田 露 吳巧生

(中國地質(zhì)大學,湖北 武漢,430074)

一、引言

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)已成為我國構建新發(fā)展格局的重要抓手,也是搶占全球經(jīng)濟發(fā)展制高點的關鍵,國家和地方各級政府相繼出臺系列產(chǎn)業(yè)政策來促進該產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。但由于該產(chǎn)業(yè)自身獨特的技術、資本、信息等密集特征,企業(yè)成長發(fā)展過程面臨長周期、高風險、收益不確定性等問題,產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)績效的機理具有復雜性,也是理論界、企業(yè)與政府關注的核心問題,研究戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)績效的機制具有重要的現(xiàn)實意義。據(jù)此,本文立足對產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)績效之間影響作用的分析,探究產(chǎn)業(yè)政策有效性及其影響因素,進而從我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)不斷優(yōu)化發(fā)展的實踐與微觀企業(yè)層面,提出產(chǎn)業(yè)政策未來調(diào)整優(yōu)化的對策建議。

二、文獻綜述

產(chǎn)業(yè)政策是促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展的重要保障,但從具體實施及效果來看,即使對同樣的產(chǎn)業(yè)采取相同政策,產(chǎn)業(yè)政策的作用效果也不盡相同[1]。產(chǎn)業(yè)政策的實施具有異質(zhì)性[2],在各種經(jīng)濟體中也曾出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策失敗或者無效的情況?！氨容^優(yōu)勢理論”作為產(chǎn)業(yè)政策制定的理論依據(jù)之一, 靜態(tài)比較優(yōu)勢和動態(tài)比較優(yōu)勢理論對產(chǎn)業(yè)政策有效性做出了不同的回答。前者認為,在各國生產(chǎn)要素供給保持不變的情況下,實施積極的產(chǎn)業(yè)政策無必要性,只需要依照國家生產(chǎn)要素稟賦選擇產(chǎn)業(yè)進行發(fā)展[3]。后者則認為產(chǎn)業(yè)政策在一定程度上對未來具有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)起到扶持作用,促進產(chǎn)業(yè)結構升級,實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效益[4]。

產(chǎn)業(yè)政策作為一項重要的宏觀政策,通過對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的直接干預、間接誘導、信息傳遞等影響企業(yè)績效。理論界產(chǎn)業(yè)政策有效性一直爭執(zhí)不斷,具體到產(chǎn)業(yè)政策對微觀層面企業(yè)績效的影響,也有截然相反的兩種觀點。有研究認為產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效存在積極作用,并從實證角度論證受到產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)績效優(yōu)于未受到產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)[5][6]。也有學者認為產(chǎn)業(yè)政策的實施對產(chǎn)業(yè)績效提升作用不大或者產(chǎn)生負面影響[7][8]。其中,戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策作為典型的選擇性產(chǎn)業(yè)政策,是在一定的內(nèi)外條件下,為促進特定產(chǎn)業(yè)發(fā)展和結構升級,政府與市場及多種因素互動產(chǎn)生的結果[9]。產(chǎn)業(yè)政策的實施促使資源向其支持的產(chǎn)業(yè)進行傾斜,誘發(fā)企業(yè)不斷擴大投資規(guī)模,尤其是創(chuàng)新投資規(guī)模[10][11][12],但政策不確定性也會給企業(yè)投資帶來負面效應[13]。

這些研究對加深產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)績效之間關系的理解與認知具有重要的參考價值。但是,目前戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)影響的研究大多集中于企業(yè)創(chuàng)新、投融資效率等方面,并存在產(chǎn)業(yè)政策有效性的研究結論不一致的情況,那么,戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策到底如何影響企業(yè)績效?其異質(zhì)性表現(xiàn)在哪里?為本文留下了分析空間。本文的主要貢獻在于:(1)從企業(yè)績效微觀角度考察戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策整體維度的實施效果,補充產(chǎn)業(yè)政策工具量化選取指標,為產(chǎn)業(yè)政策整體有效性提供新證據(jù);(2)采用PSM-DID模型,并從異質(zhì)性角度量化分析戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)績效的內(nèi)在機制與傳導路徑,可解決現(xiàn)有研究中可能存在的內(nèi)生性問題,有助于深入理解產(chǎn)業(yè)政策實施效果的差異性特征。

三、機制分析與模型構建

(一)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效的影響機理

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策作為明顯的選擇性產(chǎn)業(yè)政策,對產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展具有促進作用[14],但也具有異質(zhì)性特征。

1.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對不同區(qū)域企業(yè)績效的影響

作為發(fā)展中經(jīng)濟體,中國式產(chǎn)業(yè)政策實施效果受制于不同地區(qū)市場化進程和經(jīng)濟發(fā)展水平[15]。市場化程度越高,政府干預就會相對較少,資源配置效率會更高,用于企業(yè)技術創(chuàng)新以及經(jīng)營能力提升的資金更多。各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展程度不同,政策的有效支持力度也會不同,經(jīng)濟發(fā)展實力越強,就會有越高強度的政策支持力度。從現(xiàn)狀來看,我國東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平高于中西部地區(qū),交通發(fā)展水平、市場營商環(huán)境以及相關配套措施等完善程度也高于中西部地區(qū)。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展特點導致企業(yè)對資金、人才等需求較高,中西部地區(qū)相關資源緊缺,會導致戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)績效的提升作用可能低于東部地區(qū)。據(jù)此,本文提出假設:

假設1:與中西部地區(qū)相比,東部地區(qū)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效的促進作用更顯著。

2.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對不同性質(zhì)企業(yè)績效的影響分析

我國國有企業(yè)普遍存在著政策性任務,利潤最大化通常不是其生產(chǎn)經(jīng)營活動的最終發(fā)展目標[16],拉動區(qū)域經(jīng)濟增長、穩(wěn)定就業(yè)等會成為企業(yè)決策的優(yōu)先選項。與民營企業(yè)相比,國有企業(yè)在一定程度上和政府的聯(lián)系更加密切。在決策方面,有更加及時的信息獲得渠道,也更容易通過立項審批、優(yōu)惠申請等來獲得更大程度的政策支持。為此,本文提出假設:

假設2:相較于民營企業(yè),戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對國有企業(yè)的企業(yè)績效提升幅度更大。

3.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對不同規(guī)模企業(yè)績效影響的差異

與規(guī)模較小企業(yè)相比,規(guī)模較大的企業(yè)在研發(fā)、服務、廣告等費用上的投入能夠得到保證。規(guī)模越大,企業(yè)生產(chǎn)產(chǎn)品的單位成本越低,企業(yè)競爭優(yōu)勢增強。規(guī)模較大的企業(yè)通過規(guī)模經(jīng)濟產(chǎn)生成本優(yōu)勢,不斷降低企業(yè)研發(fā)壓力。此外,由于規(guī)模較大企業(yè)產(chǎn)出研發(fā)成果更具優(yōu)勢,相關產(chǎn)業(yè)政策會對其更加青睞,導致產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢形成,產(chǎn)業(yè)鏈不斷完善,企業(yè)之間的分工與聯(lián)合又進一步促進外部規(guī)模經(jīng)濟形成,核心規(guī)模企業(yè)主導作用更加突出,使得產(chǎn)業(yè)政策在促進生產(chǎn)、提升研發(fā)效率等方面更加有效果。 據(jù)此,本文提出假設:

假設3:相較于規(guī)模小的企業(yè),戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對規(guī)模較大企業(yè)的企業(yè)績效促進作用更顯著。

4.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對不同產(chǎn)業(yè)類型的企業(yè)績效的影響分析

互聯(lián)網(wǎng)、大數(shù)據(jù)、人工智能等新一代信息技術的突破,成為新一輪工業(yè)革命的核心技術[17]。新一代信息技術產(chǎn)業(yè)是國家科技競爭的戰(zhàn)略制高點,正在成為實現(xiàn)創(chuàng)新驅動發(fā)展的重要力量,相比于其他類型產(chǎn)業(yè),新一代信息技術產(chǎn)業(yè)發(fā)展獲得的的支持力度必將更高。據(jù)此,本文提出假設:

假設4:相較于其他產(chǎn)業(yè),戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對新一代信息技術產(chǎn)業(yè)的企業(yè)績效正向促進作用更顯著。

(二)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效的作用機制

戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策主要通過政府補貼機制、信貸機制、稅收優(yōu)惠機制、市場競爭機制作用對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。

1.政府補貼機制

財政補貼一般從資金支持、分擔風險兩個方面影響企業(yè)績效。一方面,資金支持緩解企業(yè)資金難題,尤其是對融資困難的中小企業(yè),有效緩解其研發(fā)的資金壓力。另一方面,企業(yè)創(chuàng)新高投入和高風險并存,而財政補貼可以為企業(yè)分擔成本,還可以降低企業(yè)創(chuàng)新收益不確定性風險,進而促進企業(yè)創(chuàng)新的產(chǎn)出。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的財政補貼政策在培育經(jīng)濟增長點、優(yōu)化資源配置結構、促進產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整和加快經(jīng)濟發(fā)展等方面發(fā)揮著重要作用。尤其在產(chǎn)業(yè)發(fā)展的初級階段,效果更加明顯。但是,政府補貼機制也會出現(xiàn)失效的情況,在政策執(zhí)行過程中,由于各部門利益不同會導致政策目標與實際效果相偏離[18]。

2.稅收優(yōu)惠機制

對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)而言,由于稅收優(yōu)惠的多目標性、多層次性、引導性,導致稅收優(yōu)惠可以通過不同角度,不同優(yōu)惠程度,多層次對全產(chǎn)業(yè)鏈進行調(diào)節(jié),支持戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。當然,稅收政策優(yōu)惠也具有缺陷,通常稅收優(yōu)惠在戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)前期創(chuàng)新活動中激勵缺乏,對沒有納稅義務的企業(yè)不具有激勵作用,與政府補貼相比,其激勵點較為輕微和分散。同時由于制度化環(huán)境特征,稅收優(yōu)惠的激勵作用在不同企業(yè)間存在差異,有企業(yè)并未將稅收優(yōu)惠用于推進企業(yè)產(chǎn)出的相關活動,而是很大程度上成為規(guī)避稅收的“稅盾”。

3.市場競爭機制

為了促進產(chǎn)業(yè)發(fā)展,政府會采取一定市場行政管制手段,放松對投資項目的審批以及放寬市場的準入門檻,提升被鼓勵企業(yè)的市場競爭能力。一方面,市場競爭可以提升外部投資者對公司管理層的監(jiān)督,降低高管代理成本,進而提升企業(yè)績效。另一方面,政府還可設立研究機構等推動產(chǎn)學研進行交流合作,達到刺激企業(yè)創(chuàng)新投入和吸引其它企業(yè)加入的目的。此外,政府也可以建立信息披露機制,為企業(yè)提供公共信息,降低企業(yè)收集信息的成本,優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新決策,進而激勵企業(yè)不斷創(chuàng)新。

4.信貸機制

由于地方政府會優(yōu)先發(fā)展受政策鼓勵的企業(yè),銀行會在政府主導下,為受產(chǎn)業(yè)政策鼓勵的企業(yè)提供更多的貸款。這一行為也導致行業(yè)內(nèi)企業(yè)的信用水平提高,銀行進一步對該企業(yè)提供更多的銀行貸款。針對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策的特點,政府著力構建信貸高質(zhì)量發(fā)展體系,創(chuàng)新生態(tài)型信貸支持理念,發(fā)揮商業(yè)銀行在數(shù)據(jù)收集應用方面的優(yōu)勢,推進科技賦能,制定受信分類支持策略。

(三)模型構建

本文采用雙重差分模型對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策的影響效應進行研究,模型基礎設定如下:

Yi,t=α+β1Time+β2Group+β3Time×Group+β4Control+εi,t

(1)

Yi,t為被解釋變量,Time是時間虛擬變量,若樣本數(shù)據(jù)為政策實施前則Time為0,反之為1。Group是衡量企業(yè)是否受戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策影響的企業(yè),若企業(yè)是戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)則為實驗組,Group為1;若企業(yè)不受戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策影響即非戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)則為對照組,此時Group為0。Time*Group為實驗分組與時間的交互項,其β3系數(shù)即為政策實施效應系數(shù),表1對雙重差分模型原理進行了直觀表示。Control為控制變量,εi,t為隨機項。

表1 政策實施前后系數(shù)含義

考慮到所選數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù),實證過程中,雙重差分模型所用面板數(shù)據(jù)存在明顯的個體固定效應與時間固定效應,所以對模型進行更改:

Yi,t=α+β1Time×Group+β2Control+μi+τi+εi,t

(2)

Yi,t為被解釋變量,Control是控制變量,μi是個體固定效應,τi是時間固定效應,Time*Group為實驗分組與實驗時間的交互項,其系數(shù)β1即為政策實施效應系數(shù)。

基于上述理論研究框架,戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策通過四種作用機制對企業(yè)績效產(chǎn)生影響,為了檢驗政府補貼機制、稅收機制、市場競爭機制和信貸機制對企業(yè)績效的作用效果,深入分析其影響機制,參考溫忠麟等學者[19]對中介機制分析方法,對模型進行構建:

M=γ+γ1Time×Group+γ2Control+μi+τi+εi,t

(3)

Yi,t=θ+θ1Time×Group+θ2M+θ3Control+μi+τi+εi,t

(4)

M表示代表作用機制的中介變量,γ1、γ2、θ1、θ2、θ3表示系數(shù),其他變量含義與模型(2)含義相同。作用機制分析分為以下步驟:在β1顯著的基礎上,檢驗模型3的影響系數(shù)γ1與模型4的影響系數(shù)θ2是否顯著,當γ1、θ2都顯著,則戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策可以通過M影響企業(yè)績效,作用機制分析檢驗通過。若γ1、θ2存在至少一個不顯著,則用Bootstrap方法進行檢驗,若檢驗結果通過,則戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策可以通過M影響企業(yè)績效。否則,戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策通過該作用機制對企業(yè)績效的影響不明顯,作用機制檢驗不通過。

四、實證分析

(一)樣本選取與變量選擇

1.樣本選取

自2010年《國務院關于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》(以下簡稱《決定》)出臺后,2011年首次把“培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)”明確寫入“十二五”規(guī)劃綱要中?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性與產(chǎn)業(yè)政策背景,本文選擇除香港、澳門、臺灣外的31個省級行政區(qū)2007年至2021年的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)為樣本,并對ST、ST*企業(yè)以及金融業(yè)所有企業(yè)進行剔除,數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。在此基礎上,用VLOOKUP函數(shù)對數(shù)據(jù)進行篩選,最終本文共選出在15年間,數(shù)據(jù)完整的公司樣本1727個,共25905個研究樣本?；趪医y(tǒng)計局公布的《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類(2018)》,對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)和非戰(zhàn)略性新興企業(yè)進行手動劃分。經(jīng)過整理,本文最終將1727個企業(yè)樣本分為戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)560個,非戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)1167個。同時將雙重差分模型的政策時間節(jié)點定于2011年1月1日。

2.變量選擇

本文的被解釋變量是企業(yè)績效,主要從盈利能力和研發(fā)能力兩個方面對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)績效進行衡量。其中,凈資產(chǎn)收益率表示盈利能力,研發(fā)投入與主營業(yè)務收入比值表示研發(fā)能力。

中介變量選擇中,選取政府補助數(shù)據(jù)表示政府補貼水平;選取上市公司財務報表中 “收到的稅費返還”表示稅收優(yōu)惠額度;選取行業(yè)勒納指數(shù)對市場競爭程度進行衡量;選取SA指數(shù)作為衡量企業(yè)融資約束的指標。同時為了控制其他因素對企業(yè)績效的影響,本文選取營業(yè)收入增長率、總資產(chǎn)周轉率、上市年數(shù)、資產(chǎn)負債率、流動比率、員工人數(shù)、企業(yè)規(guī)模等作為控制變量以保證結果的穩(wěn)健性。變量的選取和定義具體參見表2。

表2 變量定義

原始數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計結果如表3所示。描述性統(tǒng)計結果顯示樣本數(shù)據(jù)不存在明顯異常值,各變量取值和標準差都在合理范圍內(nèi)。樣本中ROE的最大值為39,最小值為-56.33,說明企業(yè)盈利能力差異很大。R&D的均值是0.026,最大值是0.206,說明企業(yè)的平均研發(fā)投入占主營業(yè)務收入的比重為2.6%,研發(fā)投入比值最高的企業(yè)比重為20.6%。

表3 描述性統(tǒng)計結果

(二)PSM-DID 結果分析

1.平行趨勢檢驗

選取政策動態(tài)效應檢驗的方式,對ROE和R&D分別進行平行趨勢檢驗,結果如圖1所示。垂直于橫軸的短直線代表是各期數(shù)與處理組虛擬變量的交乘項回歸系數(shù)的95%置信區(qū)間,圖中結果看出在2011年政策實施年份節(jié)點前,系數(shù)不顯著(95%置信區(qū)間越過系數(shù)=0的水平虛線),在政策實施之后的年份,系數(shù)基本顯著,對盈利能力和研發(fā)能力的平行趨勢檢驗均通過。

圖1 平行趨勢檢驗

2.PSM匹配

為了有效解決樣本自選擇偏差的內(nèi)生性問題,準確識別出戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效影響的凈效應,在平行趨勢檢驗之后,采用傾向得分匹配(PSM)方法進行處理,使其滿足實驗組與控制組的平行趨勢假定。PSM匹配后各變量標準化偏差對比如圖2,傾向得分核密度如圖3。

圖2 變量標準化偏差

圖3 傾向得分核密度圖

圖2結果顯示,在匹配前控制變量的標準化偏差較大,在匹配后標準化偏差都在0附近,匹配結果通過檢驗。圖3也可以明顯看出在匹配前,處理組和控制組的共同支撐域存在顯著差別,匹配后兩者的共同支撐域明顯擴大,分布形態(tài)接近,且覆蓋了大部分區(qū)域,匹配結果顯示較好的滿足了共同支撐假設。

3.雙重差分回歸結果

在傾向得分匹配后,對匹配后樣本進行雙重差分模型回歸,結果如表4所示。在PSM-DID模型結果中,對ROE的回歸結果顯示,交互項系數(shù)在10%的顯著性水平下顯著為正。在政策實施下,上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率高于未受產(chǎn)業(yè)政策影響的非戰(zhàn)略性新興企業(yè)凈資產(chǎn)收益率,政策實施促進戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)的研發(fā)能力提升。對R&D的回歸結果顯示,交互項系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正,表明政策實施對企業(yè)的研發(fā)能力具有促進作用。同時,從顯著性結果看,與企業(yè)經(jīng)營績效相比,政策對企業(yè)研發(fā)績效的促進作用更加顯著?？傊?戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效具有顯著正向作用。

表4 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效的雙重差分回歸結果

從控制變量看,企業(yè)規(guī)模系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為正,說明企業(yè)規(guī)模越大,企業(yè)盈利能力和研發(fā)能力越強,且企業(yè)規(guī)模對其盈利能力的作用高于對研發(fā)能力的作用。上市年數(shù)的系數(shù)在模型(1)中在1%的顯著性水平下為負,而在模型(2)中在1%的顯著性水平下顯著為正,表明公司上市年數(shù)越長,企業(yè)盈利能力越高,但是研發(fā)能力卻會越差。資產(chǎn)負債率的系數(shù)在兩個回歸中都在1%的顯著性水平下顯著為負,結果說明在現(xiàn)階段資產(chǎn)負債率越高,企業(yè)盈利能力和研發(fā)能力顯著性越低。流動比率的系數(shù)在回歸(1)中在1%的顯著性水平下顯著為正,而在模型(2)中在1%的置信水平下顯著為負,表明流動比率越高,企業(yè)研發(fā)能力越高,而企業(yè)盈利能力可能由于流動比率過高對盈利能力產(chǎn)生一定影響,導致盈利能力降低。員工人數(shù)的系數(shù)在模型(1)中在5%的顯著性水平下顯著為負,而在模型(2)中在1%的置信水平下顯著為正,企業(yè)員工人數(shù)越多,則企業(yè)盈利能力越高,而企業(yè)研發(fā)能力可能會降低。

4.安慰劑檢驗

為了檢驗政策干預時點前后處理組和對照組的趨勢變化是否受到了其他政策或者隨機因素的影響,本文選用安慰劑檢驗對實驗結果進行檢驗。通過隨機虛構實驗組進行分析,重復500次觀測政策虛擬變量系數(shù)是否依然顯著。如果政策效應仍顯著,則表明基準回歸中的政策效應并不可靠,可能是受其他政策或者隨機因素的影響。安慰劑檢驗結果如下圖4所示?？梢钥闯?政策對企業(yè)研發(fā)能力和企業(yè)盈利的檢驗都通過了安慰劑檢驗,隨機化后系數(shù)的核密度估計曲線的均值都集中在0值附近,大大偏離其真實值;從P值-系數(shù)散點圖可以看出,大多的散點所代表的系數(shù)P值都處在0.1水平線之上,在10%的顯著下水平下不顯著。

圖4 安慰劑檢驗

(三)異質(zhì)性分析

1. 企業(yè)區(qū)域差異

表5顯示了東中西部地區(qū)政策對企業(yè)經(jīng)營績效和企業(yè)研發(fā)績效的影響。政策對企業(yè)R&D的回歸交互項系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正,說明產(chǎn)業(yè)政策實施對所有地區(qū)研發(fā)能力均具有提升作用。進一步觀察不同區(qū)域交互項系數(shù)差異,東部、中部、西部分別為0.451,0.343,0.23,說明政策實施對企業(yè)的研發(fā)能力有提升作用,東部地區(qū)高于中西部地區(qū)。對ROE的回歸結果顯示,東部地區(qū)的交互項系數(shù)為2.187,在5%的顯著性水平下顯著;西部地區(qū)的交互項系數(shù)為2.139,在10%的顯著性水平下顯著;中部地區(qū)交互項系數(shù)為1.064且不顯著。表明政策實施對東部地區(qū)盈利能力的提升作用更強,但東部地區(qū)與西部地區(qū)的作用效果差距不大,這可能是由于國家為了支撐西部地區(qū)發(fā)展,加大對西部地區(qū)的政策作用力度,與東部地區(qū)自有優(yōu)勢相比,其政策力度減小了二者之間提升作用差距。實證結果表明,政策對東部地區(qū)企業(yè)績效的促進作用更強,假設1得以驗證。

表5 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效的區(qū)域異質(zhì)性影響

對股權性質(zhì)差異、企業(yè)規(guī)模差異以及產(chǎn)業(yè)類型差異的實證分析過程跟上述類似。結果表明:(1)政策實施對國有企業(yè)和民營企業(yè)R&D的回歸交互項系數(shù)分別為0.485、0.333,均在1%顯著水平下顯著為正,說明政策實施能促進企業(yè)研發(fā)能力的提升,對國有企業(yè)的研發(fā)能力提升作用更強。國有企業(yè)ROE回歸交互項系數(shù)為2.505且在10%的顯著性水平下顯著;而民營企業(yè)回歸交互項系數(shù)為1.150且不顯著,說明政策實施對國有企業(yè)的盈利能力提升作用更強,其結果滿足假設2。(2)按中位數(shù)劃分,規(guī)模較大企業(yè)與較小企業(yè)對R&D的回歸交互項系數(shù)分別為0.51、0.364,均在1%顯著性水平下顯著為正,說明政策顯著促進研發(fā)能力的提升,對規(guī)模較大企業(yè)的研發(fā)能力提升作用更強。在對ROE的回歸中,規(guī)模較大的交互項系數(shù)為1.884在5%的顯著性水平下顯著;而規(guī)模較小的系數(shù)為1.596不顯著,說明政策實施對規(guī)模較大企業(yè)的盈利能力提升作用更強。無論是研發(fā)能力還是盈利能力,政策實施均對規(guī)模較大的企業(yè)提升作用更強,假設3成立。(3)政策對新一代信息技術產(chǎn)業(yè)、高端裝備制造業(yè)、生物產(chǎn)業(yè)的R&D回歸交互項系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正,對新能源產(chǎn)業(yè)的R&D回歸交互項系數(shù)在10%顯著性水平下顯著為正。同時新一代信息技術產(chǎn)業(yè)的交互項系數(shù)0.679高于新能源產(chǎn)業(yè)的交互項系數(shù)0.0398,均高于生物產(chǎn)業(yè)和高端裝備制造產(chǎn)業(yè)的交互項系數(shù),而對新材料產(chǎn)業(yè)和節(jié)能環(huán)保產(chǎn)業(yè)R&D的回歸交互項系數(shù)不顯著,說明政策實施對新一代信息技術產(chǎn)業(yè)和新能源產(chǎn)業(yè),尤其是對新一代信息技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)績效提升作用更強。政策對新一代信息技術產(chǎn)業(yè)ROE的回歸交互項系數(shù)為2.812且在5%顯著性水平下顯著為正,對生物產(chǎn)業(yè)回歸交互項系數(shù)為1.291且在10%顯著性水平下顯著為正,對其他產(chǎn)業(yè)回歸交互項系數(shù)不顯著。說明政策實施對新一代信息技術產(chǎn)業(yè)與生物產(chǎn)業(yè)的盈利能力均有提升作用,前者更強,假設4成立。

(四)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策作用機制分析

1.政府補貼機制檢驗

政府補貼機制對企業(yè)績效的檢驗結果如表6所示。在模型(3)的回歸系數(shù)顯著的情況下,模型(4)對R&D回歸結果看出,兩個變量的系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著為正,這說明政策可以通過政府補貼機制促進企業(yè)研發(fā)能力。對ROE回歸結果顯示,政府補貼的系數(shù)不顯著,用Bootstrap進行檢驗,檢驗結果顯示置信區(qū)間包括0,不能拒絕乘積為0的假設,系數(shù)乘積不顯著,Bootstrap抽樣法檢驗未通過,表明政策通過政府補貼機制對企業(yè)盈利能力影響不明顯。實證結果表明,政策通過政府補貼機制可以提升企業(yè)研發(fā)績效,而對企業(yè)經(jīng)營績效的作用效果不明顯。這可能是由于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)具有高創(chuàng)新的特點,政府更注重于對企業(yè)創(chuàng)新的激勵,政府補貼傾向于投入到企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的過程中,政府通過給予企業(yè)更多的財政性資金,降低企業(yè)研發(fā)風險,推動企業(yè)創(chuàng)新。

表6 政府補貼機制與企業(yè)績效

對稅收優(yōu)惠機制檢驗、市場競爭機制檢驗以及信貸機制檢驗的實證分析過程跟上述類似。(1)稅收優(yōu)惠機制檢驗。模型(4)對R&D的回歸結果顯示,γ1、θ2均顯著性水平下顯著為正。對ROE的回歸結果顯示γ1、θ2有一個不顯著,根據(jù)檢驗程序,用Bootstrap法進行檢驗,結果顯示置信區(qū)間包含0,不能拒絕原假設,系數(shù)乘積不顯著,Bootstrap檢驗無法通過。說明政策通過稅收優(yōu)惠機制對企業(yè)研發(fā)績效具有明顯提升作用,而通過稅收優(yōu)惠機制對企業(yè)績效的影響不顯著。(2)市場競爭機制檢驗。模型(3)對Ler的回歸交互項系數(shù)在1%顯著性下顯著。模型(4)對ROE進行回歸結果顯示,γ1、θ2均在顯著性水平下顯著為正,表明政策可以通過市場競爭機制促進企業(yè)盈利能力。模型(4)對R&D的回歸結果顯示,γ1顯著,而θ2不顯著。進一步采用Bootstrap法進行檢驗,結果顯示置信區(qū)間不包含0,系數(shù)乘積顯著,Bootstrap檢驗通過,說明政策可以通過稅收優(yōu)惠機制影響企業(yè)研發(fā)能力。與政府補貼機制和稅收優(yōu)惠機制相比,市場競爭機制在績效提升上更為有效。(3)信貸機制檢驗。模型(3)對SA回歸交互項系數(shù)在1%顯著性下顯著。模型(4)對R&D回歸結果顯示,γ1、θ2均在1%顯著性水平下顯著,表明產(chǎn)業(yè)政策可以通過信貸機制促進企業(yè)盈利能力。模型(4)對ROE回歸結果顯示,γ1、θ2有一個不顯著,用Bootstrap法進行檢驗,結果顯示置信區(qū)間不包括0,系數(shù)乘積顯著,說明政策可以通過信貸機制對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。

五、研究結論與政策建議

(一)研究結論

1. 戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響。與經(jīng)營績效相比,政策對企業(yè)研發(fā)績效的促進作用更加顯著。實證表明,與非戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)相比,受到戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)經(jīng)營績效得到了提升。

2.按照企業(yè)所在區(qū)域不同,戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對東部地區(qū)企業(yè)績效的促進作用較中西部地區(qū)相比更為顯著。政策對西部企業(yè)的盈利能力效果不顯著,對東部地區(qū)經(jīng)營能力提升作用顯著。

3.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對不同股權性質(zhì)企業(yè)的企業(yè)績效影響不同。政策對國有企業(yè)的經(jīng)營績效和研發(fā)績效都具有顯著促進作用,而對民營企業(yè)經(jīng)營績效的促進作用不顯著。

4.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對規(guī)模較大企業(yè)績效的促進作用更明顯。政策對規(guī)模較大的企業(yè)盈利能力提升作用明顯,而對規(guī)模較小企業(yè)的盈利能力回歸結果不顯著。同時對企業(yè)研發(fā)能力回歸結果表明,政策對規(guī)模較大企業(yè)的經(jīng)營績效促進作用也高于規(guī)模較小企業(yè)。

5.根據(jù)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類(2018),當前戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策對新一代信息技術產(chǎn)業(yè)的研發(fā)能力促進作用最為顯著,同時對凈資產(chǎn)收益率的回歸結果顯示,政策可以促進新一代信息技術產(chǎn)業(yè)和生物產(chǎn)業(yè)的盈利能力,同時對新一代信息技術產(chǎn)業(yè)的盈利能力提升作用更強,而對其他產(chǎn)業(yè)盈利能力作用不顯著。

6.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政策可以通過政府補貼機制、稅收優(yōu)惠機制、信貸機制和市場競爭機制對企業(yè)研發(fā)績效產(chǎn)生影響,但是只有信貸機制和市場競爭機制可以有效促進企業(yè)經(jīng)營績效提升,政府補貼機制和稅收優(yōu)惠機制對企業(yè)經(jīng)營績效的影響不顯著。

(二)政策建議

1. 精準定位產(chǎn)業(yè)政策。在產(chǎn)業(yè)政策制定過程中,要針對不同股權性質(zhì)企業(yè)實施差異化產(chǎn)業(yè)政策。針對不同類型產(chǎn)業(yè)與不同區(qū)位條件,政府要注意采用差異化的手段促進企業(yè)績效提升。通過構建全國統(tǒng)一大市場,不斷解決資源配置不均衡不協(xié)調(diào)的問題,促進產(chǎn)業(yè)可持續(xù)發(fā)展。對于國有企業(yè)要有效調(diào)動其生產(chǎn)效率,發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢,激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力;對于民營企業(yè)則要在打破市場行政壁壘、增加風險抵御能力、克服資源短缺等方面下功夫。在加強區(qū)域合作的基礎上,根據(jù)不同地區(qū)資源特色和產(chǎn)業(yè)基礎,制定特色化和差異化的產(chǎn)業(yè)政策。充分調(diào)動各級政府在政策制定和實施過程中的積極性與主動性,從各地區(qū)不同的市場化水平出發(fā),考慮地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的社會環(huán)境、資源稟賦、技術等客觀條件,及時調(diào)整政策,提升產(chǎn)業(yè)政策的精準性和可執(zhí)行性。地方政府部門也必須緊密協(xié)調(diào)配合,明確所需要履行的職責,確保全面貫徹執(zhí)行產(chǎn)業(yè)政策,為產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供重要保障。

2. 優(yōu)化產(chǎn)業(yè)政策作用機制。充分考慮產(chǎn)業(yè)發(fā)展實際,優(yōu)化政府補貼機制、稅收優(yōu)惠機制、信貸機制和市場競爭機制,著力提高產(chǎn)業(yè)政策實施效率。各級政府有必要及時對政府補貼機制做出調(diào)整,通過完善政府補貼選擇標準,建立動態(tài)調(diào)整機制,并建立補貼績效考核機制,提升政府補貼效率。進一步完善稅收優(yōu)惠機制、信貸機制與市場競爭機制,優(yōu)化過程管理,完善產(chǎn)業(yè)政策整體效果評估機制,避免出現(xiàn)可能的機制沖突問題,充分發(fā)揮不同機制對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同作用。

3. 堅持創(chuàng)新驅動發(fā)展。戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展關鍵在于技術創(chuàng)新,建議政府繼續(xù)堅持創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略,加大創(chuàng)新補助力度,充分調(diào)動資源為企業(yè)創(chuàng)新提供支持。完善創(chuàng)新項目篩選和評估機制,制定企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新能力的指標體系,對創(chuàng)新項目周期性評估,確保創(chuàng)新激勵效用最大化。以企業(yè)為主導,充分利用信號傳遞機制,以市場機制為基礎,引導社會資本向企業(yè)創(chuàng)新項目傾斜。