李桂蘭 譚嘉慧 楊亦民

【摘 要】 政府補(bǔ)助對中小企業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展具有重要意義。文章以2012—2021年創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)為樣本，采用固定效應(yīng)模型和門檻效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，探究政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響。研究結(jié)果表明，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型具有顯著的促進(jìn)作用，且這種促進(jìn)作用呈現(xiàn)出單門檻效應(yīng)，其表現(xiàn)形式為門檻值左側(cè)的促進(jìn)作用小于門檻值右側(cè)的促進(jìn)作用。進(jìn)一步根據(jù)產(chǎn)權(quán)和區(qū)域異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型影響的單門檻效應(yīng)存在于非國有企業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)企業(yè)中。文章從“專精特新”視角研究政府補(bǔ)助的有效性，有助于引導(dǎo)政府更好地推動中小企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，進(jìn)而促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

【關(guān)鍵詞】 政府補(bǔ)助； “專精特新”； 中小企業(yè)； 門檻效應(yīng)

【中圖分類號】 F275.5? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）01-0139-09

一、引言

隨著國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢日漸嚴(yán)峻，我國中小企業(yè)作為推動創(chuàng)新、促進(jìn)就業(yè)、改善民生的重要力量，唯有朝著“專精特新”（專業(yè)化、精細(xì)化、特色化、新穎化）方向發(fā)展，才能增強(qiáng)企業(yè)的核心競爭力，加快解決“卡脖子”難題，為國家經(jīng)濟(jì)繁榮、構(gòu)建新的發(fā)展格局提供重要支撐。2022年10月，黨的二十大報(bào)告提出，要繼續(xù)支持中小微企業(yè)發(fā)展，支持“專精特新”企業(yè)發(fā)展，推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展取得新突破。2023年7月，全國“專精特新”中小企業(yè)發(fā)展大會強(qiáng)調(diào)，要不斷完善支持政策，加快促進(jìn)中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，著力培育更多專精特新中小企業(yè)。然而，中小企業(yè)發(fā)展的內(nèi)生驅(qū)動力難以滿足“專精特新”轉(zhuǎn)型的需求，客觀上要求政府“有形之手”的介入，為中小企業(yè)成功轉(zhuǎn)型提供有效助力[1]。政府通常會對邊際社會純產(chǎn)值大于邊際私人純產(chǎn)值的企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼，以期實(shí)現(xiàn)社會福利最大化。政府補(bǔ)助是中小企業(yè)的一種重要外部資源[2]，對企業(yè)內(nèi)部發(fā)展資源具有互補(bǔ)作用，是公認(rèn)的能促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的政策工具之一[3]。那么，政府補(bǔ)助會對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型產(chǎn)生什么樣的影響？這種影響是否存在門檻效應(yīng)？這種門檻效應(yīng)是否存在異質(zhì)性特征？探討這些問題有助于提高政府補(bǔ)助的有效性、科學(xué)性、準(zhǔn)確性，以及為大力發(fā)展“專精特新”中小企業(yè)提供思路借鑒。

現(xiàn)有對政府補(bǔ)助影響中小企業(yè)發(fā)展的研究形成了兩種主要觀點(diǎn)，有些學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)助能夠消除中小企業(yè)因?yàn)樾畔⒉粚ΨQ所帶來的融資困難的問題[4]，通過增加企業(yè)研發(fā)投入[5]，提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出[6]，促進(jìn)中小企業(yè)成長[7]。然而，還有學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)助造成了產(chǎn)能過剩[8]，對中小企業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生了阻礙。上述研究都認(rèn)為政府補(bǔ)助對中小企業(yè)成長的促進(jìn)作用是線性的，但二者之間可能存在非線性關(guān)系，即政府對中小企業(yè)的財(cái)政補(bǔ)助可能存在一個門檻值，當(dāng)超過這個門檻值時，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響將會產(chǎn)生變化。綜上，本文以2012—2021年創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響及其門檻效應(yīng)。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，在國家大力推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的背景下，針對創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究，探索政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響，并嘗試構(gòu)建了中小企業(yè)“專精特新”程度的評價指標(biāo)體系，豐富了政府補(bǔ)助領(lǐng)域與“專精特新”領(lǐng)域的研究成果。第二，力求打開中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的“黑箱”，發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助能夠成為中小企業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展的外在推力，但其推動作用存在門檻效應(yīng)，這為政府合理推進(jìn)中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型提供了借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響

由于外部成長環(huán)境的復(fù)雜性以及內(nèi)部成長環(huán)境的不成熟性，中小企業(yè)發(fā)展具有不確定性[9]。同時，信息不對稱也造成了外部投資者對企業(yè)的不信任態(tài)度[10]，使中小企業(yè)獲取外部資源十分困難[11]，不僅加劇了企業(yè)在研發(fā)投入上的資金約束，也阻礙了企業(yè)績效提升，抑制了企業(yè)發(fā)展。此時，政府補(bǔ)助的出現(xiàn)能很好地解決這些問題。從信息傳遞理論來看，政府的補(bǔ)助與支持能向外界傳遞該企業(yè)的合法性信號[12]，說明該企業(yè)已經(jīng)得到相關(guān)組織的認(rèn)可，指引外部投資者向企業(yè)投入資金和創(chuàng)新資源，緩解中小企業(yè)所面臨的資源歧視，提高企業(yè)績效[13]，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，推動中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型[1]。從資源基礎(chǔ)觀來看，政府補(bǔ)助有助于企業(yè)配置更多的資源進(jìn)行研發(fā)活動[14]，減少企業(yè)在研發(fā)創(chuàng)新方面對外部資源的依賴，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新績效和全要素生產(chǎn)率[15]，對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型產(chǎn)生激勵作用。

相反，有的研究認(rèn)為政府補(bǔ)貼存在擠出效應(yīng)，即政府補(bǔ)貼會導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入的減少。李萬福等[16]發(fā)現(xiàn)盡管政府補(bǔ)助與企業(yè)研發(fā)投入呈正相關(guān)關(guān)系，但是隨著政府補(bǔ)助的逐漸增加，企業(yè)研發(fā)投入逐漸減少，即政府補(bǔ)助并未對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生有效激勵。然而，根據(jù)Lach[17]的研究可知，政府補(bǔ)助對于中小企業(yè)而言擠入效應(yīng)大于擠出效應(yīng)，即政府補(bǔ)助對中小企業(yè)研發(fā)支出能產(chǎn)生積極影響，促使企業(yè)深耕某一細(xì)分領(lǐng)域，提高其“專精特新”程度。綜上所述，本文提出假設(shè)1。

H1：政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型。

（二）政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型存在門檻效應(yīng)

由于政府補(bǔ)助具有一定的行政干預(yù)力，在市場機(jī)制不健全的情況下，中小企業(yè)獲得政府補(bǔ)助后主要以完成政府考核目標(biāo)為主，缺乏深入的企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。當(dāng)政府逐漸增加對中小企業(yè)的財(cái)政補(bǔ)助時，企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展環(huán)境也會隨之得到優(yōu)化，中小企業(yè)的“專精特新”轉(zhuǎn)型也會得到有效激勵。中小企業(yè)作為國家經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的助燃劑，具有很高的創(chuàng)新需求和融資需求，面臨著更高的失敗率和不確定性風(fēng)險(xiǎn)。因此，中小企業(yè)對政府補(bǔ)助的需求量很大，當(dāng)政府補(bǔ)助達(dá)到一定水平后，才能更有利于提高企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)效率[18]，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。由此可知，提高政府補(bǔ)助總體上有助于促進(jìn)中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型。但是，由于一些制約因素的存在，政府補(bǔ)助與中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型之間存在門檻效應(yīng)，當(dāng)政府補(bǔ)助超過一定的門檻值時，其對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用才會得到充分實(shí)現(xiàn)。綜上所述，本文提出假設(shè)2。

H2：政府補(bǔ)助與中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型之間存在門檻效應(yīng)，即呈現(xiàn)出非線性關(guān)系。

（三）區(qū)域異質(zhì)性和產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性的影響

中國經(jīng)濟(jì)是典型的大國經(jīng)濟(jì)，而大國經(jīng)濟(jì)的特征是地區(qū)之間的異質(zhì)性[19]，各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人口聚集程度、技術(shù)創(chuàng)新程度、市場化改革進(jìn)程等都不盡相同。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)，中小企業(yè)發(fā)展的外部環(huán)境越好，政府補(bǔ)助能夠更好地被配置到促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的生產(chǎn)活動中。反之，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的地區(qū)，中小企業(yè)發(fā)展的外部條件不足，對優(yōu)秀人才的吸引力不夠，政府補(bǔ)助大多被用來維持企業(yè)的生存，而不是推進(jìn)企業(yè)的發(fā)展轉(zhuǎn)型。因此，本文預(yù)計(jì)政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響可能會在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)間存在差異。

不同性質(zhì)的企業(yè)受政府激勵的效果存在差異。通常認(rèn)為，國有企業(yè)更容易獲得國家給予的政策性優(yōu)惠和政府資源[20]，而非國有企業(yè)面臨更強(qiáng)的外部融資約束，對政府補(bǔ)助的需求更迫切。獲得政府補(bǔ)助能顯著緩解非國有企業(yè)的資金壓力，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展轉(zhuǎn)型，使其能夠“物盡其用”[21]。因此，本文預(yù)計(jì)政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的推動作用在國有企業(yè)和非國有企業(yè)間存在差異。綜上所述，本文提出假設(shè)3和假設(shè)4。

H3：政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響在不同地區(qū)間存在差異。

H4：政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)間存在差異。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2012—2021年創(chuàng)業(yè)板上市公司的年度數(shù)據(jù)為樣本。同時，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了初步的篩選處理：剔除ST以及*ST上市公司樣本；剔除模糊信息和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的樣本；剔除金融類上市公司樣本。本文數(shù)據(jù)主要來源于WIND金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為“專精特新”程度。在現(xiàn)有研究中，劉昌年等[22]以江蘇小微企業(yè)作為調(diào)查樣本，以“專”“精”“特”“新”四個方面為基準(zhǔn)設(shè)計(jì)調(diào)查問卷，分析樣本企業(yè)的“專精特新”現(xiàn)狀。徐天舒等[23]以蘇州200家“隱形冠軍”企業(yè)為樣本進(jìn)行實(shí)證分析，提煉了“專精特新”的主要評價指標(biāo)。張■等[1]在研究政府扶持政策對民營中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響時，構(gòu)建了中小企業(yè)“專精特新”指數(shù)。然而，由于研究數(shù)據(jù)的局限以及地域的限制，這些評定方法只能提供借鑒，并不具有廣泛適用性。因此，本文除借鑒已有文獻(xiàn)的結(jié)論外，還參考了工業(yè)和信息化部發(fā)布的《關(guān)于促進(jìn)中小企業(yè)“專精特新”發(fā)展的指導(dǎo)意見》《關(guān)于開展專精特新“小巨人”企業(yè)培育工作的通知》《關(guān)于支持‘專精特新’中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的通知》等文件，對中小企業(yè)“專精特新”程度指標(biāo)的設(shè)計(jì)如下：

第一，變量定義與指標(biāo)選取。所謂“專”，即專業(yè)化，主要體現(xiàn)在兩個方面，一是中小企業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)在產(chǎn)業(yè)鏈某個環(huán)節(jié)中處于優(yōu)勢或關(guān)鍵地位，通過用企業(yè)主營業(yè)務(wù)利潤率來衡量；二是中小企業(yè)擁有行業(yè)領(lǐng)軍人才、省市引進(jìn)的高層次人才等，通過企業(yè)專業(yè)技術(shù)人員比例來衡量。所謂“精”，即精細(xì)化，主要體現(xiàn)在中小企業(yè)生產(chǎn)、管理和服務(wù)的精細(xì)化，建立了精細(xì)高效的制度流程等，能夠以此降低企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)程度，通過企業(yè)管理費(fèi)用率、資產(chǎn)負(fù)債率以及客戶集中度來衡量。所謂“特”，即特色化，主要體現(xiàn)在三個方面，一是中小企業(yè)能夠獨(dú)立研發(fā)出獨(dú)具特色的產(chǎn)品，具有較為先進(jìn)的生產(chǎn)力，通過企業(yè)專利申請量來衡量；二是中小企業(yè)的產(chǎn)品和服務(wù)具有較強(qiáng)的影響力和品牌競爭力，通過企業(yè)銷售收入增長率來衡量；三是中小企業(yè)回款能力強(qiáng)勁，業(yè)務(wù)發(fā)展前景良好，通過每股經(jīng)營性現(xiàn)金流來衡量。所謂“新”，即新穎化，主要體現(xiàn)在中小企業(yè)創(chuàng)新成效顯著，具有持續(xù)創(chuàng)新能力，通過企業(yè)專利授權(quán)量及研發(fā)投入水平來衡量（如圖1所示）。

第二，變量測度。本文采用熵權(quán)法計(jì)算企業(yè)“專精特新”程度?！皩＞匦隆背潭?？著［0，1］，該值越大，說明中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度越高；反之，則說明中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度越低。

2.解釋變量

本文解釋變量為政府補(bǔ)助，其數(shù)據(jù)來源于樣本公司年度報(bào)告中營業(yè)外收入的政府補(bǔ)助部分，將所得政府補(bǔ)助數(shù)據(jù)取自然對數(shù)來衡量。

3.控制變量

由于中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型受企業(yè)外部因素和內(nèi)部因素共同影響，因此，本文選取企業(yè)規(guī)模（Size）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、流動比率（CR）、股權(quán)集中度（Top1）、獨(dú)董比例（Indepe）、企業(yè)年齡（Age）、凈資產(chǎn)報(bào)酬率（ROE）作為控制變量。

（三）模型設(shè)定

1.固定效應(yīng)模型

在做門檻回歸分析之前，首先需要判斷核心解釋變量對被解釋變量是否具有非線性關(guān)系。因此，本文將核心解釋變量政府補(bǔ)助的平方項(xiàng)引入固定效應(yīng)回歸模型進(jìn)行非線性回歸分析，假如核心解釋變量的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)均對被解釋變量具有顯著性影響且回歸結(jié)果相反，則說明兩者間存在非線性關(guān)系。模型設(shè)定如下：

其中，i表示企業(yè)，t表示年份。模型1用來檢驗(yàn)政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的直接效應(yīng)，模型2用來檢驗(yàn)政府補(bǔ)助與中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型之間的非線性關(guān)系。

2.面板門檻模型

借鑒Hansen[24]的做法，基于模型1建立如下面板門檻模型，檢驗(yàn)面板門檻是否存在。

其中，Subsidyi，t表示門檻變量，γ表示特定的門檻值，f（·）表示指示性函數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

利用統(tǒng)計(jì)軟件Stata16.0，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)分析，結(jié)果見表1。

由表1可知，2012—2021年上市中小企業(yè)“專精特新”程度（SRDI）均值為0.223，標(biāo)準(zhǔn)差為0.036，最大值為0.458，最小值為0.150，說明樣本期內(nèi)中小企業(yè)“專精特新”程度并不低，且不同企業(yè)之間存在較大差異，符合熵值法取值范圍。政府補(bǔ)助均值為16.120，標(biāo)準(zhǔn)差為1.210，最小值為8.294，最大值為20.050，最大值與最小值間的差距較大，說明樣本期內(nèi)上市中小企業(yè)平均得到的政府補(bǔ)助比較有限，不同的企業(yè)獲得的補(bǔ)助也有所不同。從控制變量來看，流動比率、股權(quán)集中度、企業(yè)年齡的差異較大，而企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、獨(dú)董比例和凈資產(chǎn)報(bào)酬率相差較小，說明政府補(bǔ)助的激勵效果在不同企業(yè)間存在不同的效果。

（二）基準(zhǔn)回歸分析

根據(jù)模型1和模型2對政府補(bǔ)助與中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用及其非線性關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果如表2所示。

從方程擬合優(yōu)度來看，引入政府補(bǔ)助的平方（Subsidy2）進(jìn)入方程后，模型的擬合優(yōu)度從原來的0.261提升到0.270，整體數(shù)據(jù)的解釋力度有所增加。從回歸結(jié)果來看，模型1中政府補(bǔ)助（Subsidy）的回歸系數(shù)為（0.0020***），說明線性模型下，政府補(bǔ)助與中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即政府補(bǔ)助能促進(jìn)中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型，驗(yàn)證了H1。而模型2的回歸結(jié)果中，政府補(bǔ)助（Subsidy）的回歸系數(shù)為（-0.0195***），二次項(xiàng)回歸系數(shù)為（0.0007***），說明在1%顯著性水平下，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度的影響是非線性的，即兩個變量間可能存在“U型”關(guān)系：當(dāng)政府補(bǔ)助處于較低水平時不利于中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型，隨著政府補(bǔ)助的增加，當(dāng)政府補(bǔ)助水平跨過某個門檻值以后，這種關(guān)系將會發(fā)生逆轉(zhuǎn)，政府補(bǔ)助轉(zhuǎn)而促進(jìn)中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型。上述結(jié)論與H2一致。但是，對于這種非線性關(guān)系的具體表現(xiàn)形式還需要借助門檻回歸結(jié)果來進(jìn)行分析。

（三）門檻回歸分析

從上述固定效應(yīng)模型可以初步看出政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度具有顯著影響。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步采用門檻回歸模型來研究政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度的作用是否存在門檻效應(yīng)。門檻回歸模型的使用依賴于兩個步驟的檢驗(yàn)。首先，需要檢驗(yàn)門檻是否存在，即門檻效應(yīng)是否顯著。本文通過使用自抽樣法，得到F統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布，并計(jì)算出P值，結(jié)果如表3所示。

經(jīng)測試發(fā)現(xiàn)，樣本僅存在單一門檻，雙重、三重門檻均不存在，因而雙重、三重門檻檢測結(jié)果不予顯示。從表3結(jié)果中可以看出，單門檻P值小于0.05，F(xiàn)值為41.42，在1%的水平顯著。繼續(xù)尋找具體門檻值，得出單一門檻值為18.3067。因此，補(bǔ)助強(qiáng)度在18.3067時，存在激勵效應(yīng)突變，這種突變在統(tǒng)計(jì)上顯著，這與前文H2相符。因此，政府補(bǔ)助強(qiáng)度可以被劃分為兩個區(qū)間：補(bǔ)助強(qiáng)度較低區(qū)間（Subsidy＜18.3067）、補(bǔ)助強(qiáng)度較高區(qū)間（Subsidy＞18.3067），兩個區(qū)間的政府補(bǔ)助產(chǎn)生的中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型激勵作用顯著不同，具體表現(xiàn)見表4。

由表4所示的回歸結(jié)果可以看出，相對于固定效應(yīng)模型，擬合度由0.270上升到0.275，說明面板門限模型要優(yōu)于固定效應(yīng)模型，面板門限回歸結(jié)果能夠更好地呈現(xiàn)出不同階段下政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的差異。從核心解釋變量政府補(bǔ)助的回歸結(jié)果來看，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度的貢獻(xiàn)度隨著政府補(bǔ)助的增加而呈現(xiàn)出顯著的區(qū)間效應(yīng)。當(dāng)政府補(bǔ)助小于門檻值18.3067時，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度的邊際效應(yīng)系數(shù)為0.0015，說明政府對中小企業(yè)的補(bǔ)助每增加1%，其“專精特新”轉(zhuǎn)型程度就增加0.0015%；當(dāng)政府補(bǔ)助大于門檻值18.3067時，邊際效應(yīng)系數(shù)為0.0024，是前一個區(qū)間的1.6倍，且兩個區(qū)間的回歸結(jié)果都是正向關(guān)系。這說明前文所描述的“U型”關(guān)系并不妥當(dāng)，實(shí)際表現(xiàn)為：政府補(bǔ)助小于門檻值時，對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的促進(jìn)效應(yīng)較弱，政府資金的利用率較低；政府補(bǔ)助大于門檻值時，促進(jìn)效應(yīng)較強(qiáng)，政府資金得到了更充分的利用，進(jìn)一步鞏固了H2的結(jié)論。

其次，通過似然圖來進(jìn)一步檢驗(yàn)門檻值的顯著性。

由圖2所示，統(tǒng)計(jì)量LR的函數(shù)圖與水平虛線存在交點(diǎn)，在18.3067附近，確定至少存在1個門限值的置信區(qū)間，通過了顯著性檢驗(yàn)，與前文分析得到的門檻檢驗(yàn)P值結(jié)論保持一致。

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

本文將繼續(xù)探討政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響是否存在區(qū)域異質(zhì)性和產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將總樣本劃分為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)（東部地區(qū)、直轄市以及東北地區(qū)）和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)（中西部地區(qū)和自治區(qū)）；按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將總樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)。分樣本的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表5所示。

從表5的列（1）和列（7）可以看出，在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和非國有企業(yè)樣本中，政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)分別為0.0028和0.0024，在1%的水平上顯著為正，說明政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度均具有顯著的正向激勵。在列（2）和列（8）中，政府補(bǔ)助的一次項(xiàng)回歸系數(shù)與政府補(bǔ)助的二次項(xiàng)回歸系數(shù)相反，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和非國有企業(yè)中政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度的影響效果是非線性的，可以進(jìn)一步做門檻回歸分析。在列（3）和列（5）中，政府補(bǔ)助的回歸系數(shù)均不顯著，說明在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)和國有企業(yè)中政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型不存在顯著影響。

基于以上分析繼續(xù)做分樣本門檻回歸，檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和非國有企業(yè)中政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型是否存在門檻效應(yīng)，并進(jìn)一步確定其在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)和國有企業(yè)中的不顯著性，分樣本門檻檢驗(yàn)結(jié)果見表6。

如表6所示，模型1和模型2分別用來檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)與經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)的政府補(bǔ)助門檻效果，模型3和模型4用來檢驗(yàn)國有企業(yè)和非國有企業(yè)的政府補(bǔ)助門檻效果。模型1和模型4的檢驗(yàn)P值都遠(yuǎn)小于0.05，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)樣本和非國有企業(yè)樣本至少在5%顯著性水平存在單門檻效應(yīng)，門檻值分別為18.3067和18.0244。模型2的檢驗(yàn)P值為0.34，說明經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)樣本門檻檢驗(yàn)未通過，不存在單門檻效應(yīng)。模型3的檢驗(yàn)P值為0.08，雖然存在門檻值，但是其顯著性水平不高。門檻效果自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果均符合表6的回歸結(jié)論。接下來檢驗(yàn)具體的區(qū)間內(nèi)門檻變量是否對被解釋變量具有顯著性影響，回歸結(jié)果見表7。

從表7回歸結(jié)果可以看出，模型1和模型4中，小于門檻值的區(qū)間和大于門檻值的區(qū)間內(nèi)，政府補(bǔ)助與中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度之間都具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，與前文總樣本的區(qū)間回歸結(jié)果相似。對于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)而言，當(dāng)政府補(bǔ)助小于門檻值18.3067時，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度的邊際效應(yīng)系數(shù)為0.0023；當(dāng)政府補(bǔ)助大于門檻值18.3067時，其邊際效應(yīng)系數(shù)為0.0032。這表明在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，當(dāng)政府補(bǔ)助金額的對數(shù)大于等于18.3067時，才能對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型表現(xiàn)出更高的激勵作用。對于非國有企業(yè)而言，當(dāng)政府補(bǔ)助小于門檻值18.0244時，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型程度的邊際效應(yīng)系數(shù)為0.0018；當(dāng)政府補(bǔ)助大于門檻值18.0244時，其邊際效應(yīng)系數(shù)為0.0024。這表明在非國有企業(yè)中，當(dāng)政府補(bǔ)助金額對數(shù)大于等于18.0244時，才能對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型發(fā)揮出更高的促進(jìn)作用。

雖然經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)樣本中，小于門檻值區(qū)間和大于門檻值區(qū)間內(nèi)，門檻變量與被解釋變量之間也都具有顯著的相關(guān)性，但是其門檻檢驗(yàn)P值未通過，因此，其回歸結(jié)果的可信度較低。對于國有企業(yè)樣本，小于門檻值區(qū)間和大于門檻值區(qū)間的門檻回歸結(jié)果均不顯著，結(jié)合分樣本基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，其單門檻效應(yīng)并不存在。上述結(jié)果表明，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和非國有企業(yè)中樣本均存在單門檻效應(yīng)，且表現(xiàn)形式與總樣本一致，回歸結(jié)果驗(yàn)證了H3和H4。

下面通過似然圖進(jìn)一步檢驗(yàn)門檻值的顯著性。

從圖3和圖4的結(jié)果可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)樣本和非國有企業(yè)樣本的統(tǒng)計(jì)量LR圖像均與水平線存在交點(diǎn)，分別在18.3067和18.0244附近，說明分樣本門檻回歸中確定至少存在1個門限值的置信區(qū)間，通過了顯著性檢驗(yàn)。與前文分析得到的門檻檢驗(yàn)P值結(jié)論保持一致。

五、研究結(jié)論與建議

本文以2012—2021年創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)為研究樣本，探究政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的影響，并采用門檻效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示：第一，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型具有顯著的激勵效應(yīng)，但這種效應(yīng)是非線性的；第二，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用表現(xiàn)出單門檻效應(yīng)，當(dāng)政府補(bǔ)助的對數(shù)大于18.3067時，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用逐漸增強(qiáng)，呈現(xiàn)出邊際效用遞增規(guī)律；第三，政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的單門檻效應(yīng)存在于非國有企業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)中，表現(xiàn)形式與主樣本相似。

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議：（1）由于政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型有顯著的促進(jìn)作用，因此政府應(yīng)持續(xù)對中小企業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展提供財(cái)政補(bǔ)貼；（2）在對我國中小企業(yè)進(jìn)行政府補(bǔ)助的同時，還需要“度”的掌握，尤其注意非國有企業(yè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)中小企業(yè)的發(fā)展情況，在最合適的區(qū)間內(nèi)進(jìn)行資助，以期將政府補(bǔ)助對中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型的促進(jìn)作用發(fā)揮到最大；（3）政府要從多個方面完善中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型扶持政策，積極強(qiáng)化中小企業(yè)發(fā)展所需的要素保障，創(chuàng)新服務(wù)扶持機(jī)制，提升服務(wù)時效，推動中小企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

【參考文獻(xiàn)】

［1］王竹泉，于小悅.政府扶持與民營中小企業(yè)“專精特新”轉(zhuǎn)型——來自省級政策文本量化的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2022（1）：116-132.

［2］ 政府創(chuàng)新補(bǔ)助的信號傳遞機(jī)制與企業(yè)創(chuàng)新［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（9）：98-116.

［3］ 戴浩，柳劍平.政府補(bǔ)助、技術(shù)創(chuàng)新投入與科技型中小企業(yè)成長［J］.湖北大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會科學(xué)版），2018，45（6）：138-145.

［4］ CLARO S.Supporting inefficient firms with capital subsidies：China and Germany in the 1990s［J］.Journal of Comparative Economics，2006，34（2）：377-401.

［5］ 李國蘭，柏婷，陳靜.審計(jì)質(zhì)量、政府補(bǔ)助與企業(yè)R&D投入［J］.會計(jì)之友，2021（1）：141-146.

［6］ 陳威，周友.負(fù)債融資、政府補(bǔ)助與企業(yè)創(chuàng)新——基于戰(zhàn)略性新興企業(yè)數(shù)據(jù)［J］.會計(jì)之友，2019（15）：48-54.

［7］ 孫一，牟莉莉，陳廣山.政府補(bǔ)貼如何促進(jìn)中小企業(yè)成長——外部融資及內(nèi)部研發(fā)投入的中介作用［J］.新疆社會科學(xué)，2021（6）：42-56，170.

［8］ 余東華，呂逸楠.政府不當(dāng)干預(yù)與戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)產(chǎn)能過?！灾袊夥a(chǎn)業(yè)為例［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015（10）：53-68.

［9］ HOTTENROTT H，LINS E，LUTZ E.Public subsidies and new ventures’ use of bank loans［J］.Economics of Innovation and New Technology，2018，27（8）：786-808.

［10］ COSH A，CUMMING D，HUGHES A.Outside enterpreneurial capital［J］.The Economic Journal，2009，

119（540）：1494-1533.

［11］ FISHER G，KURATKO D F，BLOODGOOD J M，et al.Legitimate to whom？ The challenge of audience diversity and new venture legitimacy［J］.Journal of Business Venturing，2017，32（1）：52-71.

［12］ KLEER R.Government R&D subsidies as a signal for private investors［J］.Research Policy，2010，39（10）：1361-1374.

［13］ 楊洋，魏江，羅來軍.誰在利用政府補(bǔ)貼進(jìn)行創(chuàng)新？——所有制和要素市場扭曲的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)［J］.管理世界，2015（1）：75-86，98，188.

［14］ HINLOOPEN J.More on subsidizing cooperative and noncooperative R&D in duopoly with spillovers［J］.Journal of Economics，2000，72（3）：295-308.

［15］ ROBSON P J A，HAUGH H M，OBENG B A.Entrepreneurship and innovation in Ghana：enterprising Afr-

ica［J］.Small Business Economics，2009，

32（3）：331-350.

［16］ 李萬福，杜靜，張懷.創(chuàng)新補(bǔ)助究竟有沒有激勵企業(yè)創(chuàng)新自主投資——來自中國上市公司的新證據(jù)［J］.金融研究，2017（10）：130-145.

［17］ LACH S.Do R&D subsidies stimulate or displace private R&D？ Evidence from Israel［J］.The Journal of Industrial Economics，2002，50（4）：369-390.

［18］ 伍紅，鄭家興.政府補(bǔ)助和減稅降費(fèi)對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響——基于制造業(yè)上市企業(yè)的門檻效應(yīng)分析［J］.當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2021（3）：28-39.

［19］ 王美艷，中國工業(yè)重新配置與勞動力流動趨勢［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2009（8）：5-16.

［20］ 方明月.先天優(yōu)勢還是后天努力——國企級別對全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證研究［J］.財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2014（11）：125-136.

［21］ 孫曉華，郭旭，王昀.政府補(bǔ)貼、所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)研發(fā)決策［J］.管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2017，20（6）：18-31.

［22］ 劉昌年，梅強(qiáng).“專精特新”與小微企業(yè)成長路徑選擇研究［J］.科技管理研究，2015，35（5）：126-130.

［23］ 徐天舒，朱天一.中小制造企業(yè)“專精特新”導(dǎo)向評價指標(biāo)體系設(shè)計(jì)——基于蘇州200家“隱形冠軍”企業(yè)的實(shí)證分析［J］.科技與經(jīng)濟(jì)，2017，30（3）：16-20.

［24］ HANSEN B E.Threshold effects in non-dynamic panels：estimation，testing，and inference［J］.Journal of Econometrics，1999，93（2）：345-368.