李 坤

（揚州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 揚州 225127）

一、引言

中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)發(fā)布《2017·中國企業(yè)經(jīng)營者問卷跟蹤調(diào)查報告》顯示，融資約束仍是當(dāng)前企業(yè)經(jīng)營發(fā)展所面臨的主要困境之一，而科技型企業(yè)緣于其資產(chǎn)結(jié)構(gòu)特性及處于生命周期的初期階段，融資約束問題尤為突出（顧群和翟淑萍，2014）[1]?？萍紕?chuàng)新具有一定的正外部性，因此，并不只有私人資本有利于革命性產(chǎn)業(yè)早期的發(fā)展，事實上，大多數(shù)歐洲國家和美國、日本在趕超時期的不同領(lǐng)域都得到了政府有力支持，包括資金、技術(shù)、人才等政策（佩蕾絲，2007）[2]。我國于1999 年批準(zhǔn)設(shè)立了科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金，通過無償資助、貸款貼息和資本金投入三種方式，支持科技型中小企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。2006 年中國政府頒布《實施〈國家中長期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要（2006—2020 年）〉的若干配套政策》，明確提出要完善促進高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展的稅收政策，發(fā)揮財政資金對激勵企業(yè)自主創(chuàng)新的引導(dǎo)作用，推動建設(shè)創(chuàng)新型國家。

然而現(xiàn)有文獻對政府補助效應(yīng)的研究結(jié)論不盡相同，有學(xué)者研究認(rèn)為，政府補助不僅可以有效緩解企業(yè)的資源約束，還可以起到信號傳遞作用從而緩解企業(yè)風(fēng)險性項目的資源約束，而且能夠進一步增強管理者的經(jīng)營信念，以增強企業(yè)主觀層面的風(fēng)險接納程度（毛其淋和許家云，2016；陳璐等，2019）[3-4]；但也有學(xué)者研究認(rèn)為，政府補助這一扶持性政策滋生了企業(yè)通過獲得補助以獲利的“惰性”（高翔和獨旭，2017）[5]，對從事風(fēng)險投資的科技型企業(yè)具有一定的擠出效應(yīng)。政府補助究竟能否緩解科技型企業(yè)的融資約束或發(fā)揮信號傳遞作用從而有助于企業(yè)的外源性融資，值得進一步深入研究，尤其有必要結(jié)合科技型企業(yè)的異質(zhì)性探究政府補助對企業(yè)融資機制的影響。

基于以上思考和困惑，本文基于2010—2018 年創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)，實證探討異質(zhì)性層面下政府補助對科技型企業(yè)融資機制的影響，并運用工具變量法對異質(zhì)性層面下的作用機制進行檢驗。與已有文獻相比，本文可能的貢獻在于：第一，厘清異質(zhì)性層面下政府補助影響企業(yè)融資方式的作用機理，指出了股權(quán)融資還是債權(quán)融資是政府補助緩解企業(yè)融資約束的關(guān)鍵，這一分析豐富了政府補助與企業(yè)融資機制的相關(guān)文獻。第二，運用創(chuàng)業(yè)板上市公司的面板數(shù)據(jù)和兩階段最小二乘法（2SLS）對理論假設(shè)進行檢驗，不僅探討了政府補助緩解企業(yè)融資約束的作用機理，而且分析了企業(yè)商譽含量、所有制形式等異質(zhì)性因素下政府補助對企業(yè)外源性融資的作用機理。

二、理論分析與研究假說

科技型企業(yè)的融資約束問題一直都是阻礙其發(fā)展的主要瓶頸，如何緩解科技型企業(yè)融資難、融資貴問題也一直備受學(xué)術(shù)界關(guān)注。究其根本緣由在于企業(yè)外部投資者與企業(yè)內(nèi)部存在著嚴(yán)重的信息不對稱。當(dāng)信息不對稱在企業(yè)內(nèi)外部之間存在，外部投資者很可能會要求企業(yè)支付溢價來獲取外源性融資，由此造成了企業(yè)外部融資成本的增加，產(chǎn)生融資約束（Myers 和Majluf，1984）[6]。企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度越高，產(chǎn)生的融資約束問題就越嚴(yán)重（Kaplan 和Zingales，1997）[7]。因此，如何降低內(nèi)外部之間的信息不對稱程度、緩解科技型企業(yè)的融資約束已成為中國各級政府部門亟待解決的問題。Takalo 和Tanayama（2010）[8]運用博弈分析方法指出，政府補助對于緩解科技型企業(yè)的融資約束具有顯著的正向作用。

政府對科技型企業(yè)提供補助既可為企業(yè)提供相應(yīng)的資金支持，一定程度上減少企業(yè)對外部市場資金的需求，同時也通過向外部釋放出積極信號降低企業(yè)內(nèi)外部之間的信息不對稱程度，進而緩解其融資約束。據(jù)此，本文提出假設(shè)1：

假設(shè)1：政府補助能夠緩解科技型企業(yè)的融資約束。

各級政府通常提供的補助金額比較有限，并不能直接緩解科技型企業(yè)的融資約束。政府對某一行業(yè)中的企業(yè)提供補助，往往向市場傳遞一個重要的利好消息，該行業(yè)獲得了國家層面的政策支持，同時，也表明了其是此行業(yè)中的優(yōu)勢企業(yè)。降低信息不對稱是緩解融資約束的主要途徑，政府補助這一啟示性行為向外部投資者傳遞了正向信號（郭玥，2018）[9]，從而有效減少了科技型企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱。政府補助的對象通常都是那些更有發(fā)展?jié)摿?、更能為社會帶來效益的行業(yè)和項目，因此政府補助表明其對企業(yè)經(jīng)營理念、投資項目及其前景的認(rèn)同。在其他狀況都相同的情境下，獲得政府補助的企業(yè)更容易得到外部投資者的青睞。股權(quán)融資和債權(quán)融資作為科技型企業(yè)外源性融資的主要來源，政府補助這一行為能夠有效發(fā)揮信號傳遞作用，降低內(nèi)外部之間的信息不對稱程度，進而緩解企業(yè)融資約束，促進科技型企業(yè)的股權(quán)融資和債權(quán)融資。風(fēng)險投資是科技型企業(yè)可以從外部獲得的除創(chuàng)始發(fā)起人出資以外的最主要股權(quán)融資。當(dāng)政府補助的信號釋放后被外部風(fēng)險投資機構(gòu)或個人獲取，將有利于股權(quán)融資的增加（傅利平和李小靜，2014）[10]?？萍夹推髽I(yè)在股權(quán)融資過程中，當(dāng)企業(yè)的價值被外部投資者高估時，外部投資者也更愿意對企業(yè)進行股權(quán)投資。政府補助能夠有效地向外部風(fēng)險投資者釋放出“好企業(yè)”信號，引導(dǎo)其入股“好企業(yè)”。

朱治理等（2016）[11]則提出了政府補助對股權(quán)融資的信號傳遞作用無顯著性?？萍夹推髽I(yè)是創(chuàng)新型企業(yè)，其研發(fā)等主要生產(chǎn)經(jīng)營活動具有較大的不確定性，債權(quán)人往往會要求較高的利率支付水平。其一，盡管向企業(yè)發(fā)放貸款被投資者視為一種較為穩(wěn)固的投資方式，但外部投資者還是傾向于投資盈利能力強的企業(yè)，以應(yīng)對債務(wù)人不能如期償付本利的風(fēng)險。政府補助能夠有效地向外部債權(quán)投資者釋放出“好企業(yè)”信號，引導(dǎo)其投資“好企業(yè)”。其二，政府補助會被外部債權(quán)投資者視作是一種隱性擔(dān)保，能夠降低投資者對信貸風(fēng)險的預(yù)期，增加對獲補助企業(yè)的信任度。其三，融資優(yōu)序理論認(rèn)為企業(yè)首先選擇無交易成本的內(nèi)源融資，其次是可以為企業(yè)帶來節(jié)稅利益的債權(quán)融資，最后是會分散企業(yè)控制權(quán)的股權(quán)融資。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

假設(shè)2a：對于高融資約束的科技型企業(yè)而言，政府補助能夠促進企業(yè)的股權(quán)融資；

假設(shè)2b：對于高融資約束的科技型企業(yè)而言，政府補助能夠促進企業(yè)的債權(quán)融資。

假設(shè)2 是對假設(shè)1 作用機制的檢驗。一方面，探討了政府補助對何種外源性融資方式起到了促進作用；另一方面，也反映了中國科技型企業(yè)融資約束程度的高低對其股權(quán)融資以及債權(quán)融資的影響。

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)計

基于以上的理論分析，本文構(gòu)建面板模型，基本形式如下所示：

為檢驗假設(shè)1，構(gòu)建模型（1）：

為檢驗假設(shè)2a，構(gòu)建模型（2）：

為檢驗假設(shè)2b，構(gòu)建模型（3）：

其中，在模型（1）中，SAit表示企業(yè)i在t年的融資約束，Govit表示企業(yè)i在t年的政府補助額度。controlsit表示其他的控制變量，包括：資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）表明企業(yè)的市場競爭力；銷售增長率（Sale）反映企業(yè)的成長性；資產(chǎn)有形性（PPE）反映企業(yè)的擔(dān)保能力；產(chǎn)權(quán)比率（DER）衡量企業(yè)的財務(wù)杠桿。此外，還考慮到了宏觀經(jīng)濟增長（RGDP）、行業(yè)效應(yīng)和時間效應(yīng)。在模型（2）、模型（3）中，Equityit表示企業(yè)i在t年的股權(quán)融資，Debtit表示企業(yè)i在t年的債權(quán)融資，SAitΓGovit為融資約束與政府補助的交互項，其他控制變量與模型（1）相同。進一步，各變量定義說明如下。

1.融資約束。關(guān)于企業(yè)融資約束的衡量學(xué)術(shù)界一直沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，對于融資約束的衡量指標(biāo)可選擇KZ 指數(shù)、WW 指數(shù)和SA 指數(shù)進行度量。但是KZ 指數(shù)和WW 指數(shù)都包含了內(nèi)生性特征的融資變量。KZ 指數(shù)并不能真實反映企業(yè)的融資約束狀況，甚至認(rèn)為KZ 指數(shù)的度量結(jié)果存在著不少反事實情況（Whited 和Wu，2006）[12]；WW 指數(shù)主要測度企業(yè)的股權(quán)融資約束，而本文測度的是企業(yè)整體的外源性融資。因此，借鑒Hadlock 和Pierce（2010）[13]用企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模兩個外生變量構(gòu)建相對穩(wěn)健的融資約束代理變量SA指數(shù)。具體計算公式如下：

其中，Size是企業(yè)百萬元資產(chǎn)的自然對數(shù)，Age是企業(yè)年齡。SA指數(shù)為負(fù)數(shù)，SA指數(shù)越大，融資約束越高。

2.企業(yè)特征。本文實證分析選取的反映企業(yè)微觀層面的主要解釋變量和控制變量，已在基本回歸方程設(shè)定模塊進行了闡釋，以下主要對這些變量的具體含義和計算方法進行說明。政府補助（Gov）用政府補助金額的自然對數(shù)進行度量（陳璐等，2019）[4]；市場競爭力用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）進行度量，即用營業(yè)收入除以總資產(chǎn)；銷售增長率（Sale）反映企業(yè)的成長性，用企業(yè)當(dāng)年營業(yè)收入與上年營業(yè)收入的差除以上年營業(yè)收入；擔(dān)保能力用企業(yè)的資產(chǎn)有形性（PPE）進行度量，用存貨凈額與固定資產(chǎn)凈額之和除以總資產(chǎn)；產(chǎn)權(quán)比率（DER）衡量企業(yè)的財務(wù)杠桿，用總負(fù)債除以凈資產(chǎn)。此外，宏觀經(jīng)濟增長（RGDP）、行業(yè)效應(yīng)和時間效應(yīng)，則分別用各省級層面人均GDP 增速、行業(yè)和年份的啞變量進行控制。表1 對本文使用的主要變量的計算方法進行了總結(jié)。

表1 主要變量定義與說明

（二）樣本與數(shù)據(jù)

本文選取2010—2018 年中國創(chuàng)業(yè)板非金融保險類上市公司，剔除農(nóng)林牧漁、倉儲、文化藝術(shù)等三類非科技型企業(yè)，剔除沒有披露本文研究相關(guān)數(shù)據(jù)的企業(yè)，并對連續(xù)變量在1%分位兩端進行Winsorize縮尾處理，以防止異常值的影響，獲得了有效觀測樣本3 171 個。本文的財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，并用銳思（RESSET）數(shù)據(jù)庫對部分樣本數(shù)據(jù)進行了校驗。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 為各變量的描述性統(tǒng)計。主要變量中，樣本企業(yè)中的SA 指數(shù)均值約為-3.216，股權(quán)融資（Equity）的均值為0.106，但標(biāo)準(zhǔn)差為0.246，且其最小值與最大值相差大，債權(quán)融資（Debt）的均值為0.262，標(biāo)準(zhǔn)差為0.148，最大值為0.874，最小值為0.011，表明中國科技型企業(yè)的外部融資的情況差異較大，同時也表明有必要促進科技型企業(yè)的外源性融資，降低融資約束，縮小科技型企業(yè)間外部融資的差異。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）回歸結(jié)果分析

1.政府補助與融資約束：基礎(chǔ)回歸。表3 報告了政府補助對科技型企業(yè)融資約束影響的回歸結(jié)果。第（1）列結(jié)果顯示政府補助與企業(yè)融資約束結(jié)果顯著為負(fù)，表明政府補助能夠顯著緩解科技型企業(yè)的融資約束。第（2）列～第（4）列分別加入微觀變量、宏觀變量，并控制年份和行業(yè)效應(yīng)后，政府補助仍能夠顯著緩解科技型企業(yè)的融資約束，且均在1%的水平下顯著。第（5）列控制了公司層面的群聚效應(yīng)（cluster），所得政府補助的回歸系數(shù)在1%的水平下依舊顯著為負(fù)，同時也表明模型（1）的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。假設(shè)1 成立。

表3 政府補助與融資約束

2.政府補助與融資約束：作用機制檢驗。政府補助能夠有效緩解科技型企業(yè)的融資約束，那么政府補助能否有效促進高融資約束企業(yè)的外源性融資。科技型企業(yè)的融資約束程度不同，政府補助促進企業(yè)外源性融資的實際效果可能就會存在差異。表4 報告了政府補助影響企業(yè)融資約束機制的檢驗結(jié)果。

表4 政府補助緩解融資約束的機制檢驗

表4（1）列結(jié)果顯示政府補助與企業(yè)的股權(quán)融資結(jié)果為負(fù)，但不顯著。從政府補助與融資約束的交互項來看，其回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，這表明政府補助并不能夠顯著促進高融資約束企業(yè)的股權(quán)融資。因此，假設(shè)2a 不成立。

表4 第（2）列呈現(xiàn)的是政府補助對企業(yè)債權(quán)融資的作用機制。政府補助與企業(yè)債權(quán)融資的結(jié)果在5%的水平上顯著為正，這表明政府補助能夠顯著促進科技型企業(yè)的債權(quán)融資。從政府補助與融資約束的交互項來看，其回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，這表明政府補助能夠顯著促進高融資約束企業(yè)的債權(quán)融資。因此，假設(shè)2b 得證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.度量指標(biāo)選擇的穩(wěn)健性。為保證實證結(jié)果的穩(wěn)健可靠，對衡量企業(yè)微觀特征的控制變量進行了替換。分別用長期借款與總資產(chǎn)之比（LLT）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)密集度（Invint）①資產(chǎn)密集度（Invint）=非流動資產(chǎn)/ 總資產(chǎn)。，衡量企業(yè)的市場競爭力、財務(wù)杠桿、成長性、擔(dān)保能力。表5 報告了替換控制變量之后的回歸結(jié)果，可以看出變換控制變量后的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果依舊與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，且回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著。

表5 更換控制變量

2.不同計量模型的穩(wěn)健性。樣本中企業(yè)的債權(quán)融資以及股權(quán)融資存在部分的缺失值，本文用平均值進行了代替，以縮減樣本量的丟失。為了削弱OLS回歸可能存在的遺漏變量和反向因果等內(nèi)生性問題，本文使用同一行業(yè)、同一城市企業(yè)獲得的平均政府補助自然對數(shù)作為觀測企業(yè)補貼強度的工具變量，采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行估計。其中，模型（1）的核心變量的回歸結(jié)果如表6（1）列所示，政府補助對融資約束的直接影響顯著為負(fù)，即假說1 穩(wěn)健成立。模型（2）和模型（3）的核心變量的回歸結(jié)果如表6（2）列、表6（3）列所示，各回歸系數(shù)符號均與表4 一致，即假設(shè)2b 也穩(wěn)健成立。

表6 2SLS 回歸結(jié)果

五、政府補助與科技型企業(yè)融資約束：異質(zhì)性檢驗

（一）企業(yè)商譽視角

按照現(xiàn)行會計準(zhǔn)則，自創(chuàng)商譽不確認(rèn)，只有并購過程中形式的商譽才予以確認(rèn)。因此，商譽是企業(yè)在并購的過程中產(chǎn)生的，往往企業(yè)商譽的價值越大，則其發(fā)生并購的次數(shù)或規(guī)模就越大。從表7（1）列、表7（2）列的回歸系數(shù)看出，無論科技型企業(yè)是否存在商譽，政府補助都顯著緩解了企業(yè)的融資約束。存在商譽的科技型企業(yè)的政府補助回歸系數(shù)大于不存在商譽的樣本，這可能是因為存在商譽的科技型企業(yè)往往進行了多次或大規(guī)模的并購，并購導(dǎo)致了更多的外部資金需求，從而遭受了更為嚴(yán)重的融資約束，政府補助這一舉措有效緩解了存在商譽企業(yè)的融資約束。而不存在商譽的科技型企業(yè)本身可能面臨著更小的融資約束，因而其政府補助的回歸系數(shù)略小于存在商譽的企業(yè)。

表7 異質(zhì)性分析結(jié)果

（二）企業(yè)所有制視角

不同的企業(yè)性質(zhì)在經(jīng)營理念、資源的獲得優(yōu)勢上均存在差異，因此本文根據(jù)國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，將民營企業(yè)和外資企業(yè)劃分為非國有企業(yè)，將央企、省國企和其他國企劃分為國有企業(yè)。政府補助的回歸結(jié)果如表7（3）列、表7（4）列所示，非國有企業(yè)的回歸系數(shù)略大于國有企業(yè)，說明比起國有企業(yè)政府補助更能有效緩解非國有企業(yè)的融資約束。由于國有企業(yè)更能得到外部投資者的青睞，因此融資能力較強。

六、政府補助對科技型企業(yè)融資機制的影響：異質(zhì)性作用機制檢驗

（一）企業(yè)商譽視角

對于存在商譽的企業(yè)而言，表8（1）列融資約束與股權(quán)融資的回歸系數(shù)顯著為正，而與表8（2）列債權(quán)融資的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，說明存在商譽企業(yè)會在陷入融資困境時傾向于股權(quán)融資。但是，表8（2）列政府補助與融資約束的交互項顯著為正，說明政府補助能夠顯著促進存在商譽企業(yè)的債權(quán)融資，而對表8（1）列股權(quán)融資的影響顯著為負(fù)，說明政府補助能夠促使高融資約束的存在商譽企業(yè)減少股權(quán)融資方式，而傾向于選擇債權(quán)融資。這一實證結(jié)果與融資次序理論相符。而對于不存在商譽的企業(yè)而言，表8（3）列、表8（4）列回歸結(jié)果表明，政府補助對其作用機制不明顯，政府補助雖然增加了不存在商譽的企業(yè)的資金來源，但在對外傳遞的正向信號上不如存在商譽的企業(yè)表現(xiàn)明顯。

表8 商譽視角下政府補助對科技型企業(yè)融資機制的影響

（二）企業(yè)所有制視角

表9（1）列、表9（2）列實證結(jié)果表明，政府補助對國有企業(yè)的作用機制不明顯。這是因為國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)對政府補助的敏感度不高，這可能是因為國有企業(yè)對資金的利用效率不夠高，也可能是因為相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)面臨著更輕的融資約束現(xiàn)狀。表9（3）列、表9（4）列實證結(jié)果顯示，非國有企業(yè)融資約束與股權(quán)融資的回歸系數(shù)顯著為正，而與債權(quán)融資的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明非國有企業(yè)在陷入融資約束困境時，會增加股權(quán)融資。但是，表9（3）列政府補助與融資約束的交互項不顯著。表9（4）列政府補助與融資約束交互項顯著為正，表明政府補助促進了高融資約束非國有企業(yè)的債權(quán)融資，而對非國有企業(yè)的股權(quán)融資作用不明顯，這一實證結(jié)果與融資優(yōu)序理論相符。

表9 所有制視角下政府補助對科技型企業(yè)融資機制的影響

七、結(jié)論和政策含義

本文從政府補助、融資約束和企業(yè)外源性融資方式的相互關(guān)系和作用機理入手，借助2010—2018年中國創(chuàng)業(yè)板3 171 家公司年度樣本，實證檢驗了政府補助對科技型企業(yè)融資約束的影響結(jié)果及其異質(zhì)性作用機理，得到了以下三點有意義的發(fā)現(xiàn)：（1）政府補助有助于緩解科技型企業(yè)的融資約束，促進企業(yè)的外源性融資。（2）政府補助緩解融資約束促進企業(yè)外源性融資的作用機制，主要表現(xiàn)在債權(quán)融資方面。政府補助對外部投資者產(chǎn)生了一定的信號作用，極大地消除了企業(yè)內(nèi)外部之間的信息不對稱，從而緩解了科技型企業(yè)的融資約束。（3）異質(zhì)性分析層面，政府補助都能有效緩解各類異質(zhì)性層面企業(yè)的融資約束，而在作用機制方面，存在商譽企業(yè)、非國有企業(yè)面臨著更為顯著的融資約束，而政府補助這一政策性舉措可以有效緩解其融資壓力。

科技創(chuàng)新發(fā)展是解決現(xiàn)階段中國經(jīng)濟發(fā)展所面臨諸多問題的關(guān)鍵所在，關(guān)注中國科技型企業(yè)的發(fā)展、緩解其融資壓力是目前中國亟待解決的問題。首先，科技型企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展需要政府的積極作為，通過政府補助等系列措施緩解融資壓力。其次，政府補助這一扶持性政策對不同企業(yè)狀況、不同所有制形式的科技型企業(yè)具有不同的異質(zhì)作用。因此，要提升政府補助對企業(yè)發(fā)展的促進效果，因地制宜開展政策扶持，提高國家公共資源的利用效率。最后，進一步探究不同的政府補助政策對科技型企業(yè)的作用機理，提高資金融通的效率，這是我們下一步努力的方向。