王通 首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院

引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，科技進(jìn)步和研發(fā)創(chuàng)新在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級中的地位愈發(fā)重要，而企業(yè)作為“大眾創(chuàng)新”的重要載體，也越來越受到國家重視和扶持。毋庸置疑，研發(fā)創(chuàng)新是企業(yè)獲取競爭比較優(yōu)勢，鞏固市場地位的重要來源，但囿于創(chuàng)新活動(dòng)投資大、高風(fēng)險(xiǎn)、受益慢和強(qiáng)外部性等特點(diǎn)，廣大企業(yè)持續(xù)擴(kuò)大創(chuàng)新的動(dòng)力明顯不足。為此，政府部門出臺了種種補(bǔ)助政策，希望以“有形之手”助力企業(yè)創(chuàng)新。然而，也有學(xué)者存在質(zhì)疑，認(rèn)為政府補(bǔ)助并不能有效激勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新（張杰等，2015），甚至可能造成“擠出”效應(yīng)（袁建國等，2015）。政府補(bǔ)助創(chuàng)新行為究竟能起到什么樣的效果，學(xué)術(shù)界仍然存在一定爭議。

近年來，股權(quán)質(zhì)押憑借獨(dú)有優(yōu)勢迅速成為我國資本市場的新寵，越來越多控股股東通過質(zhì)押公司股權(quán)進(jìn)行融資。盡管看起來，股權(quán)質(zhì)押只是控股股東的個(gè)人行為，但在我國這樣一個(gè)股權(quán)集中的新興市場，控股股東往往可以憑借自身優(yōu)勢地位，主導(dǎo)企業(yè)經(jīng)營決策和資源配置方向以實(shí)現(xiàn)其個(gè)人意志（張俊瑞，2017）。那么，控股股東的股權(quán)質(zhì)押情況在政府補(bǔ)助與企業(yè)創(chuàng)新投入二者關(guān)系方面又會(huì)發(fā)揮何種作用呢？因此，本文基于滬深A(yù)股企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，研究探討了政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新投入的效果，以及在股權(quán)質(zhì)押大情景下，該影響的差異化結(jié)果。

一、理論分析與假設(shè)提出

（一）政府補(bǔ)助與研發(fā)投入

從外部激勵(lì)來看，創(chuàng)新活動(dòng)自身的保密性和專業(yè)性，會(huì)增加企業(yè)與外界間本就存在的信息不對稱，損害企業(yè)外部融資能力，使融資約束成為企業(yè)創(chuàng)新面臨的主要問題。而政府補(bǔ)助作為一種支持政策，能夠向市場釋放積極的看好信號，降低信息不對稱，吸引市場資金向被補(bǔ)助企業(yè)聚集，幫助企業(yè)獲得更多外部創(chuàng)新資源。如（王剛剛等，2017）研究發(fā)現(xiàn)，政府的補(bǔ)貼行為相當(dāng)于對企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目進(jìn)行了技術(shù)和監(jiān)管上的雙重評估認(rèn)證，有利于降低外部投資者投資該企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)和成本，拓寬企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的融資來源，有效緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的資金約束，從而“非主動(dòng)性”地促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

從內(nèi)部激勵(lì)來看，政府補(bǔ)助作為一種資源的流入，直接降低了研發(fā)創(chuàng)新的項(xiàng)目成本，分?jǐn)偭似髽I(yè)創(chuàng)新面臨的風(fēng)險(xiǎn)，變相提高了企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的投資收益率，有利于緩解創(chuàng)新活動(dòng)的“外部性”（趙康生等，2017），增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新投入的意愿，擴(kuò)大企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模。綜上，本文提出假設(shè)：

H1：政府補(bǔ)助會(huì)顯著激勵(lì)上市公司提高自身創(chuàng)新投入水平。

（二）股權(quán)質(zhì)押的調(diào)節(jié)作用

一方面，股權(quán)質(zhì)押反映了控股股東自身緊張的財(cái)務(wù)狀況，會(huì)加劇企業(yè)信息不對稱和代理問題，容易被市場投資者視為負(fù)面信號，提高企業(yè)融資約束（唐瑋，2019），可能沖抵政府補(bǔ)助帶來的正向信號，不利于企業(yè)獲取外部創(chuàng)新資源，進(jìn)而限制企業(yè)加大創(chuàng)新投入的能力。

另一方面，由于企業(yè)控制權(quán)隱含著巨大價(jià)值（李常青，2018），為防止股權(quán)質(zhì)押后被強(qiáng)制平倉后失去公司控制權(quán)，控股股東有壓力和能力使出渾身解數(shù)進(jìn)行“市值管理”來防止企業(yè)股價(jià)崩盤（謝德仁，2016）。在這種情況下，控股股東會(huì)更加注重短期業(yè)績，盡可能規(guī)避高風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。盡管創(chuàng)新活動(dòng)是企業(yè)核心競爭力的重要來源，對公司價(jià)值有著深遠(yuǎn)影響，但其持續(xù)巨額的投入短期上難以獲得及時(shí)的穩(wěn)定回報(bào)，一旦失敗又會(huì)嚴(yán)重挫傷公司股價(jià)。對控股股東來說，反而不如直接減少創(chuàng)新投入，以提高企業(yè)短期業(yè)績，進(jìn)一步刺激股價(jià)。因此，即使獲得政府補(bǔ)助，出于自身私利考慮，控股股東可能也不愿加大企業(yè)創(chuàng)新投入。由此，本文提出：

H2：股權(quán)質(zhì)押會(huì)弱化政府補(bǔ)助對上市公司創(chuàng)新投入的正向促進(jìn)效果。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2011-2019年滬深A(yù)股非金融上市公司（去除ST企業(yè)）為基礎(chǔ)，篩掉數(shù)值不全或異常樣本，并對連續(xù)變量做1%的縮尾處理，數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新投入（Rd）

就當(dāng)前研究來看，企業(yè)創(chuàng)新投入的度量主要采取絕對數(shù)和相對數(shù)2種。參照蔣楠和鄭晨（2020）的度量方法，本文Rd=研發(fā)投入/營業(yè)收入。

2.解釋變量：政府補(bǔ)助（Sub）

借鑒汪海霞和王新（2019）的文章，Sub=政府補(bǔ)助當(dāng)期金額/營業(yè)收入。政府補(bǔ)助當(dāng)期金額來自公司合并會(huì)計(jì)報(bào)表—定期公告營業(yè)外收入項(xiàng)目—政府補(bǔ)助明細(xì)中的本期金額數(shù)。

3.調(diào)節(jié)變量：股權(quán)質(zhì)押（Ple_yn）和（Ple）

參考楊鳴京等（2019）的研究，設(shè)置0～1變量（Ple_yn）來衡量年末是否還有股份被質(zhì)押。若控股股東存在股份未解押，則為1，否則為0。此外，使用控股股東的剩余質(zhì)押股數(shù)比上其持股總數(shù)作為股權(quán)質(zhì)押率（Ple），以此表示控股股東的股權(quán)質(zhì)押程度。

控制變量包括公司規(guī)模（Size）、收入增長率（Irr）、盈利能力（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、股權(quán)性質(zhì)（Soe）、托賓Q值（Tq）和控股股東持股比例（First）。

（三）模型設(shè)計(jì)

使用如下多元回歸模型分別來檢驗(yàn)2個(gè)假設(shè)：

根據(jù)假設(shè)分析，預(yù)期模型（1）中被解釋變量Sub的系數(shù)β1顯著為正，模型（2）中交乘項(xiàng)Sub×Ple的系數(shù)β3顯著為負(fù)。

三、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

對所選變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1中所示。由表中數(shù)據(jù)可知，實(shí)證觀測值為16384個(gè)，其中政府補(bǔ)助占比從0%到9.5%不等，且不同企業(yè)獲補(bǔ)助情況差異較大；研發(fā)投入占比的最大值和最小值分別為25.2%與0%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.043，表明不同企業(yè)的創(chuàng)新投入差距較大；均值為4.5%，遠(yuǎn)高于2%的基本標(biāo)準(zhǔn)，但與美國相比還存在一定差距，表明我國企業(yè)創(chuàng)新強(qiáng)度還需要進(jìn)一步加強(qiáng)。Ple_yn的均值為0.352，Ple的均值為18.59%，最大值為100%，表明有35.2%的上市公司大股東存在質(zhì)押行為，平均質(zhì)押率為18.59%，且存在“無股不押”的控股股東。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)分析

由表2可知，政府補(bǔ)助與企業(yè)創(chuàng)新投入在1%的水平顯著為正，說明政府的相關(guān)補(bǔ)助政策有利于提高企業(yè)創(chuàng)新投入，初步檢驗(yàn)了假設(shè)1。此外，除Ple_yn和Ple這2個(gè)股權(quán)質(zhì)押的代理變量外，其余相關(guān)系數(shù)的絕對值均小于0.6，表明無明顯共線性。

表2 相關(guān)性分析

（三）回歸結(jié)果

模型回歸結(jié)果如下表3中（1）、（2）、（3）列中所示：在控制了一系列條件后，第（1）列中，政府補(bǔ)助（Sub）的回歸系數(shù)為0.639，在1%的水平上存在顯著正相關(guān)，驗(yàn)證了假設(shè)H1。

表3 回歸結(jié)果

第（2）列中，政府補(bǔ)助（Sub）的系數(shù)顯著為正，但交乘項(xiàng)Sub×Ple_yn的系數(shù)并不顯著；而在第（3）列中，政府補(bǔ)助（Sub）的系數(shù)依舊顯著為正，交乘項(xiàng)Sub×Ple的系數(shù)卻在1%的水平上顯著為負(fù)。股權(quán)質(zhì)押的兩種不同衡量方式卻得到了完全差異的結(jié)果。這可能是由于股權(quán)質(zhì)押率較低時(shí)，面臨的平倉壓力較小，控股股東很難有快要失去公司控制權(quán)的緊迫感，考慮到創(chuàng)新活動(dòng)對企業(yè)價(jià)值的重要作用，即使進(jìn)行“市值管理”，他們也不會(huì)輕易削減創(chuàng)新投入。綜上，單純的股權(quán)質(zhì)押行為不會(huì)對假設(shè)1中的關(guān)系產(chǎn)生調(diào)節(jié)作用，而大股東股權(quán)質(zhì)押程度的提高將顯著抑制二者之間的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H2部分得證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）替換被解釋變量：根據(jù)李常青和李宇坤等人（2018）中穩(wěn)健性檢驗(yàn)所提到的，使用研發(fā)投入/總資產(chǎn)確定企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度，并重新進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（2）工具變量法：借鑒汪海霞和王新（2019）的文獻(xiàn)，使用滯后一期的Sub為工具變量。

（3）增加控制變量：如衛(wèi)路（2020）的研究，添加企業(yè)成立年限作為控制變量，對2個(gè)模型重新實(shí)證檢驗(yàn)。

結(jié)語

本文通過對2011—2019年A股上市公司的實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)：政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新投入有明顯的積極影響，而單純的股權(quán)質(zhì)押行為并不會(huì)對此產(chǎn)生顯著調(diào)節(jié)作用，只有當(dāng)控股股東股權(quán)質(zhì)押率提高時(shí)，才將顯著抑制二者的正相關(guān)關(guān)系。

對此，政府應(yīng)繼續(xù)強(qiáng)化對企業(yè)的補(bǔ)助政策，以提高企業(yè)創(chuàng)新的能力和意愿，鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)一步增強(qiáng)創(chuàng)新強(qiáng)度。同時(shí)，在股權(quán)質(zhì)押盛行的今天，有關(guān)部門應(yīng)注意審查補(bǔ)助企業(yè)，警惕股權(quán)質(zhì)押率過高的企業(yè)，確保政府補(bǔ)助更有效的發(fā)揮期望作用。