楊曉妹 劉文龍 王有興,

(1.安徽財經(jīng)大學，安徽 蚌埠 233030；2.東北財經(jīng)大學，遼寧 大連 116012)

一、引言與文獻回顧

理論和實踐證明，創(chuàng)新具有顯著的正外部性和高風險性，其社會產(chǎn)量通常會低于最優(yōu)產(chǎn)量(趙玉林 等，2018)。因此，運用政府補貼方式彌補企業(yè)研發(fā)活動中市場失靈問題是世界各國的普遍做法。政府與創(chuàng)新的關系，最早可以追溯至經(jīng)濟內(nèi)生增長理論。自該理論提出以來，如何通過政府補貼行為提升企業(yè)技術創(chuàng)新水平成為熱門研究領域。截至目前，關于政府補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系，因樣本數(shù)據(jù)、研究方法等差異，結論和觀點并不一致。

從作用方向上看，代表性觀點主要有三種。一種觀點認為政府補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新具有激勵作用(李林木，2014；Montmartin et al.，2015；江希和 等，2015；Efobi et al.，2017；李彥龍，2018)。另一種觀點認為政府補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新作用有限，高水平研發(fā)補貼甚至可能引發(fā)企業(yè)尋租行為，抑制企業(yè)創(chuàng)新能力提升(張同斌 等，2012；Jaklic et al.，2013；張杰 等，2015；應夢潔 等，2017；成瓊文 等，2019；楊曉妹 等，2019)。還有一些文獻對政府補貼的創(chuàng)新激勵效應持不確定性觀點(張旭華，2017；童錦治 等，2018；馬海濤 等，2021)。

從非線性研究角度來看，已有觀點大致可分為兩類。一類觀點認為政府補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新之間存在先促進后抑制的倒U形關系，即存在一個閾值，當政府補貼小于該值時，補貼強度(1)不同研究對補貼強度的衡量指標有所不同。為便于不同企業(yè)間進行對比研究，參照毛其淋(2015)的做法，本文對政府創(chuàng)新補貼做了無量綱化處理，用政府創(chuàng)新補貼總額與營業(yè)收入的比值來衡量企業(yè)享受補貼程度的大小。越高，對企業(yè)R&D投入擠入效應越強，越能夠促進企業(yè)創(chuàng)新，而當政府補貼大于該閾值時,則會產(chǎn)生抑制效應(趙凱 等，2018；宋鵬，2019)。另一類觀點認為政府補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新之間可能存在多重非線性關系(任躍文，2019)。葉紅雨等(2018)基于高新技術上市公司數(shù)據(jù)，運用面板門檻模型，分析政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新績效的政策效應，研究發(fā)現(xiàn)，低強度政府補貼抑制了創(chuàng)新，中等強度補貼對創(chuàng)新的抑制作用逐漸減弱，高強度補貼則能夠激勵企業(yè)創(chuàng)新。李曉鐘等(2019)運用電子信息行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，構建了包括時間因素的分析框架，結果表明：整體上來看，政府補貼能夠激勵電子信息產(chǎn)業(yè)技術創(chuàng)新；當期政府補貼對國有企業(yè)創(chuàng)新的促進作用大于民營企業(yè), 而民營企業(yè)創(chuàng)新績效的滯后效應強于國有企業(yè)；政府補貼強度對民營企業(yè)的創(chuàng)新績效存在門檻效應。

系統(tǒng)梳理相關文獻后發(fā)現(xiàn)，政府補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新的實證分析主要以線性研究為主，運用非線性計量方法研究政府創(chuàng)新補貼強度合理區(qū)間的文獻較少。另外，大部分文獻關注的重點是政府補貼對企業(yè)總體創(chuàng)新績效的影響，創(chuàng)新質(zhì)量視角的研究較為匱乏，難以為解決廣泛存在的低質(zhì)量創(chuàng)新提供有力的經(jīng)驗證據(jù)和可行的解決思路。而且，大部分文獻研究的是政府補貼，而非政府創(chuàng)新補貼。事實上，除了創(chuàng)新補貼外，政府補貼還包括創(chuàng)業(yè)補貼、穩(wěn)崗補貼、貸款貼息以及其他專項補貼等，但現(xiàn)有實證分析中并未剔除非創(chuàng)新性補貼的影響效果，研究缺乏針對性。在企業(yè)異質(zhì)性分析中，大多從所有制性質(zhì)、企業(yè)規(guī)模等角度進行，鮮有從要素密集度和生命周期視角的實證分析。

同既有研究相比，本文可能的創(chuàng)新在于：一是從創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量視角深入挖掘政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新行為的激勵效果；二是基于微觀制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，利用雙重門檻效應模型，對政府創(chuàng)新補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新之間的非線性關系進行識別，從產(chǎn)權性質(zhì)、要素密集度和生命周期等不同企業(yè)特征視角，評估不同強度的政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，探求企業(yè)研發(fā)補貼強度的合理區(qū)間；三是手工篩選與企業(yè)創(chuàng)新活動關系緊密的政府補貼，剔除非創(chuàng)新類補貼，避免其他補貼對實證結果的干擾，提高政府創(chuàng)新補貼效果評價的科學性和可靠性。

二、理論分析與研究假說

(一)政府創(chuàng)新補貼效應的基本邏輯

綜觀已有文獻，關于政府補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新的研究以線性回歸居多。隨著研究的深入，一些文獻開始探討兩者之間的非線性關系，研究重點包括政府補貼的單閾值最優(yōu)規(guī)模(趙凱 等，2018)和政府補貼的多重閾值特征(任躍文，2019；何凌云 等，2020)。通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)：首先，企業(yè)創(chuàng)新需要高額的前期資金投入，當政府創(chuàng)新補貼規(guī)模較小時，企業(yè)很可能將補貼資金用于非研發(fā)項目，繼而造成企業(yè)創(chuàng)新效果不顯著(Dimos et al.，2016)；當政府創(chuàng)新補貼規(guī)模足夠大時，政府的資金支持可以增加企業(yè)自有資金(Feldman et al.，2006)、緩解企業(yè)融資約束(張杰 等，2015)、降低企業(yè)R&D活動沉沒成本(Kleer，2010)，從而提升企業(yè)R&D的持續(xù)性，提高企業(yè)創(chuàng)新績效。其次，由于政府與企業(yè)信息不對稱(柳光強，2016)、生產(chǎn)要素價格上升(Mamuneas et al.，1996)以及激勵扭曲(Lerner，1996)等因素存在，高額的政府創(chuàng)新補貼可能會擠出私人研發(fā)投入，繼而抑制企業(yè)創(chuàng)新活動或導致創(chuàng)新無效，即政府創(chuàng)新補貼與企業(yè)創(chuàng)新呈倒U形關系。毛其淋等(2015)進一步指出，過低或過高的政府補貼均會抑制企業(yè)創(chuàng)新活動，適度區(qū)間的政府補貼則有利于企業(yè)創(chuàng)新。結合上述觀點，不難推測，在過低或過高的政府創(chuàng)新補貼極可能導致創(chuàng)新無效的前提下，必然存在一個合理補貼區(qū)間使創(chuàng)新水平最優(yōu)(安同良 等，2021)。為此，本文進一步深化和拓展政府補貼的“三階段”理論，探索政府創(chuàng)新補貼創(chuàng)新效應最大化的合理區(qū)間(2)需要明確的是，合理強度是指隨著政府創(chuàng)新補貼強度的提高，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出持續(xù)上升，直至政府創(chuàng)新補貼的邊際創(chuàng)新產(chǎn)出為0時結束。。

(二)低強度政府創(chuàng)新補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新

實踐證明，企業(yè)自有資金不足、創(chuàng)新資源獲取渠道狹窄是抑制企業(yè)創(chuàng)新的重要因素(梅冰菁 等，2020)。競爭性市場條件下，只有當具備充足的資金來購置先進儀器設備、引進高技術研發(fā)人員等關鍵生產(chǎn)要素時，企業(yè)才會考慮開展技術研發(fā)活動(Chen et al.，2020)，即企業(yè)技術創(chuàng)新存在一定的投入門檻。創(chuàng)新型技術和產(chǎn)品具有顯著的正外部性，其社會價值通常大于私人價值，如果不對其進行合理補償，很容易導致市場失靈、削弱企業(yè)創(chuàng)新積極性。另外，企業(yè)研發(fā)活動具有投資周期長、資金需求量大以及收益見效慢等特征(Wu et al.，2021)。在實踐中，許多中小微企業(yè)以及部分非國有企業(yè)資金積累薄弱、融資渠道狹窄、抗風險能力有限，難以承擔高額的前期研發(fā)投入，創(chuàng)新活動受到嚴重抑制。對于大型上市公司而言，與龐大的研發(fā)投入相比，政府補貼依然杯水車薪。企業(yè)本身的技術創(chuàng)新水平很難因政府有限的補貼而出現(xiàn)較大幅度提升。因此，不論是創(chuàng)新規(guī)模還是創(chuàng)新質(zhì)量，低強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新的帶動作用都是相對有限的。據(jù)此，提出：

研究假說1：在控制其他影響因素的情況下，低強度的政府創(chuàng)新補貼促進企業(yè)技術創(chuàng)新規(guī)模效應和質(zhì)量效應均不顯著。

(三)中等強度政府創(chuàng)新補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新

政府創(chuàng)新補貼作為政府部門對企業(yè)的一種無償性轉移支付構成企業(yè)總利潤的一部分，隨著創(chuàng)新補貼額度的上升，當企業(yè)邁過創(chuàng)新投入門檻到達中等強度時，政府補貼的事前支持一定程度上彌補了企業(yè)前期創(chuàng)新投入不足，為企業(yè)技術研發(fā)活動提供了強有力的資金支持(Santos，2019)。同時，財政補貼作為風向標，向市場傳遞了良好信號和預期，引導社會資本進入，減小創(chuàng)新風險，增強了企業(yè)創(chuàng)新的信心和動力，促進了企業(yè)創(chuàng)新能力提升(郭玥，2018)。尤其是針對企業(yè)技術研發(fā)中新產(chǎn)品、新技術方面的專項補助，在一定程度上有助于降低新產(chǎn)品研發(fā)成本，中和企業(yè)創(chuàng)新風險，提高企業(yè)創(chuàng)新投入回報率，有利于激發(fā)企業(yè)實質(zhì)性創(chuàng)新活動。另外，提高政府補貼能夠緩解企業(yè)融資約束壓力(Giebel et al.，2019)。當企業(yè)財務狀況不理想，內(nèi)源融資趨緊時，政府補貼可作為補充資金，緩解企業(yè)內(nèi)源融資約束壓力，促進企業(yè)加大研發(fā)投入。據(jù)此，提出：

研究假說2：在控制其他影響因素的情況下，中等強度的政府創(chuàng)新補貼能夠擴大創(chuàng)新規(guī)模，提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

(四)高強度政府創(chuàng)新補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新

地方政府無論是在資本、土地等關鍵生產(chǎn)要素的定價，還是在財政各項支出上都擁有絕對的支配權(柳光強，2016)。法律和制度的不完善難以對地方政府補貼支出給予強有力約束，繼而導致政府補貼軟約束現(xiàn)象發(fā)生。尤其是在補貼資金較多的情況下，企業(yè)進行“尋補貼”投資或尋租活動的動機愈發(fā)強烈(Chen et al.，2019)。一方面，為獲取高額研發(fā)補貼，企業(yè)會積極尋求與當?shù)卣⒙?lián)系，這一過程將產(chǎn)生高昂的政治關聯(lián)維持成本，這部分非生產(chǎn)性支出可能對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應。另一方面，當企業(yè)家與政府官員建立緊密關系時，政府官員出于政治績效考量，會讓企業(yè)承擔更多的社會責任(Maisuradze et al.，2020)，如安排下崗職工再就業(yè)、加大環(huán)保投入力度等，給企業(yè)帶來額外負擔，擠出企業(yè)技術研發(fā)資金，導致企業(yè)創(chuàng)新能力不升反降。再者，當企業(yè)把高額補貼作為企業(yè)超額利潤時，會極大削弱企業(yè)通過增加技術創(chuàng)新投入來提高企業(yè)生產(chǎn)效率進而獲取超額利潤的積極性。因此，過高強度的創(chuàng)新補貼可能導致企業(yè)創(chuàng)新效率不升反降，或者是催生迎合地方政府目標的重數(shù)量輕質(zhì)量的策略性創(chuàng)新行為(黎文靖 等，2016)。但是，實踐中不難發(fā)現(xiàn)，部分企業(yè)在接受補貼情況下，伴隨補貼強度的提高依然具有較高的技術創(chuàng)新能力。一方面，這歸功于企業(yè)長期以來對技術研發(fā)工作的重視，即使沒有政府補貼也能夠通過自身努力實現(xiàn)持續(xù)性創(chuàng)新；另一方面，企業(yè)家精神與企業(yè)創(chuàng)新文化也在其中發(fā)揮了重大作用(Smit，2021)。而且，所有制性質(zhì)、要素密集度以及企業(yè)生命周期這些異質(zhì)性特征都會給創(chuàng)新質(zhì)量帶來不同程度的影響(Sung，2019；戴一鑫 等，2019)。綜上，提出：

研究假說3a：在控制其他影響因素的情況下，若企業(yè)創(chuàng)新重視程度較高，高強度政府補貼會繼續(xù)促進企業(yè)技術創(chuàng)新；

研究假說3b：在控制其他影響因素的情況下，若企業(yè)政治關聯(lián)維持成本較高，高強度政府補貼會抑制企業(yè)技術創(chuàng)新。

三、研究設計

(一)實證策略

為有效考察不同強度區(qū)間政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，本文選用門檻回歸分析方法，對門檻值進行參數(shù)估計及門檻效應檢驗。

首先，構建單門檻效應模型，令虛擬變量I(λ)={subsidyit≤λ}，其中I(·)為示性函數(shù)。當subsidyit≤λ時，I=1；否則I=0。模型表達式如下：

令yit=lnpatentit、lnpatentiit、lnpatentniit

(1)

在確定存在門檻效應的基礎上，有必要進一步討論是否存在兩個或多個門檻值的情況。以雙門檻模型為例，具體設定如下：

(2)

其他多門檻模型以此類推。

(二)數(shù)據(jù)來源和變量說明

本文使用2012—2017年滬深兩市A股上市制造業(yè)企業(yè)作為研究樣本。之所以選擇該樣本區(qū)間是因為2011年證監(jiān)會公布了新的國民經(jīng)濟行業(yè)分類準則，且2012年以后企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)更加充分，可以保證結論更加可靠(楊國超 等，2017)。參考毛其淋等(2015)，對樣本數(shù)據(jù)進行初步篩選，并對其他研究數(shù)據(jù)做如下處理：(1)剔除所有者權益合計小于0以及在樣本期新成立、破產(chǎn)或合并重組的企業(yè)；(2)剔除在樣本期內(nèi)被ST、*ST、PT處理的企業(yè)；(3)剔除凈利潤率大于1、資產(chǎn)負債率不在0～1范圍內(nèi)等財務指標明顯異常的企業(yè)。最終得到1292家企業(yè)7752個觀測值的平衡面板數(shù)據(jù)。其中衡量企業(yè)技術創(chuàng)新的專利申請數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)、政府創(chuàng)新補貼數(shù)據(jù)均來自于CSMAR和RESSET經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫。為消除極端異常值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%和99%分位數(shù)的Winsorize縮尾處理。

1.被解釋變量

為更全面反映企業(yè)實際的技術創(chuàng)新能力和創(chuàng)新成果質(zhì)量，本文將以企業(yè)申請專利總數(shù)(patent)衡量企業(yè)技術創(chuàng)新規(guī)模；為考察企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量狀況，用發(fā)明專利申請數(shù)(patenti)衡量企業(yè)高質(zhì)量創(chuàng)新績效；用非發(fā)明專利(實用新型和外觀設計專利)申請數(shù)(patentni)衡量企業(yè)低質(zhì)量創(chuàng)新績效(黎文靖 等，2016)。鑒于專利數(shù)據(jù)屬于離散數(shù)據(jù)類型，無法直接使用基于OLS回歸的門檻效應模型，同時考慮專利數(shù)量為0值的數(shù)據(jù)較多以及為了排除異方差對估計結果的干擾，對所有申請專利加1后取對數(shù)值。此外，本文還以研發(fā)費用投入(rdcapital、ln rdcapital)作為企業(yè)創(chuàng)新的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗?？紤]到樣本期內(nèi)企業(yè)研發(fā)支出報告數(shù)據(jù)存在部分缺失，如果一刀切地將缺失值剔除，會因觀測值損失引致估計偏誤，故對于樣本期內(nèi)研發(fā)支出缺失作0值處理。

2.解釋變量：政府創(chuàng)新補貼(subsidy)

為便于不同企業(yè)間進行對比研究，參考毛其淋等(2015)，對政府創(chuàng)新補貼做了無量綱化處理，用政府創(chuàng)新補貼總額與營業(yè)收入的比值來衡量企業(yè)享受補貼程度的大小。針對某一企業(yè)在某一年度存在缺失值的情況，利用均值插補法以該企業(yè)各年政府補貼的平均值予以填補。本文缺失值僅占觀測值的2%左右，故不會對最終估計結果產(chǎn)生實質(zhì)性影響。由于中國目前尚沒有政府創(chuàng)新補貼數(shù)據(jù)庫，本文通過手工收集獲得政府創(chuàng)新補貼數(shù)據(jù)，關鍵詞確定標準具體如下：(1)專利類創(chuàng)新補貼，包括“發(fā)明專利授權獎勵”“專利資助經(jīng)費”“重大專利推廣應用計劃項目撥款”“優(yōu)秀專利獎金”等；(2)國家支持高技術、新技術產(chǎn)業(yè)形成和發(fā)展等資助計劃，包括“863”“火炬”“瞪羚”“獨角獸”“小巨人”“海鷗”“星火”計劃等；(3)藥物及化學制劑研發(fā)補助，包括“磷霉素”“重組人白介素”“安宮牛黃”“血小板抗體”“新型天花疫苗”“生物膜”“新型乙肝疫苗”“脫氨霉菌”“果膠阿霉素”“?；撬帷钡?；(4)智能裝備制造，包括“智能電網(wǎng)”“智能儀表”“智能半導體”“智慧物流港”“物聯(lián)網(wǎng)”“納米”“芯片研發(fā)”等；其他創(chuàng)新類補貼。

3.控制變量

參考周煊等(2012)的做法，本文在考察政府創(chuàng)新補貼對公司專利申請的影響時，控制了企業(yè)年齡(lnage)、企業(yè)規(guī)模(lnsize)、凈利潤(lnprofit)、凈利潤率(roa)、財務杠桿(debt)、資本投入結構(structure)、現(xiàn)金資產(chǎn)比率(cash)、償債能力(caratio)、股東權益(eratio)、股權集中度(share)、盈利能力(eps)。

(三)變量含義及描述性統(tǒng)計

變量定義見表1。

表1 變量定義

變量描述性統(tǒng)計結果見表2?？梢钥吹?，企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)出lnpatent、lnpatenti、lnpatentni的標準差分別為1.5828、1.5072和1.6250，表明企業(yè)間發(fā)明專利與非發(fā)明專利申請數(shù)量存在差異，企業(yè)創(chuàng)新水平和創(chuàng)新質(zhì)量參差不齊。政府創(chuàng)新補貼強度的最小值為0.0067，最大值為10.4130，相對指標同樣揭示出政府創(chuàng)新補貼強度在企業(yè)間差異明顯。

表2 變量描述性統(tǒng)計

四、政府創(chuàng)新補貼合理區(qū)間的全樣本分析

(一)模型設定檢驗

參考李澤廣等(2010)，本文執(zhí)行從多重門檻到單一門檻的檢驗順序確定最優(yōu)門檻數(shù)，若門檻值均不顯著則執(zhí)行更低一級門檻檢驗。結果表明，三類被解釋變量的第三門檻值均不顯著，第一和第二門檻值均通過顯著性水平檢驗，故接受存在雙門檻效應的原假設。(3)由于版面限制，從略，有需要者可向作者索取。

(二)政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模的門檻效應

表3模型(1)為政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)專利總水平的回歸結果，反映政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新的整體效果。當政府創(chuàng)新補貼強度小于0.1215時，低強度政府補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新具有顯著的抑制作用，假說1得證；當政府創(chuàng)新補貼位于區(qū)間[0.1215，2.8466]時，政府創(chuàng)新補貼的估計值顯著為正，這表明當政府創(chuàng)新補貼強度位于該“合理區(qū)間”時，政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模具有較強的激勵作用，假說2得證；當政府創(chuàng)新補貼強度大于2.8466時，雖然估計值為正，但未通過顯著性水平檢驗，高強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新的激勵效果不明顯，假說3a不成立。由此可見，政府補貼強度過高時，創(chuàng)新激勵效應有所衰減。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因可能與企業(yè)非生產(chǎn)性支出擴大導致研發(fā)投入被擠出有關，從而抵消政府創(chuàng)新補貼的創(chuàng)新激勵效應，例如企業(yè)高昂的尋租成本或因政治關聯(lián)導致企業(yè)承擔更多社會責任等。

表3 全樣本回歸結果

(三)政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的門檻效應

表3模型(2)、(3)分別反映了政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)發(fā)明專利和非發(fā)明專利的影響。當政府創(chuàng)新補貼強度分別小于0.1365、0.1215時，政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新的估計值顯著為負，這表明低強度政府創(chuàng)新補貼既難以支持企業(yè)開展難度系數(shù)大、風險高的發(fā)明創(chuàng)新，也不能有效促進企業(yè)實用新型和外觀設計發(fā)明增加，假說1得證；當政府創(chuàng)新補貼強度分別在區(qū)間[0.1365，2.8466]和[0.1215，3.4443]時，政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新激勵作用十分顯著，有助于提升企業(yè)技術創(chuàng)新規(guī)模和質(zhì)量，假說2得證。當發(fā)明專利組的政府創(chuàng)新補貼強度大于2.8466時，估計系數(shù)依然顯著為正，但系數(shù)值有所下降(0.0214<0.0821)，這表明高強度政府創(chuàng)新補貼對發(fā)明創(chuàng)新具有顯著的激勵作用，假說3a成立。當非發(fā)明專利組的政府創(chuàng)新補貼強度大于3.4443時，政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)非發(fā)明技術創(chuàng)新的抑制作用不明顯，假說3b不成立?？赡艿脑蚴?，當企業(yè)獲取高額補貼時并不會立即減少非發(fā)明創(chuàng)新的數(shù)量，而是選擇適當削減其規(guī)模，保留一部分創(chuàng)新補貼留作他用。

從橫向比較來看，與高質(zhì)量的發(fā)明創(chuàng)新相比，企業(yè)在開展非發(fā)明創(chuàng)新方面所需的政府創(chuàng)新補貼門檻值較低(0.1215<0.1365)，但促進作用卻較弱(0.0477<0.0821)，這主要是因為非發(fā)明創(chuàng)新的風險和成本相對較低。上述實證結果為在有效甄別企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量基礎上，有針對性地實施財政補貼政策提供有益借鑒。在全樣本分析中，從促進企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量兩方面出發(fā)，對比三者的創(chuàng)新激勵區(qū)間可以發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新補貼比較合理的補貼區(qū)間是[0.1365，2.8466]。

五、企業(yè)異質(zhì)性特征視角下政府創(chuàng)新補貼的合理區(qū)間

(一)產(chǎn)權異質(zhì)性視角的分析

如表4模型(1)所示，在國有企業(yè)中，低強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模的促進作用不明顯；隨著創(chuàng)新補貼強度的提升，政府創(chuàng)新補貼的估計系數(shù)顯著為負(-0.2069)。這表明政府創(chuàng)新補貼對國有企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模具有抑制作用。從創(chuàng)新質(zhì)量上看，模型(2)中，政府創(chuàng)新補貼在低、中區(qū)間對企業(yè)發(fā)明專利具有顯著的負效應，在高強度補貼區(qū)間負效應不顯著；模型(3)中，低強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)非發(fā)明專利的促進作用不顯著，中等強度創(chuàng)新補貼具有顯著的抑制作用，高強度創(chuàng)新補貼的抑制作用不明顯。除非發(fā)明專利外，政府創(chuàng)新補貼對國有企業(yè)創(chuàng)新效果不佳，這揭示出國有企業(yè)在創(chuàng)新資源利用效率方面有待提升。

表4 分產(chǎn)權性質(zhì)回歸結果

在非國有企業(yè)中，政府創(chuàng)新補貼在區(qū)間[0.1265，2.8546]對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模的估計系數(shù)為0.0776，通過1%的顯著性水平檢驗，政府創(chuàng)新補貼能有效促進非國有企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模提升。模型(5)中，政府創(chuàng)新補貼分別在區(qū)間[0.1691，2.8546]和[2.8546，+∞)內(nèi)對企業(yè)發(fā)明專利的回歸系數(shù)顯著為正，政府創(chuàng)新補貼能夠促進企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新活動。模型(6)的回歸結果顯示，政府創(chuàng)新補貼對非發(fā)明創(chuàng)新存在抑制作用。對比模型(2)和(5)還可以發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)在開展發(fā)明創(chuàng)新提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量方面比國有企業(yè)具有更大的積極性(0.0891>-3.6232)。

(二)要素密集度視角的分析

如表5模型(1)、(3)，在勞動密集型制造業(yè)企業(yè)中，政府創(chuàng)新補貼在中等強度區(qū)間會顯著促進企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模和非發(fā)明創(chuàng)新，驗證了假說2；當政府創(chuàng)新補貼強度位于低強度和高強度區(qū)間時，創(chuàng)新激勵效應不顯著或出現(xiàn)顯著抑制創(chuàng)新的情況，假說1和假說3b得證。在模型(2)中，政府創(chuàng)新補貼在中等強度區(qū)間的估計系數(shù)為-0.4256，通過了5%的顯著性水平檢驗，這說明政府創(chuàng)新補貼處于該區(qū)間時會抑制企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新。綜合以上分析可知，合理區(qū)間的政府創(chuàng)新補貼可以有效提升勞動密集型企業(yè)的創(chuàng)新規(guī)模，但對提高創(chuàng)新質(zhì)量效果甚微。模型(4)、(5)和(6)顯示，在資本密集型制造業(yè)企業(yè)中，中等強度的政府創(chuàng)新補貼可以有效促進企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新(0.0581，p<0.05)，但對創(chuàng)新規(guī)模和非發(fā)明創(chuàng)新具有抑制作用；除模型(5)外，其他模型低強度和高強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響均不顯著。原因可能是，資本密集型企業(yè)的資金儲備雄厚，為企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新奠定了堅實基礎，所以企業(yè)更加注重創(chuàng)新質(zhì)量。模型(7)和(8)回歸結果表明，在知識密集型造業(yè)企業(yè)中，政府創(chuàng)新補貼在低、中強度區(qū)間的估計系數(shù)顯著為負，只有當政府創(chuàng)新補貼強度分別高于0.1122和0.1688時，政府創(chuàng)新補貼才能顯著提高知識密集型企業(yè)的創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量；在模型(9)中，中等和高強度政府創(chuàng)新補貼可以促進企業(yè)非發(fā)明創(chuàng)新，而低強度政府創(chuàng)新補貼對此會產(chǎn)生抑制作用。綜合來看，只有當政府創(chuàng)新補貼強度高于0.1688時，才能同時提升企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量。

表5 分要素密集度回歸結果

(三)企業(yè)生命周期視角的分析

處于不同生命周期的企業(yè)在獲取資源的能力和開展技術創(chuàng)新的動力方面存在明顯差異。參照Dickinson(2011)基于組合現(xiàn)金流的劃分方法，根據(jù)經(jīng)營、投資、籌資現(xiàn)金的凈流量組合把企業(yè)劃分為成長期、成熟期和衰退期三個階段分樣本分析(如表6所示)。表7揭示了政府創(chuàng)新補貼分別對成長期、成熟期和衰退期企業(yè)專利總水平、發(fā)明專利水平以及非發(fā)明專利水平的影響。

表6 不同企業(yè)生命周期的現(xiàn)金流組合特征

表7模型(1)、(2)和(3)回歸結果表明，在成長期企業(yè)中，中等強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)專利總量、發(fā)明專利和非發(fā)明專利均有促進作用。換言之，當政府創(chuàng)新補貼強度位于區(qū)間[0.2453，2.7607]時，政府創(chuàng)新補貼對成長期企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量均具有促進效應。在模型(3)中，政府創(chuàng)新補貼在低強度和中等強度區(qū)間對企業(yè)非發(fā)明創(chuàng)新具有促進作用，隨著補貼強度上升，這種激勵作用變得不顯著。在成熟期企業(yè)中，政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量要么不顯著要么具有抑制作用。原因可能是：成熟期企業(yè)會隨著經(jīng)營績效的改善持續(xù)增加研發(fā)投入，與大規(guī)模研發(fā)投入相比，政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新的邊際貢獻可能微不足道；或者與企業(yè)將創(chuàng)新補貼挪作他用有關。在衰退期企業(yè)中，由模型(7)和(8)可知，低強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)專利總量和發(fā)明專利具有抑制作用，模型(8)的中等強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)發(fā)明專利具有抑制作用，其他補貼區(qū)間的估計值均不顯著。模型(9)的回歸結果均不顯著，說明政府創(chuàng)新補貼對衰退期企業(yè)非發(fā)明專利無影響。

表7 企業(yè)生命周期回歸結果

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)測量誤差的檢驗

為避免因被解釋變量存在測量誤差產(chǎn)生有偏結果，本文用研發(fā)支出與營業(yè)收入的比值以及研發(fā)支出對數(shù)值(rdcapital、lnrdcapital)作為企業(yè)整體創(chuàng)新能力的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗。

表8模型(1)表明，政府創(chuàng)新補貼在低、中和高強度區(qū)間對企業(yè)研發(fā)投入均具有顯著促進作用；模型(2)顯示中等強度政府創(chuàng)新補貼促進了企業(yè)研發(fā)投入，即存在一個補貼合理區(qū)間可以促進企業(yè)創(chuàng)新。結果與表3結論基本一致。

表8 穩(wěn)健性檢驗(1)

(二)雙向因果效應的檢驗

如果兩個變量互為因果，任何一方都可以作為對方的解釋變量，那么任何一個單方面的回歸都存在內(nèi)生性問題。例如，政府創(chuàng)新補貼越多，企業(yè)創(chuàng)新能力越強；反之，亦然。正因如此，本文將政府創(chuàng)新補貼滯后一期進行穩(wěn)健性檢驗。表9模型(1)顯示，中等強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模具有顯著促進作用，低強度和高強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模影響不顯著；模型(2)中，政府創(chuàng)新補貼在低和中等強度區(qū)間對企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新具有促進作用，隨著補貼額度的提升，正向激勵效應變得不顯著；模型(3)中，中等強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)非發(fā)明創(chuàng)新具有促進作用，在其他強度區(qū)間負效應不顯著。也就是說，存在政府創(chuàng)新補貼的合理區(qū)間能夠同時促進企業(yè)規(guī)模和企業(yè)質(zhì)量的提升。這與表3結論基本保持一致。

表9 穩(wěn)健性檢驗(2)

(三)分樣本固定效應模型的再檢驗

借鑒箱線圖繪制的思路，將政府創(chuàng)新補貼按照分位數(shù)1/4和3/4劃分成低、中和高三個區(qū)間分別進行OLS回歸。人為劃分區(qū)間存在較大爭議，但也不失為一種檢驗回歸結果穩(wěn)健性的合理輔助手段。

由表10回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，中等強度政府創(chuàng)新補貼的估計系數(shù)顯著為正，當政府創(chuàng)新補貼位于區(qū)間[0.2900，1.4325]時，可以有效促進企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量。除模型(4)低強度補貼區(qū)間外，其他區(qū)間的估計系數(shù)均不顯著。結果與表3結論基本一致。

表10 穩(wěn)健性檢驗(3)

七、結論及啟示

基于中國A股上市制造業(yè)企業(yè)樣本數(shù)據(jù)，利用面板門檻效應模型，從創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量兩個維度對政府創(chuàng)新補貼與企業(yè)技術創(chuàng)新之間的非線性關系進行識別并測度政府補貼強度的合理區(qū)間。研究發(fā)現(xiàn)：全樣本視角下，低強度政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)專利總水平和非發(fā)明專利促進作用不顯著；當政府創(chuàng)新補貼強度大于第一門檻值小于第二門檻值時，政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量均有促進作用，即處于合理區(qū)間的政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新活動更為有利；當政府創(chuàng)新補貼強度大于第二門檻值時，高強度政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新呈現(xiàn)出不顯著的促進作用，甚至起抑制作用。低強度和高強度政府創(chuàng)新補貼對國有企業(yè)與非國有企業(yè)創(chuàng)新均會產(chǎn)生抑制作用，合理區(qū)間補貼對非國有企業(yè)的激勵效應強于國有企業(yè)，非國有企業(yè)在創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量方面均有所提升。中等和高強度政府創(chuàng)新補貼可以促進勞動密集型企業(yè)非發(fā)明創(chuàng)新；中等強度的政府創(chuàng)新補貼對資本密集型企業(yè)發(fā)明創(chuàng)新具有顯著促進作用；只有當政府創(chuàng)新補貼強度足夠高時，才能有效提升知識密集型企業(yè)的創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量。政府創(chuàng)新補貼對成長期企業(yè)創(chuàng)新激勵效果顯著，對成熟期和衰退期企業(yè)的創(chuàng)新激勵作用不明顯。

上述研究結論為合理制定高效的政府創(chuàng)新補貼政策提供了思考方向，本文認為可以從以下幾個方面著手提升政府創(chuàng)新補貼對企業(yè)創(chuàng)新規(guī)模和創(chuàng)新質(zhì)量的激勵效應：

1.制定政府創(chuàng)新補貼的合理區(qū)間

理論和實踐表明，低強度政府補貼對企業(yè)開展創(chuàng)新激勵有限，而高強度政府補貼可能誘使企業(yè)開展尋租活動，削弱企業(yè)技術創(chuàng)新積極性。因而，掌握好補貼的合理范圍將對企業(yè)創(chuàng)新有著以蚓投魚的效果。應針對不同類型的制造業(yè)企業(yè)設定政府創(chuàng)新補貼強度的合理區(qū)間。國有企業(yè)補貼強度合理區(qū)間明顯高于非國有企業(yè)補貼強度合理區(qū)間，但二者在創(chuàng)新激勵效果方面幾乎一致，甚至非國有企業(yè)要略高于國有企業(yè)，而且國有企業(yè)更偏向于“尋補貼”的低質(zhì)量創(chuàng)新。因此，對于非國有企業(yè)，應加大政府創(chuàng)新補貼強度，提高政府補貼創(chuàng)新激勵效應，而對于國有企業(yè)，應當查找低效原因，督促其不斷完善創(chuàng)新機制，提高財政資金使用效率。在設定創(chuàng)新補貼規(guī)模時，應當充分研判、實地調(diào)研，制定水平適度的政府創(chuàng)新補貼強度。

2.引入動態(tài)的政府創(chuàng)新補貼調(diào)整機制

從分產(chǎn)權性質(zhì)、要素密集度和生命周期視角的實證結果來看，政府關于創(chuàng)新補貼政策的制定不能一成不變，要引入動態(tài)的政府補貼調(diào)整機制。財政部門要根據(jù)宏觀經(jīng)濟走勢，在產(chǎn)業(yè)幫扶方面及時作出反應，真正達到激勵企業(yè)創(chuàng)新的目的。在是否給予企業(yè)補貼方面，要建立更加公開、透明的補貼資格審核機制，同時結合企業(yè)創(chuàng)新績效，綜合研判。例如，要減少或停止對衰退期企業(yè)的創(chuàng)新補貼，加大對成長期企業(yè)的補貼力度，加強對高端制造業(yè)的補貼力度；完善獎懲機制，加大對虛假補貼資格企業(yè)的懲罰力度，通過規(guī)范補貼資格評審機制來切實減少不符合補貼資格企業(yè)的尋租行為，提高補貼資源利用效率。

3.提升高質(zhì)量創(chuàng)新的補貼權重

為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，政府補貼要重點關注企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。從政策制定角度來看，適當提高發(fā)明專利在評估企業(yè)獲取創(chuàng)新補貼資格方面的權重，減少實用新型和外觀設計專利的占比，完善企業(yè)創(chuàng)新投入-產(chǎn)出評價指標體系。為此，需要政府部門強化信息的獲取能力，建立健全創(chuàng)新補貼評價指標體系，完善創(chuàng)新補貼評價方法，科學合理地制定企業(yè)創(chuàng)新型補貼的評價標準，提高創(chuàng)新補貼資金的使用效率。