彭日銘

摘要：以2011—2017年滬深兩市A股78家農(nóng)業(yè)類上市公司為對(duì)象，通過面板門限模型分析政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響和門限效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出存在正向激勵(lì)作用和雙門限效應(yīng)，當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度介于0～0.007 1之間時(shí)，補(bǔ)貼的正向激勵(lì)作用最大。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè);政府補(bǔ)貼;技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出;門限效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F323.3;F812.45;F279.23? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? ? 文章編號(hào)：1674-1161（2021）06-0065-04

我國(guó)是農(nóng)業(yè)大國(guó)，亟需通過農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新推動(dòng)農(nóng)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。長(zhǎng)期以來，為促進(jìn)農(nóng)業(yè)科技創(chuàng)新和推動(dòng)農(nóng)業(yè)發(fā)展，我國(guó)政府以農(nóng)業(yè)上市公司為主要扶持對(duì)象，通過直接補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等措施給予資金和政策紅利方面的支持。隨著農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策的不斷深化，補(bǔ)貼成效問題日益受到關(guān)注和重視。為此，以滬深A(yù)股農(nóng)業(yè)類上市公司為對(duì)象，探尋政府補(bǔ)貼與農(nóng)業(yè)類上市公司技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，為合理確定助農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼力度提供數(shù)據(jù)參考。

1 門限效應(yīng)研究背景

關(guān)于政府補(bǔ)貼影響技術(shù)創(chuàng)新的機(jī)制，存在促進(jìn)作用、抑制作用、混合作用3種不同的觀點(diǎn)。隨著研究的深入，許多學(xué)者開始關(guān)注兩者間的非線性關(guān)系，認(rèn)為補(bǔ)貼強(qiáng)度存在“最優(yōu)區(qū)間”，唯有適當(dāng)額度補(bǔ)貼才能推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新。目前，關(guān)于農(nóng)業(yè)領(lǐng)域政府技術(shù)創(chuàng)新補(bǔ)貼成效的研究，影響作用的分析僅局限于有利或不利方面。在農(nóng)業(yè)領(lǐng)域，政府補(bǔ)貼與技術(shù)創(chuàng)新之間是否存在非線性關(guān)系，以及補(bǔ)貼力度所處區(qū)間對(duì)技術(shù)創(chuàng)新在大小或方向上的影響是否有差異仍待驗(yàn)證。為此，擬構(gòu)建實(shí)證模型，驗(yàn)證政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的門限效應(yīng)和政府補(bǔ)貼力度最佳區(qū)間的存在性。

2 門限效應(yīng)研究方法

2.1 樣本數(shù)據(jù)

研究數(shù)據(jù)來源自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)、巨潮網(wǎng)和企業(yè)年度財(cái)務(wù)報(bào)表，樣本選自2011—2017年滬深兩市A股的農(nóng)業(yè)類上市公司。參照徐利飛的做法，從農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)全產(chǎn)業(yè)鏈的角度出發(fā)，基于2012年證監(jiān)會(huì)制定的行業(yè)分類準(zhǔn)則，選取A門類“農(nóng)業(yè)”中A01-A05“農(nóng)、林、牧、漁業(yè)”所有上市公司;C門類“制造業(yè)”中的C13“農(nóng)副食品加工業(yè)”和C14“食品制造業(yè)”的上市公司;C26“化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)”中生產(chǎn)化肥農(nóng)藥的上市公司以及C門類中主營(yíng)業(yè)務(wù)是農(nóng)業(yè)機(jī)械的上市公司，共計(jì)186家。剔除股票名稱標(biāo)記有ST，*ST和部分財(cái)務(wù)指標(biāo)缺失或無法獲取的公司后，共篩選出78家上市公司，收集它們2011—2017年的546個(gè)樣本年度觀測(cè)值。

2.2 實(shí)證模型及變量

為分析政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)上市公司技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，構(gòu)建基準(zhǔn)面板模型回歸方程式：

式（1）中：i表示第i家農(nóng)業(yè)上市公司;t表示第t年;Innovit為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出指標(biāo);SUBit為政府補(bǔ)貼指標(biāo);Controlsit為模型中的一系列控制變量;α0，α1，…αk表示回歸系數(shù);uit為隨機(jī)誤差。

引入Hansen（1999）構(gòu)建的門限回歸模型（Threshold Regression Model）分析變量間的非線性關(guān)系，模型的基本形式如下：

式（2）中，其它模型參數(shù)保持不變，GSIit為門限變量;γ代表特定的門限值;I（*）為特征函數(shù)，表示若括號(hào)內(nèi)*式成立，則返回值為1，否則為0。

為確保政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不受到其它因素影響，將企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的潛在影響因素加以控制。實(shí)證模型中包含的各變量及變量描述性統(tǒng)計(jì)如表1—2所示。為剔除樣本極端值對(duì)實(shí)證分析造成的影響，對(duì)連續(xù)型變量在其上下0.025分位點(diǎn)處進(jìn)行縮尾處理。

3 門限效應(yīng)實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)面板模型估計(jì)結(jié)果

在建立面板模型時(shí)，采用Stata15.0非官方命令Xtoverid進(jìn)行輔助回歸，對(duì)選用固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行判斷。Xtoverid命令匯報(bào)的x2（7）統(tǒng)計(jì)量為44.939，p值為0.000，說明應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

由表3中的固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果可知，政府補(bǔ)貼的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)為0.209 3，即認(rèn)為政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的激勵(lì)作用，政府補(bǔ)貼每增加1%，會(huì)使技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出平均增加20.93%。

為了解決模型中可能存在的反向因果問題，借鑒任躍文的做法將所有解釋變量的滯后一期項(xiàng)納入式（1）模型進(jìn)行回歸。政府補(bǔ)貼的當(dāng)期值和滯后期值對(duì)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響表現(xiàn)一致，均在1%的顯著性水平下具有顯著的正向激勵(lì)作用。

3.2 面板門限模型估計(jì)結(jié)果

由基準(zhǔn)面板模型的估計(jì)結(jié)果可知，政府補(bǔ)貼能夠正向促進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的提升。在此基礎(chǔ)上以政府補(bǔ)貼強(qiáng)度GSIit為門限變量建立面板門限模型，實(shí)證分析門限效應(yīng)的存在性。

基于Hansen提出的面板門限模型檢驗(yàn)方法，使用Stata15.0中的Xthreg命令進(jìn)行門限值的估計(jì)和檢驗(yàn)，采用Bootstrap抽樣1 000次得到門限效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，分組樣本異常值去除比例為10%。門限效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%和10%的顯著性水平下，模型拒絕不存在單門限效應(yīng)和雙門限效應(yīng)的原假設(shè)，但不能拒絕不存在三門限效應(yīng)的原假設(shè)。因此認(rèn)為政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出的門限效應(yīng)存在。在10%的顯著性水平下，政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)農(nóng)業(yè)類上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出存在雙門限效應(yīng)，政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的第一個(gè)門限值為0.007 1，第二個(gè)門限值為0.014 0。門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

由單門限和雙門限效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果可知，以0.007 1和0.014 0的政府補(bǔ)貼強(qiáng)度門限值為界，政府補(bǔ)貼對(duì)農(nóng)業(yè)上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在3種機(jī)制。當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度小于或等于第一個(gè)門限值0.007 1時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向的促進(jìn)作用，且在1%的顯著性水平下顯著，此時(shí)當(dāng)政府補(bǔ)貼每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出平均增加39.75%。隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度增加到第一門限和第二門限之間時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響有所減弱，此時(shí)政府補(bǔ)貼每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出增加37.45%。當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度大于第二個(gè)門限值0.014 0時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的正向影響依然顯著，但回歸系數(shù)進(jìn)一步減小，此時(shí)政府補(bǔ)貼每增加1%，技術(shù)創(chuàng)新傳出平均增加34.93%。