王進(jìn)富，李嘉輝，張穎穎，李 浩

(1.西安工程大學(xué) 管理學(xué)院，陜西 西安 710048；2.甘肅政法大學(xué) 商學(xué)院， 甘肅 蘭州 730000)

0 引言

當(dāng)前，中國雖然已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，但根據(jù)《2019年全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》數(shù)據(jù)顯示，中國創(chuàng)新能力僅排第14位，與發(fā)達(dá)國家相比仍有不小差距。中興通訊被美國全面封殺、華為被美國制裁等事件給中國帶來諸多啟示，即只有加大企業(yè)創(chuàng)新投入、增強(qiáng)企業(yè)自主創(chuàng)新能力才能不受制于人。然而，由于技術(shù)知識(shí)的高沉沒成本和公共產(chǎn)品屬性，僅憑企業(yè)自身R&D投入難以達(dá)到社會(huì)最優(yōu)水平，需要政府使用一系列財(cái)政政策鼓勵(lì)和支持企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。

自2006年開始，國家財(cái)政部和國家稅務(wù)總局聯(lián)合出臺(tái)了《財(cái)政部、國家稅務(wù)總局關(guān)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有關(guān)企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策的通知》等一系列財(cái)政政策刺激企業(yè)R&D投入，短期看雖然取得一定成效，但從長期看卻加劇了政策不確定性，提升了政府資助波動(dòng)程度。2014-2018年，企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)中政府資助增長率均在4%～10%區(qū)間波動(dòng)，并無穩(wěn)定增長趨勢。而現(xiàn)有研究也認(rèn)為，政府資助越穩(wěn)定，對(duì)企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用越明顯[1]，但由于外部環(huán)境變化帶來的不確定性以及國家戰(zhàn)略需求，持續(xù)依靠政府資助并不現(xiàn)實(shí)。因此，只有明確政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響，才能為政府制定合理政策提供參考。鑒于此，本文從省級(jí)層面出發(fā)，探究政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響效果及作用機(jī)理。

技術(shù)市場發(fā)展體現(xiàn)了中國健全以企業(yè)和市場為核心的技術(shù)創(chuàng)新市場機(jī)制的決心。當(dāng)前，我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期，政府對(duì)企業(yè)創(chuàng)新管制的減少及市場機(jī)制的逐漸健全，反映了技術(shù)市場在技術(shù)創(chuàng)新過程中所發(fā)揮的主導(dǎo)作用?，F(xiàn)有研究主要探討了技術(shù)市場對(duì)創(chuàng)新的驅(qū)動(dòng)作用[2-3]，雖然有少數(shù)學(xué)者將技術(shù)市場作為調(diào)節(jié)變量，探討其對(duì)科技資源配置與技術(shù)創(chuàng)新能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用[4]，卻忽略了技術(shù)市場在政府行為與企業(yè)創(chuàng)新投入間的調(diào)節(jié)作用。實(shí)際上，政府調(diào)控與市場配置關(guān)系一直是我國經(jīng)濟(jì)體制完善的核心問題，其根本目的是增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新意愿，推動(dòng)企業(yè)自主創(chuàng)新能力建設(shè)。政府與市場在企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)中必不可少，市場應(yīng)削弱政府配置資源可能引發(fā)的負(fù)向效應(yīng)，引導(dǎo)創(chuàng)新資源流向高效率企業(yè)，提高企業(yè)創(chuàng)新投入。那么，現(xiàn)階段技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)企業(yè)R&D投入存在哪些影響？又會(huì)在政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入間起到怎樣的調(diào)節(jié)效應(yīng)？這些都是本文重點(diǎn)探討的問題。

為此，本文基于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)，實(shí)證探討政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入的關(guān)系。在細(xì)分不同省市技術(shù)市場發(fā)展程度的基礎(chǔ)上，探討不同技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)企業(yè)R&D投入的影響及其在政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入間的調(diào)節(jié)作用。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 文獻(xiàn)回顧

1.1.1 政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入

政府資助波動(dòng)是指由于外部環(huán)境變化，政府需要對(duì)相關(guān)財(cái)政政策方向和內(nèi)容進(jìn)行調(diào)整，從而應(yīng)對(duì)企業(yè)資助金額的不斷變化[5-6]。政府資助波動(dòng)導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營環(huán)境存在較大的不確定性，影響企業(yè)R&D投入。

現(xiàn)有關(guān)于政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入影響的研究主要集中在政府資助穩(wěn)定性對(duì)企業(yè)R&D投入的影響上，且以國外研究為主。Bronwyn等[1]運(yùn)用美國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，政府資助穩(wěn)定性有利于增加企業(yè)R&D投入；但Guellec等[7]運(yùn)用OECD十七國數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，政府資助穩(wěn)定性對(duì)企業(yè)R&D投入具有顯著促進(jìn)效應(yīng)；Zhu等[8]運(yùn)用上海工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，政府資助越穩(wěn)定，對(duì)企業(yè)R&D投入的促進(jìn)效應(yīng)越顯著；但Celeste等[9]運(yùn)用OECD十六國數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入無顯著影響。

1.1.2 技術(shù)市場發(fā)展程度與企業(yè)R&D投入

技術(shù)市場隨著我國經(jīng)濟(jì)體制改革和科技體制改革而發(fā)展，學(xué)者普遍認(rèn)為技術(shù)市場有狹義和廣義之分。其中，狹義的技術(shù)市場是指進(jìn)行技術(shù)商品交換的有形場所，廣義的技術(shù)市場是指將技術(shù)成果作為商品交換關(guān)系的總和[10]。

我國技術(shù)市場經(jīng)歷了從無到有、從小到大的發(fā)展過程，目前關(guān)于我國技術(shù)市場發(fā)展程度測量的文獻(xiàn)較少[11]，大多數(shù)學(xué)者直接以技術(shù)市場成交額作為技術(shù)市場發(fā)展程度的衡量指標(biāo)，且主要以定量測算方式為主。如張江雪[11]通過專家訪談法，從企業(yè)、科研機(jī)構(gòu)和高等院校及技術(shù)中介作用發(fā)揮程度3個(gè)方面構(gòu)建技術(shù)市場發(fā)展程度指標(biāo)體系，評(píng)價(jià)我國各時(shí)期的技術(shù)市場發(fā)展程度；王小魯[12]運(yùn)用各地技術(shù)市場成交額與本地科技人員數(shù)的比例構(gòu)建我國各地區(qū)技術(shù)市場發(fā)展程度指數(shù)。

技術(shù)市場能夠?qū)萍假Y源進(jìn)行市場化配置、促進(jìn)科技成果商品化和產(chǎn)業(yè)化，是協(xié)調(diào)供需的場所，對(duì)推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新具有重要作用[13]。少數(shù)學(xué)者對(duì)技術(shù)市場發(fā)展程度與企業(yè)創(chuàng)新水平、創(chuàng)業(yè)效率的關(guān)系進(jìn)行了探討。陳關(guān)聚等[14]認(rèn)為，由于我國技術(shù)市場中的技術(shù)成果含金量較低，技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)外資企業(yè)創(chuàng)新效率無顯著影響；張燕航[15]認(rèn)為，技術(shù)市場發(fā)展對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平提升具有顯著作用；李柏洲等[16]指出，技術(shù)市場發(fā)展對(duì)以專利為代表的技術(shù)創(chuàng)新影響較大。

綜上所述，相關(guān)學(xué)者對(duì)政府資助波動(dòng)、技術(shù)市場發(fā)展程度與企業(yè)R&D投入關(guān)系進(jìn)行探討，為本研究奠定了一定的理論基礎(chǔ)，但仍存在以下不足：①大多數(shù)研究集中探討政府資助穩(wěn)定性，針對(duì)政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入影響機(jī)理的探討較少；②現(xiàn)有研究或從定性角度構(gòu)建技術(shù)市場評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，或在指標(biāo)體系基礎(chǔ)上進(jìn)行定量評(píng)估，缺少對(duì)技術(shù)市場發(fā)展程度的進(jìn)一步劃分。與以往關(guān)注技術(shù)市場對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平或創(chuàng)新效率影響的研究不同，本文重點(diǎn)探討技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)企業(yè)R&D投入的影響，分析技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

1.2 研究假設(shè)

1.2.1 政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響機(jī)理

企業(yè)R&D投入可視為企業(yè)對(duì)無形資產(chǎn)的投資過程，這一過程存在較大的不確定性[17]。目前，實(shí)物期權(quán)理論是在不確定性環(huán)境下應(yīng)用較多的企業(yè)投資決策理論[18]。實(shí)物期權(quán)理論認(rèn)為，企業(yè)在不確定性環(huán)境中將會(huì)暫緩?fù)顿Y決策，等待更多信息披露后再作出理性選擇[19]。同理，政府資助波動(dòng)增大會(huì)引發(fā)企業(yè)外部經(jīng)營環(huán)境不確定，企業(yè)將暫緩?fù)顿Y決策，降低R&D投入。具體表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：

(1)影響企業(yè)資金鏈穩(wěn)定。企業(yè)開啟一個(gè)新項(xiàng)目研發(fā)耗資巨大且風(fēng)險(xiǎn)較高，一旦資金鏈?zhǔn)艿酵獠繘_擊，很有可能面臨虧損或破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)?，F(xiàn)有研究表明，直接資助對(duì)企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用在幾年后才能體現(xiàn)，即只有看到一定成效，企業(yè)才愿意在這一項(xiàng)目上投入更多資金[7]。因此，面對(duì)政府資助波動(dòng)，企業(yè)出于對(duì)資金鏈流暢性及抗風(fēng)險(xiǎn)能力的考慮，很有可能需要很長時(shí)間才愿意在這一項(xiàng)目上投入更多資金，一定程度上會(huì)降低企業(yè)R&D投入。

(2)減少企業(yè)預(yù)期收益。R&D投入存在大量沉沒成本，一旦研發(fā)過程中斷，前期積累的技術(shù)知識(shí)就會(huì)隨著研發(fā)人員流失而脫離企業(yè)。政府資助波動(dòng)增大會(huì)引發(fā)企業(yè)經(jīng)營環(huán)境不確定，當(dāng)企業(yè)無法預(yù)測項(xiàng)目收益時(shí)，就有可能減少R&D投入。

(3)縮減研發(fā)成本。政府資助會(huì)刺激企業(yè)對(duì)稀缺性研發(fā)資源的需求，抬高研發(fā)資源價(jià)格，提高研發(fā)人員工資報(bào)酬[20]。當(dāng)政府資助波動(dòng)增大時(shí)，由于信息不對(duì)稱，企業(yè)作為研發(fā)需求方會(huì)投入大量成本與供給方對(duì)研發(fā)資源進(jìn)行談判，由此提高企業(yè)研發(fā)成本，從而使企業(yè)轉(zhuǎn)向能夠帶來盈利的項(xiàng)目而非創(chuàng)新項(xiàng)目，最終導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入費(fèi)用減少。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1:政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入具有負(fù)向影響。

1.2.2 技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)企業(yè)R&D投入的影響

本文選取規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象，目前我國大部分規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)具有國有化屬性[21]。因此，本文結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期國有企業(yè)的特殊地位和處境，結(jié)合實(shí)際情況，從以下兩個(gè)方面探討技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)企業(yè)R&D投入的影響。

(1)國有企業(yè)的特殊性導(dǎo)致其無法積極參與市場競爭。首先，在當(dāng)前制度環(huán)境下，國有企業(yè)不僅需要自負(fù)盈虧，而且還要承擔(dān)一定的政治責(zé)任和社會(huì)責(zé)任，如解決社會(huì)就業(yè)問題、配合國家戰(zhàn)略發(fā)展規(guī)劃和投資一些不具有優(yōu)勢的行業(yè)領(lǐng)域等。出于政治壓力，相比于經(jīng)營業(yè)績而言，國有企業(yè)往往更追求平穩(wěn)運(yùn)行和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避。隨著市場化程度的不斷提升，企業(yè)在日益激烈的市場競爭中不僅要承擔(dān)技術(shù)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，還要背負(fù)額外的政治風(fēng)險(xiǎn)。譚偉強(qiáng)等[22]指出，若國有企業(yè)市場化改革關(guān)鍵問題得不到解決，而僅引入市場機(jī)制和競爭機(jī)制，將使其不一定按市場化機(jī)制運(yùn)作；徐曉萍等[23]認(rèn)為，在高市場競爭環(huán)境中，創(chuàng)新劣勢主要源于政策性負(fù)擔(dān)。因此，較高的市場化程度有可能導(dǎo)致企業(yè)在制定市場決策時(shí)畏手畏腳，降低企業(yè)R&D投入。

(2)扭曲的激勵(lì)機(jī)制迫使國有企業(yè)高管規(guī)避創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)。基于理性人假說，國有企業(yè)經(jīng)理追求個(gè)人利益最大化而不是企業(yè)利益最大化，這就造成國有企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)力不足。從實(shí)際層面看，高管傾向于將政府要求當(dāng)作決策的首要依據(jù)以謀求職位晉升[24]。隨著市場化程度的不斷提升，市場中可供選擇的融資服務(wù)主體增多，由此削弱了國有企業(yè)傳統(tǒng)融資便利。國企高管面對(duì)企業(yè)競爭環(huán)境改變，會(huì)更加規(guī)避創(chuàng)新活動(dòng)不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)性。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H2：技術(shù)市場發(fā)展程度越高，對(duì)企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用越弱。

1.2.3 政府資助波動(dòng)、技術(shù)市場發(fā)展程度與企業(yè)R&D投入

較大的政策波動(dòng)意味著較強(qiáng)的政策不確定性[25]。盡管目前直接從技術(shù)市場發(fā)展程度考察政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入影響的文獻(xiàn)較少，但已有研究均表明市場化會(huì)降低政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)面影響。郭平等[26]認(rèn)為，處于更高市場競爭的企業(yè)在面臨政策不確定性時(shí)，會(huì)增加企業(yè)研發(fā)投入；嚴(yán)復(fù)雷等[27]認(rèn)為，在市場化機(jī)制的調(diào)節(jié)作用下，股權(quán)集中度高的企業(yè)在受到政策不確定性影響時(shí)，傾向于增加企業(yè)研發(fā)投資；南曉莉等[28]認(rèn)為，市場化程度越低，政策不確定性對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響越大。

政府資助作為一種最直接的財(cái)政政策，其波動(dòng)意味著政府資助不確定性較大。而技術(shù)市場作為市場體系的一部分，也是科技成果商品化和產(chǎn)業(yè)化的平臺(tái)。市場技術(shù)中介方能夠使投資者獲得企業(yè)更加準(zhǔn)確的財(cái)務(wù)信息和經(jīng)營信息，減少信息不對(duì)稱并增強(qiáng)投資者投資意愿，拓寬企業(yè)研發(fā)資金來源渠道，降低政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)資金鏈的影響，從而提高企業(yè)研發(fā)投入。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H3：隨著技術(shù)市場發(fā)展程度提高，政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的負(fù)向影響減小并最終達(dá)到正向效應(yīng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建

本文借鑒Guellec等[7]的研究，設(shè)立如下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型：

lnbusit=β0+β1lngov_coffit-1+β2lnkit-1+β3lnsch-govit-1+β4lnpnit-1+β5lnnpit-1+μi+εit

(1)

lnbusit表示企業(yè)R&D投入，其中i代表省份，t代表年份。由于政府資助存在一定時(shí)滯，為使實(shí)證結(jié)果更加符合實(shí)際，本文對(duì)自變量進(jìn)行一階滯后處理。β0為常數(shù)項(xiàng)；lngov_coffit-1表示政府對(duì)企業(yè)R&D資助波動(dòng)的滯后一期；lnkit-1表示R&D資助存量滯后一期；lninsgovit-1表示政府對(duì)高校資助的滯后一期；lnpnit-1表示企業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量滯后一期；lnnpit-1表示企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入滯后一期；β代表彈性效應(yīng)系數(shù)，系數(shù)為正代表有促進(jìn)作用，系數(shù)為負(fù)代表有抑制作用；μi表示個(gè)體不可觀測效應(yīng)，用來反映不同省份的異質(zhì)性；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，滿足經(jīng)典假設(shè)。

為更好地分析在不同技術(shù)市場發(fā)展程度下政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響，本文設(shè)置3個(gè)虛擬變量。

為探討技術(shù)市場發(fā)展對(duì)企業(yè)R&D投入的影響，本文僅將D2i和D3i置入模型(1)中，以防出現(xiàn)“虛擬變量陷阱”，而將D1i作為基礎(chǔ)類別，加入技術(shù)市場發(fā)展程度虛擬變量后的模型如下：

lnbusit=β0+β1D2i+β2D3i+β3lnkit-1+β4lnchgovit-1+β5lnpnit-1+β6lnnpit-1+μi+εit

(2)

在模型(3)中，引入虛擬變量與解釋變量的互動(dòng)項(xiàng)，考察不同技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入關(guān)系的影響。在估計(jì)結(jié)果中，若β2、β3顯著非零，說明技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入有顯著影響，則可進(jìn)一步通過系數(shù)改變觀察影響方向和強(qiáng)度。

(3)

2.2 技術(shù)市場發(fā)展程度測算

本文采用單指標(biāo)面板數(shù)據(jù)聚類分析，盡可能消除主觀意愿對(duì)分析結(jié)果的影響，通過對(duì)多個(gè)時(shí)間維度所攜帶的數(shù)據(jù)信息進(jìn)行歸類，并以相似度函數(shù)將研究對(duì)象分成不同類別以發(fā)現(xiàn)潛在規(guī)律。本文以各地區(qū)技術(shù)市場成交額為指標(biāo)進(jìn)行聚類分析，通過極差法將數(shù)據(jù)處理為標(biāo)準(zhǔn)值，采用主成分分析法對(duì)時(shí)間截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并以各主成分方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重計(jì)算綜合得分，最后基于距離函數(shù)聚類分析提取各年份所攜帶的信息。

2.2.1 原始指標(biāo)無量綱化處理

為滿足主成分分析應(yīng)用條件，本文選用離差標(biāo)準(zhǔn)化法去除數(shù)據(jù)量綱。

X為正向指標(biāo):

(4)

在式(3)中，X為指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后的值；x為指標(biāo)原始值以2011為基期各地區(qū)GDP指數(shù)平減后的實(shí)際值；min (x) 為指標(biāo)最小值；max (x) 為指標(biāo)最大值。

2.2.2 聚類分析

聚類分析是按照指標(biāo)屬性和特征，將相似度較高的指標(biāo)合為一類，使同類內(nèi)部差異最小， 類與類間的差異最大。借鑒朱建平等[29]構(gòu)建的面板數(shù)據(jù)聚類分析方法，選取系統(tǒng)聚類法中Ward法(離差平方和法) ，度量標(biāo)準(zhǔn)選用歐式距離。公式如下：

(5)

2.2.3 技術(shù)市場發(fā)展程度

為更好地對(duì)不同技術(shù)市場發(fā)展程度差異進(jìn)行比較，本文將中國各地區(qū)技術(shù)市場發(fā)展程度分為高、中、低3類，具體如圖1所示。

(1)第一組：北京。北京是2018年技術(shù)市場成交額唯一接近5 000億元的城市，遠(yuǎn)超同期第二地區(qū)市場成交額1 300億元的廣東，按照“組內(nèi)差異最小，組間差異最大”的聚類要求估計(jì)參數(shù)，屬于技術(shù)市場發(fā)展程度較高地區(qū)。

(2)第二組：天津、遼寧、山東、四川、上海、廣東、江蘇、陜西、湖北。本組中9個(gè)省市擁有較多企業(yè)數(shù)或高校及科研院所，有利于開展技術(shù)活動(dòng)，技術(shù)市場成交額實(shí)際值大都超過1 000億元，屬于技術(shù)市場發(fā)展程度中等地區(qū)。

(3)第三組：河北、吉林、黑龍江、甘肅、湖南、重慶、安徽、浙江、山西、江西、河南、福建、云南、青海、廣西、貴州、內(nèi)蒙古、海南、寧夏、新疆。本組中20個(gè)省市大部分地處偏遠(yuǎn)不發(fā)達(dá)地區(qū)，創(chuàng)新意識(shí)落后，技術(shù)交易活動(dòng)不被各主體重視，少部分城市如浙江、安徽、河北等雖然技術(shù)市場成交額實(shí)際值破百億，但與技術(shù)市場發(fā)展程度中等地區(qū)成交額各年份差異較大，因此屬于技術(shù)市場發(fā)展較差地區(qū)。

本文關(guān)于技術(shù)市場的劃分與杜寶貴等[30]的研究基本一致，一定程度上說明實(shí)證結(jié)果可信度較高。

2.3 變量選取

2.3.1 被解釋變量

企業(yè)R&D投入(lnbus)。本文采用企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的實(shí)際值作為被解釋變量，衡量企業(yè)R&D投入。

2.3.2 解釋變量

政府資助波動(dòng)(lngov_coff)。參考已有研究[31]，本文選取企業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)來源中政府方的標(biāo)準(zhǔn)差測量政府R&D資助波動(dòng)。為克服數(shù)據(jù)量綱的影響，本文進(jìn)一步選用樣本變異系數(shù)作為政府資助波動(dòng)指標(biāo)；同時(shí)，結(jié)合研究目的和具體數(shù)據(jù)特點(diǎn)，首先對(duì)政府資助作一階滯后處理，取滯后數(shù)據(jù)變異系數(shù)作為政府資助波動(dòng)的一階滯后項(xiàng)。

圖1 2011—2018年全國各省市技術(shù)市場發(fā)展程度聚類譜系

2.3.3 控制變量

為使分析結(jié)果更加準(zhǔn)確，參照相關(guān)研究并遵循數(shù)據(jù)可獲取性原則，選取高校R&D投入中來自政府的R&D投入和R&D資本存量作為控制變量。

(1)政府對(duì)高校的資助(lnschgov)。高等院校生產(chǎn)出來的新知識(shí)有利于推動(dòng)企業(yè)應(yīng)用技術(shù)研發(fā)，為企業(yè) R&D 提供支撐。因此，本文選取高校R&D投入中政府R&D投入指標(biāo)的實(shí)際值衡量政府對(duì)高校的資助。

(2)企業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量(lnpn)。R&D人員數(shù)量一定程度上反映企業(yè)知識(shí)存量，影響企業(yè)R&D投入邊際收益和邊際成本，從而影響企業(yè)R&D投入。本文在控制變量中加入企業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量，以企業(yè)R&D人員折合全時(shí)人員表示。

(3)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入(lnnp)。新產(chǎn)品銷售收入反映企業(yè)利用資本提高自身價(jià)值的能力，是決定企業(yè)研發(fā)投入水平和制定投資決策時(shí)經(jīng)常考慮的影響因素，本文以企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入的實(shí)際值對(duì)其進(jìn)行衡量。

(3)R&D資助存量(lnk)。采用與全社會(huì)固定資本存量類似的永續(xù)盤存法即Kit=(1-δ)×Kit-1+Eit進(jìn)行核算，基年研發(fā)資本存量為:Ki2011=Ei2011/(g+δ)。其中，g為各地區(qū)每年實(shí)際研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的平均增長率，δ為折舊率，通常取10%左右?？紤]到當(dāng)前中國科技資本更新速度高于往常，故本文采用吳延兵[32]的方法取15%的折舊率，這一處理方式通常對(duì)結(jié)果不會(huì)產(chǎn)生顯著性影響。永續(xù)盤存法中Eit表示各地區(qū)每年實(shí)際研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出，參照朱平芳[33]構(gòu)建的R&D支出價(jià)格指數(shù)，以2011年為基期對(duì)名義研發(fā)內(nèi)部經(jīng)費(fèi)支出價(jià)格平減，得出各地區(qū)每年實(shí)際研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出。

2.4 數(shù)據(jù)來源與處理

為保持統(tǒng)計(jì)口徑一致，本文所有實(shí)證數(shù)據(jù)均來源于2011-2018年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，包含我國內(nèi)地30個(gè)省市區(qū)(因數(shù)據(jù)不全，不含西藏)數(shù)據(jù)。為使數(shù)據(jù)可靠，本文將與R&D相關(guān)的經(jīng)費(fèi)均以2011年為基期，對(duì)R&D支出價(jià)格進(jìn)行平減得出實(shí)際值。除R&D實(shí)際量外，所有名義貨幣量均使用地區(qū)生產(chǎn)總值的平減指數(shù)核算實(shí)際值，結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 面板單位根檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)共包含我國內(nèi)地30個(gè)省市區(qū)4個(gè)指標(biāo)的8期觀測數(shù)據(jù)，截面數(shù)大于時(shí)序數(shù)，時(shí)序特征并不顯著。為避免偽回歸，先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于政府資助波動(dòng)用政府R&D資助變異系數(shù)表示，不同地區(qū)組內(nèi)樣本值一致，故不存在單位根，因此僅對(duì)其它3個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。

針對(duì)面板數(shù)據(jù)，目前廣泛使用的單位根檢驗(yàn)方法有兩個(gè)：IPS和LLC。與 LLC方法不同，IPS方法可以檢測面板數(shù)據(jù)的異質(zhì)性。因此，本文采用IPS檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。從中可見，企業(yè)R&D投入、R&D資助為平穩(wěn)變量，政府對(duì)高校資助、企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入和企業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量為非平穩(wěn)變量，對(duì)非平穩(wěn)變量進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各變量均為平穩(wěn)變量。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.2 面板模型檢驗(yàn)與估計(jì)

面板數(shù)據(jù)根據(jù)ui是否與Xit、zi相關(guān)可分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)兩種。在進(jìn)行估計(jì)之前，先進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，判斷ui是否與Xit、zi相關(guān)。如果不存在相關(guān)性，適宜采取隨機(jī)效應(yīng)模型；反之，則采用固定效應(yīng)模型。由表3結(jié)果可知，本文對(duì)模型(1)、模型(2)、模型(3)的Hausman檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值分別為44.475、61.038和58.702，且伴隨概率P值均為0.000 0，故強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)原假設(shè)，說明適宜采用固定效應(yīng)模型。

表3 Hausman檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 實(shí)證結(jié)果

表4中模型1用于檢驗(yàn)政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)政府資助波動(dòng)系數(shù)(-0.461)在5%水平下顯著為負(fù)，說明政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入具有顯著負(fù)向影響，本文假設(shè)H1得到驗(yàn)證。這可能是由于政府資助波動(dòng)會(huì)引發(fā)外部環(huán)境動(dòng)蕩，而企業(yè)在未來形勢不明朗情況下往往會(huì)對(duì)創(chuàng)新投入決策行為產(chǎn)生猶豫，最終降低企業(yè)R&D投入。

表4中模型2用于檢驗(yàn)技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)企業(yè)R&D投入的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)中低水平技術(shù)市場發(fā)展系數(shù)(1.263，1.773)均在1%水平下顯著為正，表明相比于高技術(shù)市場發(fā)展程度，中低水平技術(shù)市場發(fā)展對(duì)企業(yè)R&D投入的正向效應(yīng)更強(qiáng)。這可能是由于被解釋變量樣本大多為國有企業(yè)，而國有企業(yè)如何適應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)環(huán)境仍處于探索階段。

表4中模型3用于檢驗(yàn)不同技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入的調(diào)節(jié)作用。實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)技術(shù)市場發(fā)展水平較高時(shí)，政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響系數(shù)為0.562，說明政府資助波動(dòng)每增加一個(gè)單位，企業(yè)自身R&D投入將增加0.519個(gè)單位；當(dāng)技術(shù)市場發(fā)展程度處于中等水平時(shí)，政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響系數(shù)為-0.327，說明政府資助波動(dòng)每增加一個(gè)單位，企業(yè)自身R&D投入將減少0.313個(gè)單位；當(dāng)技術(shù)市場發(fā)展水平較低時(shí)，政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響系數(shù)為-0.456，說明政府資助波動(dòng)每增加一個(gè)單位，企業(yè)自身R&D投入將減少0.456個(gè)單位。由此可見，隨著技術(shù)市場發(fā)展程度的不斷提升，政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的負(fù)向影響逐漸降低，并最終達(dá)到正向影響，本文假設(shè)H3得到驗(yàn)證。這說明，當(dāng)技術(shù)市場發(fā)展水平高時(shí)，市場化機(jī)制得以完善，各類成果轉(zhuǎn)化服務(wù)體系為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供了有力保障。政府資助變化引起的不確定性反而會(huì)使企業(yè)在技術(shù)市場中尋找創(chuàng)新機(jī)會(huì)，增強(qiáng)與科技供給方的合作，面向市場需求開展創(chuàng)新活動(dòng)。

表4 變量回歸結(jié)果

對(duì)比模型2與模型3發(fā)現(xiàn)，雖然技術(shù)市場本身對(duì)企業(yè)R&D投入的促進(jìn)作用逐漸減弱，但卻能夠顯著降低政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響，可能是技術(shù)市場中多元投融資主體為企業(yè)創(chuàng)新資金來源提供了新選擇。盡管國有企業(yè)轉(zhuǎn)型尚未完成，導(dǎo)致技術(shù)市場對(duì)企業(yè)R&D投入的正向效應(yīng)逐漸減弱，但新投融資方式減少了企業(yè)對(duì)政府資助的依賴，從而使得政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)的負(fù)向影響減弱。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文在測算企業(yè)R&D投入時(shí)，采用企業(yè)總R&D投入作為代理指標(biāo)，可能存在一定誤差。為確保研究結(jié)論穩(wěn)健，本文替換被解釋變量，用企業(yè)R&D總投入中的企業(yè)部分作為代理變量，重新測算政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，主要解釋變量系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與原模型相比并未發(fā)生顯著改變，表明本文計(jì)量結(jié)果穩(wěn)健(見表5)。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論與啟示

技術(shù)市場既是科技成果轉(zhuǎn)移和技術(shù)流通的場所，也是國家創(chuàng)新體系的重要組成部分。本文首先探討政府資助波動(dòng)與技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)企業(yè)R&D投入的影響，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)聚類分析法劃分我國不同省市技術(shù)市場發(fā)展程度，并探究技術(shù)市場發(fā)展程度對(duì)企業(yè)R&D投入的影響及其在政府資助波動(dòng)與企業(yè)R&D投入間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：

(1)目前，除四川、陜西和湖北外，我國中西部地區(qū)各省市技術(shù)市場發(fā)展水平偏低。而除河北、浙江、海南和福建外，我國東部地區(qū)各省市技術(shù)市場發(fā)展程度均處于中等水平或較高水平。因此，政府應(yīng)充分重視技術(shù)市場發(fā)展，加快落后地區(qū)技術(shù)市場建設(shè)，擴(kuò)大技術(shù)市場規(guī)模并完善相關(guān)市場機(jī)制，豐富參與技術(shù)市場的各類主體，提高企業(yè)R&D創(chuàng)新投入。

(2)政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入具有顯著負(fù)向影響。政府每年制定資助計(jì)劃不應(yīng)僅根據(jù)當(dāng)年國家戰(zhàn)略計(jì)劃和當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展需求，還應(yīng)充分考慮下一年的環(huán)境變化和經(jīng)濟(jì)走勢，同時(shí)兼顧近幾年政府資助增長率，合理制定科學(xué)、可靠和穩(wěn)定的資助計(jì)劃，保持對(duì)企業(yè)財(cái)政資助的穩(wěn)定性，合理引導(dǎo)企業(yè)預(yù)期，最大程度上發(fā)揮財(cái)政補(bǔ)貼的正向作用。對(duì)于企業(yè)來說，雖然技術(shù)知識(shí)具有正外部性和公共產(chǎn)品屬性，政府需要為企業(yè)R&D投入提供一定補(bǔ)貼，但企業(yè)不應(yīng)將政府資助當(dāng)作創(chuàng)新的主要資金來源，而應(yīng)主動(dòng)接受并適應(yīng)市場資源配置方式，積極加強(qiáng)與市場中各類投融資主體的互動(dòng)，豐富并拓寬多元融資渠道，加強(qiáng)企業(yè)抗風(fēng)險(xiǎn)能力。

(3)技術(shù)市場對(duì)企業(yè)R&D投入存在顯著促進(jìn)效應(yīng)，但促進(jìn)效應(yīng)隨技術(shù)市場發(fā)展程度提高而逐漸減弱。這說明，建設(shè)創(chuàng)新型國家應(yīng)注重技術(shù)市場培育，完善技術(shù)中介服務(wù)，促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化。強(qiáng)化以技術(shù)市場為導(dǎo)向的技術(shù)創(chuàng)新體系建設(shè)，增強(qiáng)企業(yè)在技術(shù)市場中開展技術(shù)合作的動(dòng)力和意愿，加快技術(shù)在企業(yè)間的流通速度，而該目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)在我國中西部大部分地區(qū)和東部少部分地區(qū)依然任重而道遠(yuǎn)。

(4)技術(shù)市場能夠調(diào)節(jié)政府資助波動(dòng)對(duì)企業(yè)R&D投入的負(fù)向影響，并最終使其達(dá)到正向效應(yīng)。在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展階段，市場機(jī)制逐漸健全削弱了政府對(duì)企業(yè)創(chuàng)新補(bǔ)助的不利影響，因此政府應(yīng)繼續(xù)堅(jiān)持市場化改革，充分尊重技術(shù)市場供求規(guī)律，在進(jìn)一步活躍技術(shù)市場的基礎(chǔ)上，注重宏觀調(diào)控。另外，政府還應(yīng)減少對(duì)企業(yè)R&D活動(dòng)的干預(yù)，將更多精力放在維護(hù)技術(shù)市場秩序、發(fā)展技術(shù)市場中介機(jī)構(gòu)和金融機(jī)構(gòu)以及加強(qiáng)主體間交流上，最終實(shí)現(xiàn)技術(shù)市場對(duì)創(chuàng)新資源的合理配置，從而提高企業(yè)R&D投入。

(5)強(qiáng)化技術(shù)市場對(duì)高質(zhì)量創(chuàng)新發(fā)展的驅(qū)動(dòng)作用應(yīng)成為今后主要的政策方向。政府應(yīng)打通科技成果轉(zhuǎn)化中的各類堵點(diǎn)，推動(dòng)高新技術(shù)創(chuàng)造及應(yīng)用，最終為經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變提供動(dòng)力。各地區(qū)應(yīng)根據(jù)實(shí)際情況，著重頒布有針對(duì)性的政策措施，形成具有當(dāng)?shù)靥厣募夹g(shù)市場。

4.2 不足與展望

本文仍然存在一些不足，需要在后續(xù)研究中不斷完善：①本文采用技術(shù)市場成交額作為技術(shù)市場中法律環(huán)境、中介服務(wù)和市場效益等的綜合指標(biāo)，未來可進(jìn)一步構(gòu)建更加全面的技術(shù)市場發(fā)展程度指標(biāo)體系;②本文僅對(duì)國有企業(yè)提出研究假設(shè)，并未對(duì)各地區(qū)不同所有制企業(yè)R&D投入進(jìn)行區(qū)分，未來可使用微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)的可靠性。