨著政府補貼強度的提高，政府補貼對綠色研發(fā)投入的作用彈性先增強后減弱。

關 鍵 詞：政府補貼;綠色研發(fā)投入;醫(yī)藥制造企業(yè);一步系統(tǒng)GMM法;門檻效應

DOI：10.16315/j.stm.2019.06.013

中圖分類號： F 273.1

文獻標志碼： A

Research on the impact of government subsidies on green R&D investment： an empirical examining based on Chinas pharmaceutical manufacturing enterprises

TIAN Hong-na， LIU Si-qi

（School of Economic and Management， Harbin University of Science and Technology， Harbin 150040， China）

Abstract：Based on the dynamic panel data of 32 listed firms in Chinas pharmaceutical manufacturing industry from 2008 to 2017， this study uses one-step system GMM method to discuss the effect of government subsidies. Meanwhile， this paper empirically analyzes the non-linear mechanism of government subsidies on green R&D investment by establishing a threshold regression model. The results show that： Firstly， government subsidies have a significant incentive effect on green R&D investment of pharmaceutical manufacturing enterprises. Secondly， the incentive effect of government subsidies is different because of the enterprises with different scales and ownership structures. The positive promotion effect of government subsidies on small-scale and non-state-owned enterprises only passes the significance test in the current period. Finally， the threshold effect test results show that there is a significant double threshold effect of government subsidies under different government subsidies intensity levels. With the increase of government subsidies intensity， the effect of government subsidies on green R&D investment first increases and then weakens.

Keywords：government subsidies; green R&D investment; pharmaceutical manufacturing enterprises; one-step system GMM; threshold effect

技術創(chuàng)新是提高企業(yè)核心競爭力的重要手段，也是我國實現技術追趕和成為創(chuàng)新型國家的關鍵。十八大報告強調我國要堅持實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，這明確了技術創(chuàng)新在國家發(fā)展全局中的核心地位。醫(yī)藥制造業(yè)作為高技術產業(yè)之一，更需要不斷提高技術創(chuàng)新水平，以便在激烈的市場競爭中脫穎而出。然而，資源和環(huán)境的雙重約束嚴重制約了技術創(chuàng)新的開展。在此背景下，中國“十三五”規(guī)劃綱要提出綠色發(fā)展的理念，提倡在引導企業(yè)提高創(chuàng)新效率的同時，大力開展綠色技術創(chuàng)新活動。為此，我國中央及地方政府出臺了大量支持創(chuàng)新的補貼政策，試圖通過科技撥款的手段向醫(yī)藥制造企業(yè)提供研發(fā)資助，以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新積極性。綠色研發(fā)投入作為綠色技術創(chuàng)新活動的資源支撐，對促進企業(yè)污染治理和清潔生產技術創(chuàng)新產生直接影響，是提高碳生產率、實現經濟和生態(tài)效益共同增長的重要途徑。那么，現階段我國政府補貼政策對醫(yī)藥制造業(yè)的綠色研發(fā)投入是否起到了激勵作用？此激勵作用是否存在門檻值？本文對上述問題的探討不僅有助于深入了解當前我國政府補貼政策體系，更為進一步完善政府補貼政策提供理論依據，以更好地推動醫(yī)藥制造企業(yè)實現綠色經濟和生態(tài)效益的協(xié)調發(fā)展[1]。

本文的創(chuàng)新點如下：第一，由于綠色研發(fā)投入的測度和量化存在一定局限性，故鮮有文獻涉及到政府補貼對綠色研發(fā)投入的影響，本文彌補了現階段研究的不足;第二，使用一步系統(tǒng)GMM法進行估計分析，有效緩解了政府補貼與綠色研發(fā)投入之間的內生性問題;第三，政府補貼對綠色研發(fā)投入的影響是一個動態(tài)過程，本文充分考慮到時滯性因素對估計結果的影響，并建立了動態(tài)回歸模型;第四，創(chuàng)新性地構建政府補貼對醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入的門檻回歸模型，以政府補貼強度為門檻變量并對門檻值進行估算。

1 文獻綜述

綠色技術創(chuàng)新的雙重外部性以及R&D市場綠色資源配置失靈等問題，可能會使綠色研發(fā)投入達不到社會最優(yōu)規(guī)模，這恰恰為政府補貼的干預提供了理由和動力。由于學術界中關于政府補貼對綠色研發(fā)投入影響的研究十分匱乏，學者們對政府補貼與研發(fā)投入之間關系的研究成果為本文提供了有價值的參考和借鑒。

當前學術界針對政府補貼與研發(fā)投入之間關系的觀點尚未統(tǒng)一。一方面，部分學者認為政府補貼能夠正向促進研發(fā)投入的增加，即政府補貼的資助效果體現為“杠桿效應”。從資源屬性出發(fā)，Guo等[2]認為政府補貼可以通過補充企業(yè)自身所缺乏的創(chuàng)新資源，降低企業(yè)創(chuàng)新活動的風險和成本，從而促進企業(yè)的研發(fā)投入。姚東旻等[3]發(fā)現政府補貼對于企業(yè)研發(fā)投入的影響不僅僅是簡單的“錦上添花”，更具有顯著的長期指引作用。路春城等[4]研究同樣證實了這一觀點。從信號屬性出發(fā)，政府補貼是中央及地方政府針對國家重點發(fā)展的、市場表現良好的行業(yè)或企業(yè)提供的研發(fā)資助[5]，企業(yè)獲得補貼越多意味著企業(yè)的市場發(fā)展前景越好，這有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新積極性，促進內部研發(fā)投入增加。任海云等[6]指出政府的補貼行為在某種意義上傳遞出受補貼企業(yè)和創(chuàng)新項目得到國家認可的利好投資信號，有利于企業(yè)得到外部投資者的支持并緩解創(chuàng)新融資約束問題，從而促進企業(yè)增加內部研發(fā)投入。

另一方面，還有學者認為政府補貼對研發(fā)投入產生負向影響，即政府補貼的資助效果體現為“擠出效應”。首先，各級政府在向企業(yè)提供“援助之手”時，更加注重政企關系的密切程度，反而忽視了企業(yè)的創(chuàng)新意愿?？抵居耓7]發(fā)現在這種情況下，企業(yè)會通過千方百計增進政企關系來套取政府補貼，直接實現企業(yè)利潤的增加，反而不愿意將內部資金投入到風險性高的創(chuàng)新項目中。Lach[8]認為政府在實施補貼計劃時，往往更傾向于資助成功率和回報率高的創(chuàng)新項目，而這些項目通常也會得到企業(yè)內部資金的青睞。此時，政府補貼對企業(yè)來說反而是多余的，獲得資助的企業(yè)會直接用政府資金替代企業(yè)內部研發(fā)投入[9]。最后，在創(chuàng)新要素供給不變的前提下，政府補貼會在一定程度上增加企業(yè)對創(chuàng)新要素的需求，經市場機制的傳導就會表現為創(chuàng)新要素價格的上升（如高水平研發(fā)人員的工資）[10-11]，最終改變企業(yè)購買創(chuàng)新要素的意愿、降低企業(yè)內部研發(fā)投資的積極性。

通過對國內外文獻的梳理，我們發(fā)現目前僅有零星文獻提及與本文相關的內容，如何小鋼[12]指出如果不存在政府補貼政策的干預，企業(yè)將不會引進或采用綠色技術，從而不利于企業(yè)綠色資金的投入。Li等[13]、王娟茹等[14]認為逐利的制造企業(yè)在政府補貼的引導下，容易產生并強化清潔生產技術創(chuàng)新的意愿及行為，從而促進企業(yè)將綠色研發(fā)資金投入到產品生命周期的各個環(huán)節(jié)中。但上述文獻并沒有將政府補貼與綠色研發(fā)投入作為研究主題進行深入探討。此外，政府補貼對醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入是否存在非線性作用機制是學術界的一個空白點。本文擬建立動態(tài)模型，采用一步系統(tǒng)GMM法闡釋政府補貼對醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入的影響，通過門檻回歸模型進一步拓展分析，明確政府補貼對綠色研發(fā)投入是否存在門檻效應，并識別出具體的門檻數和門檻估計值。

2 研究設計

2.1 數據來源與樣本選取

本文數據主要來源于醫(yī)藥制造業(yè)A股上市公司的年報，通過國泰安和Wind數據庫收集企業(yè)年報并對相關數據進行整理。由于我國2007年新執(zhí)行的會計準則中對研發(fā)投入的處理方式做了很大改動，同時本文所需的數據部分來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，該年鑒尚未公布2018年的數據，因此本文將樣本時間跨度確定為2008—2017年。樣本企業(yè)的篩選過程具體如下：首先，剔除表示連續(xù)兩年虧損的ST上市公司和連續(xù)3年虧損并收到退市警告的*ST上市公司;其次，剔除2008年及以后年度上市的醫(yī)藥制造企業(yè);最后，選取32家在2008—2017年間連續(xù)經營的醫(yī)藥制造上市公司作為本文的研究樣本。

2.2 變量定義與測量

1）被解釋變量。綠色研發(fā)投入（GRD）的測算借鑒殷寶慶等[15]的做法并進行了改進，將各醫(yī)藥制造企業(yè)所在省份的環(huán)境規(guī)制引致企業(yè)內部研發(fā)投入增加部分視作企業(yè)的綠色研發(fā)投入。具體測算步驟如下：第一，構建各省份環(huán)境規(guī)制影響研發(fā)投入的模型，測算各省份θ1、θ2、θ3的取值。

其中：γ為常數項，i和t分別表示省份和年份，θ表示各變量的回歸系數（θ1表示各省份的研發(fā)投入對環(huán)境規(guī)制強度的彈性，也可近似看作企業(yè)研發(fā)投入對其所在省份環(huán)境規(guī)制強度的彈性），RD為各省份的內部研發(fā)投入，REG為各省份的環(huán)境規(guī)制強度，用人均GDP來近似衡量[16]，RDS表示各省份的政府補貼，VA表示各省份的工業(yè)增加值。上述指標數據中各省份的研發(fā)投入和政府補貼數據來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》，人均GDP和工業(yè)增加值來源于國家統(tǒng)計局。

第二，分別將θ1和各醫(yī)藥制造企業(yè)內部研發(fā)投入及其所在省份的環(huán)境規(guī)制強度代入式（2），即可對醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入進行測算。其中醫(yī)藥制造企業(yè)內部研發(fā)投入的數據披露在合并資產負債表中“開發(fā)支出”科目和附注中的“支付其他與經營活動有關的現金”或“管理費用”的明細項中。此外，考慮到物價變動因素可能對綠色研發(fā)投入產生影響，本文將使用R&D價格指數對企業(yè)綠色研發(fā)投入進行平減處理，轉換為2002年不變價。關于R&D價格指數的構建，本文借鑒學者們普遍認可的做法，將固定資產價格指數的比重定為0.45，居民消費價格指數的比重定為0.55，即R&D價格指數=固定資產投資價格指數×0.45+居民消費價格指數×0.55[17]。同時，為了避免異方差現象的產生，對平減后的綠色研發(fā)投入取對數。

2）核心解釋變量。政府補貼（SUB）主要通過直接的現金補貼以及間接的稅收優(yōu)惠、財政貼息等方式無償向企業(yè)提供貨幣性資產或非貨幣性資產，但不包括政府作為企業(yè)實際所有者投入的資本。本文借鑒OECD創(chuàng)新調查手冊中的分類標準，將政府補貼定義為用于促進創(chuàng)新活動的政府資金支持，去除扶貧項目、就業(yè)和拆遷補償、匯票貼現補貼等與創(chuàng)新活動無關的補貼。政府補貼的數據披露在醫(yī)藥制造企業(yè)年報“營業(yè)外收入”科目下的明細項中。同樣以2002年為基期，采用R&D價格指數對政府補貼進行平減處理，并取對數。

3）控制變量。參考以前學者的研究[18]，本文選取以下變量作為控制變量：資產負債率（LEV），選取企業(yè)期末總負債與總資產的比值表示;資產收益率（ROA），選取企業(yè)凈利潤與總資產的比值表示;固定資產比率（FAR），選取企業(yè)固定資產總額占總資產的比重表示;企業(yè)年齡（AGE），用樣本企業(yè)當年年份減去企業(yè)成立年份表示。

2.3 模型設定

為了驗證政府補貼對醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入存在何種效應，本文將政府補貼作為核心解釋變量來構建模型，并引入被解釋變量綠色研發(fā)投入的滯后一期作為解釋變量。同時，為避免遺漏其他重要變量引起的估計有偏，特在模型中引入政府補貼的滯后一期進行分析，構建模型如下：

其中：GRDit為醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入，SUBit為醫(yī)藥制造企業(yè)獲得的政府補貼，Xit為各控制變量，包括企業(yè)年齡、資產負債率、資產收益率和固定資產比率。c為常數項，α為各變量的回歸系數，i為醫(yī)藥制造企業(yè)，t為時間，λi、μt、εit分別表示地區(qū)固定效應、年份固定效應以及隨機擾動項。

3 實證檢驗

3.1 描述性統(tǒng)計與相關性分析

本文根據企業(yè)的總資產規(guī)模和實際控制人，將樣本企業(yè)分別劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)，并對2008—2017年的數據樣本進行了描述性統(tǒng)計，以更直觀的反映出數據分布特征，具體結果，如表1所示。從表1中可以看出，醫(yī)藥制造企業(yè)總體綠色研發(fā)投入的最大值為18.915，最小值為10.905，表明企業(yè)間的綠色研發(fā)投入存在較大的差異。政府補貼的均值為16.261，小于中位數16.458，說明樣本企業(yè)中僅有少部分企業(yè)獲得了較高的政府補貼。大規(guī)模企業(yè)的綠色研發(fā)投入和獲得的政府補貼均高于小規(guī)模企業(yè);非國有企業(yè)獲得的政府補貼均值為16.179，低于國有企業(yè)的16.333，但非國有企業(yè)的綠色研發(fā)投入均值卻高于國有企業(yè)，說明盡管非國有企業(yè)獲得的政府補貼較低，但政府補貼在企業(yè)內發(fā)揮了更加顯著的“杠桿效應”。

同時，本文對變量進行了Pearson相關性分析，結果表明政府補貼與綠色研發(fā)投入之間存在顯著正相關關系。為了確保模型中各變量之間不存在嚴重的多重共線性問題，本文對模型進行了多重共線性檢驗，結果表明變量最大的方差膨脹因子VIFmax為1.26，遠遠低于10，說明模型通過了多重共線性檢驗。

3.2 單位根檢驗與面板協(xié)整檢驗

為避免“偽回歸”現象的存在，需要在回歸之前對變量的平穩(wěn)性進行檢驗。本文分別采用LLC檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-PP檢驗4種方法進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表2所示，所有變量在一階差分后均是平穩(wěn)的。

在確定變量序列的平穩(wěn)性后，仍需考察變量間的長期均衡關系。本文分別使用Kao檢驗和Pedroni檢驗對面板數據進行協(xié)整檢驗，如表3所示。從檢驗結果中可以看出，KAO檢驗和Pedroni檢驗結果中的Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic、Group PP-Statistic以及Group ADF-Statistic均在1%顯著水平上通過協(xié)整檢驗，說明變量之間存在長期均衡關系，可以進行后續(xù)的回歸分析。

3.3 回歸分析

由于本文構建的是動態(tài)模型，引入了被解釋變量的滯后一期作為解釋變量，導致滯后一期的綠色研發(fā)投入與當期的隨機擾動項相關，從而產生較為嚴重的內生性問題。為了克服上述內生性問題，本文選擇一步系統(tǒng)GMM法進行估計。為了避免工具變量選取過多，本文通過Hansen檢驗來判斷工具變量選取的有效性，根據Roodman[19]的研究，當Hansen檢驗值在0.10～0.25區(qū)間時工具變量選取有效。同時利用AR檢驗對隨機擾動項是否存在序列自相關進行檢驗，當AR（2）檢驗值大于0.05時通過檢驗。

本文采用Stata15.1軟件對32家醫(yī)藥制造企業(yè)2008—2017年的動態(tài)面板數據進行了回歸分析，如表4所示。從表4的回歸結果來看，所有的AR（2）值均大于0.05，即不存在二階自相關，同時Hansen檢驗值均保持在0.10～0.25區(qū)間內，說明選取的工具變量均有效，因此本文采取一步系統(tǒng)GMM法進行估計的結果是一致和可靠的。滯后一期綠色研發(fā)投入對當期綠色研發(fā)投入的影響表現為正向促進作用，并通過了顯著性檢驗，意味著醫(yī)藥制造企業(yè)的綠色研發(fā)投入具有累積效應，即本文構建動態(tài)模型并回歸是合理的?？倶颖净貧w結果中，當期和滯后一期的政府補貼分別在1%和10%的顯著性水平上正向促進醫(yī)藥制造企業(yè)的綠色研發(fā)投入，并且當期的促進效應更加顯著。原因在于醫(yī)藥制造企業(yè)進行新藥研發(fā)的周期長、風險大，需要大量資金投入作為保障，政府補貼的支持能夠降低企業(yè)綠色創(chuàng)新過程中的“試錯成本”和風險，從而激勵醫(yī)藥制造企業(yè)增加內部的綠色研發(fā)投入。

為了研究政府補貼對醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入的影響是否會隨著企業(yè)規(guī)模和所有制結構的變化而產生差異，本文進行了分組回歸。分組回歸的結果中，政府補貼對大規(guī)模企業(yè)綠色研發(fā)投入的促進作用在當期和滯后1期均通過顯著性檢驗，對小規(guī)模企業(yè)綠色研發(fā)投入的正向促進作用僅在當期顯著;政府補貼對國有企業(yè)綠色研發(fā)投入的促進作用僅在當期顯著，對非國有企業(yè)的促進作用則在當期和滯后1期均顯著。具體來說，政府補貼對不同規(guī)模和所有制結構企業(yè)綠色研發(fā)投入的影響效應呈現差異化的主要原因在于：第一，與大規(guī)模企業(yè)相比，小規(guī)模企業(yè)具有較高的創(chuàng)新敏感度和動力，但同時其面臨的融資約束較大。政府向小規(guī)模企業(yè)提供資金扶持能夠有效緩解企業(yè)資金壓力，從而調動企業(yè)創(chuàng)新積極性并將內部資金投入到早期瞄準的綠色創(chuàng)新項目中。然而小規(guī)模企業(yè)內部資金量長期處于較低的水平，對于后續(xù)的綠色創(chuàng)新資金投入明顯力不從心，故造成了政府補貼當期對小規(guī)模企業(yè)的影響效應在1%水平上顯著，而滯后一期的影響效應不顯著的局面。第二，從政策迎合理論來看，國有企業(yè)作為政府政策的“代言人”，需要在一定程度上承擔政策實施的引導責任[20]。企業(yè)在獲得政府補貼后會積極響應國家的政策號召，參與到綠色創(chuàng)新活動中，因此政府補貼對國有企業(yè)綠色研發(fā)投入的激勵效應在當期通過了1%的顯著性檢驗。但由于國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動并不是自發(fā)的而是被動的，故政府補貼對企業(yè)后續(xù)綠色研發(fā)投入的影響并不顯著。

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[編輯：厲艷飛]

收稿日期： 2019-08-20

基金項目： 黑龍江省哲學社會科學研究規(guī)劃項目（16GLB02; 19GLB082）;哈爾濱理工大學“理工英才”計劃2018年度杰出青年項目（LGYC2018JQ010）。

作者簡介： 田紅娜（1978—），女，教授，博士;

劉思琦（1995—），女，碩士研究生.