財政分權、政府研發補貼與企業研發投入

鄒 洋， 王茹婷

(1.南開大學經濟學院，天津 300071；2.南開大學中國特色社會主義經濟建設協同創新中心，天津 300071)

一、引 言

隨著我國經濟步入新常態發展軌道，政府大力推進創新型國家建設，技術創新投入不斷加大。2006年，我國研發經費支出總額為3003.1億元，占GDP的比例為1.39%；到2013年增長到11846.6億元，年均增長速度為18.7%，占GDP的比例則提高到 2.08%，首次突破《國家中長期科學和技術發展規劃綱要》(2006～2020年)提出的2%目標。其中政府資金雖然從2006年的742.1億元增加到2013年的2500.6億元(年均增長16.4%)，但是其占研發經費內部支出總額中的比例逐年下降，由2006年的24.7%下降到2013年的21.1%(詳見表1)。此外，從分地區來看，2013年研發經費投入強度達到或超過全國平均水平的只有8個省，并且其中6個省的經費支出額就達到了我國研發經費總額的58.2%，可見，我國研發資源在各地區間的配置不均衡(詳見表2)。

表1 2006～2013年我國研發經費內部支出情況

注：數據來源于2008～2014年《中國科技統計年鑒》，由作者整理計算得出。

表2 2013年我國研發經費分地區支出情況

注：數據來源于《2013年全國科技經費投入統計公報》，由作者整理。

從上面的分析可以看出，近年來我國研發經費投入水平雖有很大提高，但是政府資金占比不斷下降，各地區之間研發資源分布嚴重失衡。政策制定者非常關心政府研發補貼能否促進企業自身研發投入和如何在不同地區合理配置研發資源的問題。大量學者也對政府研發補貼和企業研發投入之間的互補或替代關系進行了實證檢驗，研究結論互相矛盾(David，et al.，2000)[1]，存在較大差異性。有的學者支持存在部分或完全“擠出”效應的觀點，或認為政府研發補貼的激勵效應不夠高效，如國外的Busom(2000)[2]，Wallsten(2000)[3]等；國內的姚洋、章齊(2001)[4]，解維敏等(2009)[5]等。但是也有學者持相反觀點，認為政府研發補貼具有“擠入”效應，如國外的Czarnitzki (2004)[6]，González等(2005)[7]，Hussinger(2008)[8]，Klette & M?en(2012)[9]，Guerzoni & Raiteri(2015)[10]等，國內的王俊(2011)[11]，鄒洋等(2016a[12]；2016b[13])等。國外學者還區分企業規模和類型、支持規模和頻率等不同情況，考察了政府補貼對企業研發支出的影響差異，如Lach(2002)[14]，G?rg & Strob(2007)[15]，Aschhoff(2009)[16]等。國內學者主要區分政府資助形式和時期、創新類型、溢出效應大小和補貼類型等不同情況進行分析，如朱平芳、徐偉民(2003)[17]，安同良等(2009)[18]，張杰等(2015)[19]等。Zúiga-Vicente,et al.(2014)[20]在總結過去50多年關于政府研發補貼和私人研發投資之間關系的實證文獻基礎上，提出一些研究假設，認為補貼歷史、時滯效應、資金約束、研發組成和研發資金來源等很多重要問題沒有被深入研究。

本文基于財政分權的角度，研究政府研發補貼對企業研發投入的影響。與既有文獻相比，本文的創新之處主要有三點：一是關于財政分權對政府研發補貼的影響以及政府研發補貼對企業研發投入的影響，雖然有很多學者都進行了研究，但是很少從財政分權的視角研究政府研發補貼對企業研發投入的影響，本文考察政府研發補貼的綜合邊際效應，可以作為既有相關研究不足的一個補充。二是本文認為政府研發補貼、企業主營業務收入和國有控股企業資產占比在各省存在較大差異，三者對企業研發投入的影響大小和方向不同，綜合作用的結果導致各省企業研發投入顯著增加，但是同時使之產生較大差異，各省研發資源配置嚴重失衡。該結論對回答我國企業研發投入不斷增加但各地區之間研發資源分布失衡的經濟和制度原因問題是一個有益的嘗試。三是按照財政支出分權度大小，把樣本分成兩個子樣本進行估計，增強論文分析結果的可靠性和穩健性。

二、理論分析

財政分權制度賦予了地方政府公共支出裁量權，使地方政府能夠自主決策研發補貼的支出強度，進而影響企業的科研創新投入。由于財政分權制度主要是通過對政府研發補貼支出產生作用，進而影響企業的研發經費投入，所以下面分別從理論上分析財政分權對政府研發補貼的影響以及政府研發補貼對企業研發投入的影響。

(一)財政分權對政府研發補貼的影響分析

財政分權結構下的政治、經濟背景，都會在一定程度上作用于地方政府的公共支出決策，從而影響政府的研發資助行為。在以GDP增長率為核心指標的考核和晉升體制下，地方政府努力增加公共支出，大力支持地方經濟發展。而財政分權賦予了地方政府對當地公共經濟資源的支配能力，地方政府可以依據當地的發展需求配置資源，達到發展經濟的目的。一方面，政府為了響應中央的科技創新政策會支持當地企業的研發活動，希望通過企業的技術研發轉化為生產力促進長期經濟增長。分權結構下的經濟競爭明顯存在區域不平衡的現象，不同經濟發展水平的地區會形成不同的科研創新環境，而技術、人才等科研要素會流向經濟發達、科研水平高、管制寬松的地區。因此，地方政府有必要積極推行制度創新，努力優化資源配置，加大政府研發資助，給予企業更加寬松的科研創新環境開展研發活動。趙文哲(2008)[21]認為，在分權結構中，地方政府為吸引外來資本會積極實行制度改革，優化資源配置，努力推動前沿技術進步。此外，不同經濟水平的地區對科技創新的要求也是不同的。經濟發達地區有更強大的經濟科技實力和迫切的發展需求開展科研創新活動，因此地方政府對研發活動的支持力度就更高。同時，經濟水平較高地區的地方政府也有更加充足的補貼預算來支持企業的研發活動。

另一方面，由于企業研發活動和科技創新是一個長期的過程，難以在較短周期內極大地推動GDP增長，如果地方政府急于追求GDP、稅收等績效增長，則會將財政資源更多地用于基礎設施等建設項目，而減少科技補貼投入。財政分權制度下放了中央政府的財權與事權，為地方政府加快經濟發展提供了激勵。然而，財政分權雖然賦予了地方政府自主的預算支出權，卻產生了公共產品供給不足等問題，并衍生出一些負面效應。傅勇、張晏(2007)[22]通過省級面板數據研究發現，財政分權以及政府間的相互競爭，會扭曲政府的公共支出結構。周業安(2003)[23]基于博弈模型分析，認為財政分權下的政府競爭，不利于經濟資源的有效配置，會損害經濟的增長。研發補貼作為地方政府的一項科技性公共支出，其支出強度由地方政府自主決策，因此會受到分權制度的影響。在已有的研究財政分權與地方政府科技支出關系的研究中，顧元媛、沈坤榮(2012)[24]認為，科研創新活動的服務周期較長，對官員任期內的財稅指標增長貢獻不大，因此地方政府對科研補貼投入并不十分重視。潘鎮等(2013)[25]認為，地方政府在官員考核和晉升體制的激勵下，會響應中央的科技政策，提高科技投入，但是地方政府對FDI的激烈爭奪會導致其財政支出偏向基礎設施，從而擠出科技公共產品的投入。此外，許罡等(2012)[26]通過資本市場的事實經驗證明，地區的財政分權程度越高，地方政府提供的科技補助越少。

(二)政府研發補貼對企業研發投入的影響分析

根據企業投資行為的基本模型，當企業研發投資的邊際收益等于邊際成本時，企業的研發投資水平達到最優。當研發投資的邊際成本減少或邊際收益增加時，企業會增加研發投資；反之，當研發投資的邊際收益減少或邊際成本增加時，企業會減少研發投資(Howe & Mcfetridge，1976)[27]。如果政府研發補貼被看作是外生的，則它會影響企業研發投資的邊際成本或邊際收益，或對兩者都有影響，對企業研發支出產生“擠入”或“擠出”效應。

政府研發補貼通過幫助企業克服啟動經費困難、降低共同成本或提高吸收能力提高企業研發的效率、增加企業其他項目的成功機會和傳遞未來需求的信號，減少企業固定成本、降低資本機會成本和增加期望收益或降低期望成本使企業的邊際收益增加，對企業研發支出產生“擠入”效應：(1)企業獲得政府研發合同和直接補貼，會降低其研發投資的邊際資本成本，特別是新辦企業可以降低其籌措外部資金的成本(這里的政府研發合同是指政府為了獲得某項研發成果或購買某項研發密集型公共產品、與企業簽訂的，由企業接受委托、利用政府提供的資金開展研發活動(如公共航天航空和國防項目)的合同，政府研發合同與直接補貼不同，前者包括購買研究成果，而后者則不然，兩者都會降低企業研發的邊際成本)；(2)給企業帶來學習和訓練效果，使企業獲得最新的科技發展知識，提高其自身研發項目研究的效率；(3)企業可利用政府資金來建立實驗設施、購買耐久性研究設備和支付組成特殊研究團隊的固定成本，從而以較低的成本增加來進一步開展其自身的研發項目研究；(4)傳遞將來公私部門產品需求的信號，會提高相關創新活動的邊際收益。此外，政府研發補貼還可能帶來信息溢出(源于政府研發活動所創造的公共科學與工程知識進步)、新科學家和工程師訓練等長期動態效果(David等，2000)[1]。

但是，政府研發補貼通過抬高研發要素價格、與企業研發活動產生重疊這兩方面路徑，也會對企業研發支出產生“擠出”效應：(1)如果政府研發補貼只增加了研發投入要素的需求，抬高了企業研發投入要素的價格，如研發人員的工資水平,這將增加企業研發的邊際成本，在邊際收益不變的情況下，企業均衡的研發支出水平將減少；(2)如果政府對一些本應由企業進行的研發活動，進行過多干預，會導致企業研發活動的預期收益下降，也會減少其自身的研發支出。Wallsten(2000)[3]指出，政府補貼計劃有時也不得不支持商業前景好的項目，因為研發活動的收益很難度量，而選民只看到項目的成功和失敗以及企業雇傭員工的數量，而不會關心研發活動收益評估的綜合性。在這種情況下，政府研發補貼提供給私人邊際收益高、即使沒有政府補貼企業也會開展的研發項目，這會導致企業減少自身的研發支出。另外，企業獲得了政府研發合同，可能減少其他非合同研發投資；其他相同技術領域中未獲得政府合同的企業由于“搭便車”，也會減少其研發投資(David等，2000)[1]。

綜上所述，政府研發補貼會影響企業研發投資的邊際成本或邊際收益，或對兩者都有影響，結果通過各種路徑對企業研發支出會產生“擠入”或“擠出”效應。

三、財政分權指標度量和數據分析

本文以中國2002～2013年27個省(市、自治區)(由于部分核心數據缺失，剔除海南、西藏、青海和新疆)大中型工業企業的面板數據為分析樣本，其中中央與地方財政支出、全國和各省的GDP和人口數、大中型工業企業以及其中的國有控股企業資產總額的原始數據來源于歷年的《中國統計年鑒》，工業企業研發經費內部支出、科技經費籌集(政府資金、企業資金)及內部支出的原始數據來源于歷年的《中國科技統計年鑒》。

(一)財政分權指標度量

財政分權度有多種衡量標準和計算方法，由于本文的核心解釋變量為政府研發補貼，所以選擇財政支出分權度為分析指標。參考龔鋒和雷欣(2010)[28]提出的指標構建方法，財政支出分權度指標的計算公式如下：

(1)

其中，fdi,t表示第i省第t年的財政支出分權度，fei,t表示第i省第t年地方政府本級預算支出，fc,t是表示中央政府第t年本級預算支出；popi,t和popN,t分別表示第i省和全國第t年的人口規模；gdpi,t和gdpN,t分別表示第i省和全國第t年的國內生產總值。為準確度量地方政府財政支出分權度，需要消除經濟規模的影響，所以公式(1)中有一個經濟規模的縮減因子乘積項，即[1-(gdpi,t/gdpN,t)]。同時，考慮到政府財政支出通常與人口規模存在很強的相關關系，公式(1)中地方和中央政府本級預算支出分別除以各省和全國人口數，得到人均財政支出數，這樣可以消除人口規模對財政支出的影響。對樣本數據的統計分析表明，財政支出分權度與其他水平數據的相關程度比較小，相關系數最大值為約0.24，最小值約為-0.09(見表3)。

表3 財政支出分權度與其他水平數據之間的相關系數

注：fd表示財政支出分權度，ce表示企業自身研發經費投入，ge表示政府研發補貼，br表示企業主營業務收入，ratio表示國有控股企業資產占比。

(二)數據分析

對所有變量(除了比例指標財政支出分權度和國有控股企業資產占比之外)都取其自然對數(原始數據計量單位都統一為萬元)進行處理。表4上部、中部和底部分別報告各變量之間的相關系數、描述性統計值和方差膨脹因子(VIF：Variance Inflation Factor)。

表4 樣本描述性統計值

注：lnce表示企業自身研發經費投入的自然對數，為被解釋變量；lnge表示政府研發補貼的自然對數，為核心解釋變量；fd*lnge表示財政支出分權度fd與lnge的乘積，是一個交叉解釋變量；lnbr為企業主營業務收入的自然對數，ratio為國有控股企業資產占比。

從表4上部可以看出，核心解釋變量lnge、交叉解釋變量fd*lnge、控制變量lnbr與被解釋變量lnce都正相關，其相關系數分別約為0.8、0.9和0.6(這也可以從圖1(1)至(3)中的二維散點圖和回歸的擬合趨勢線直觀看出)；而控制變量ratio與被解釋變量lnce負相關，相關系數約為-0.7(這也可以從圖1(4)中的二維散點圖和回歸的擬合趨勢線直觀看出)，其他解釋變量之間的相關系數都低于0.8。從表4中部可以看出，各變量差異較大，如國有控股企業資產占比的均值約為0.56，最大值約為0.9，而最小值僅約為0.1；財政分權度的均值約為0.75，最大值約為0.9，最小值約為0.5，從全國來看，財政支出分權度水平較高。從表4底部可以看出，包含fd的VIF最大值為263.24,遠大于經驗法則的數值10，說明變量之間存在多重共線性問題；而不包含fd的VIF最大值為5.21，低于經驗法則的數值10，說明變量之間不存在多重共線性問題，所以模型中不應該包含fd。

圖1 模型中各解釋變量與被解釋變量的二維散點圖與擬合線

四、實證模型、估計結果及分析

(一) 實證模型

本文以企業研發投入為被解釋變量，以政府研發補貼為解釋變量，并在模型中引入財政支出分權度與政府研發補貼的交叉項，建立面板數據模型。此外，還加入控制變量，包括企業主營業務收入和國有控股企業資產占比相比。最終，建立如下模型：

lncei,t=α0+α1lngei,t+α2fdi,t*lngei,t+α3lnbri,t+α4ratio+φi+εi,t

(2)

其中，lnce表示企業自身研發經費投入的自然對數，為被解釋變量；lnge表示政府研發補貼的自然對數，為核心解釋變量；fd*lnge表示財政支出分權度fd與lnge的乘積，是一個交叉解釋變量；lnbr表示企業主營業務收入的自然對數；ratio表示國有控股企業資產占比；i代表為不同省份，t代表不同時期；φi表示個體效應，εi,t表示誤差項；α0,α1,α2,α3，α4表示待估計的未知參數。

在模型中加入兩個控制變量，理由說明如下：(1)企業內部來源資金是研發投入決策的主要決定因素(Himmelberg & Petersen，1994)[29]，企業研發投入與其內部現金流顯著相關(Hall，2002)[30]，通常主營業務收入越多，企業內部現金流越大，企業增加研發投資的可能性越大，為實現長期競爭力的提升，實際的研發投入會越大。所以在模型中加入企業主營業務收入這一控制變量。預期該變量的影響最大，系數估計值的符號為正。(2)國有企業自身具備充足的科研創新資金，抗風險能力強，有更好的實力條件開展研發活動，也有更高的成功率取得科研創新成果。然而，國有企業的所有權性質決定其受到地方政府的約束較大，產權關系模糊，缺乏明確的激勵機制，可能會弱化其科技創新的動力。

(二)估計結果

為了便于比較，對于模型(2)，利用STATA 13分析軟件，采用各種方法進行估計，具體估計結果如下。

1.面板OLS和GLS估計結果

混合最小2乘法(Pooled OLS)、固定效應(Fixed Effect，FE)和隨機效應(Random Effect，RE)估計結果分別在表5第(1)、(2)和(3)列中報告。F檢驗表明，固定效應模型比混合模型更合適；豪斯曼檢驗表明，固定效應比隨機效應模型更合適；修正的Wald異方差檢驗表明，固定效應模型估計誤差項存在異方差；Wooldridge自相關檢驗表明，誤差項存在1階序列相關。為了克服各省之間可能存在而又無法識別的異方差，所報告的系數的標準差按照省份進行聚類，允許每個省份在不同年份的誤差項相關，模型估計結果報告在表5第(2)列(從估計結果可以看出，各系數估計值在統計上均顯著)。Beck和Katz(1995)[31]提出面板校正標準誤(Panel Corrected Standard Errors，PCSE)的估計方法，該方法可以有效地處理復雜的面板誤差結構，如同步相關、異方差和序列相關等，特別在樣本量不夠大時有效。允許不同的截面存在異方差現象，權數選擇截面加權(cross-section weights)的方式，采用PCSE方法，模型的估計結果報告在表5第(4)列，該方法與混合OLS的系數估計值(表5第(1)列)相同，但是標準差變得更小。采用廣義最小2乘法修正異方差和1階序列相關，得到的估計結果如表5第(5)列所示，從該列可以看出，系數估計值符號沒有發生任何變化，只是數值變得小些，部分系數估計值顯著性增強。

表5 模型OLS和FGLS估計結果

注：第3、4列回歸系數估計值下邊括號內報告的是考慮了組間異方差和組間同期相關的穩健標準誤差，*、** 、*** 分別表示10%、5%、1%的顯著性水平。

2.固定效應兩階段GMM估計結果

在進行計量分析時，政府研發補貼的內生性問題也需要關注。企業為了獲得政府研發補貼，會進行大量準備性的研發投資，在這種情況下從數據中很難發現企業對獲得政府研發補貼后的反應(Lichtenberg，1984)[32]。為了獲得更有效的估計結果，本文考慮政府研發資金的內生性問題，采用工具變量法對模型進一步進行估計。選擇的工具變量包括兩個：一個是各省財政收入的自然對數，另一個是政府研發補貼滯后1期的數值，這兩個變量對政府研發補貼會產生直接影響，而對被解釋變量企業研發投入不會產生直接影響，與誤差項不相關。通常，各地區財政收入越高，表明其越有財力提供更多的政府研發補貼；各地政府研發補貼具有連續性，前期的政府研發補貼會對當期的政府研發補貼產生影響，所以用這兩個工具變量比較合適。因為選擇的工具變量個數多于內生解釋變量的個數,采用GMM估計會更有效。首先，為解決遺漏變量問題，采用固定效應模型(前面在沒有考慮內生性問題情況下，已經知道選擇固定效應模型更合適)，對模型進行變換；然后，對變換后的模型使用兩階段GMM。固定效應兩階段GMM的估計結果如表6第(1)列所示(系數估計值后面括號內的數值表示異方差穩健的標準誤差，下同)。從表6第(1)列的估計結果可以看出，Kleibergen-Paap rk LM 統計值在1%的顯著水平下拒絕“工具變量識別不足”的原假設，Cragg-Donald Wald F 統計值大于Stock-Yogo弱工具變量檢驗15%水平上的臨界值，因此拒絕工具變量是弱識別的假設；Hansen J 統計值接受“工具變量過度識別”的原假設，說明工具變量是外生的。這些統計值表明，我們選擇的工具變量是有效的。對政府研發補貼進行穩健的內生性檢驗，結果表明原假設“政府研發補貼是外生的”在10%的顯著水平下被拒絕，這說明對于全樣本政府研發補貼確實是內生解釋變量。

與表5第(2)列至第(5)列的估計結果進行比較，表6第(1)列中政府研發補貼與財政支出分權度相乘的交叉項的系數估計值大小和符號發生很大變化，且在統計上由顯著變為不顯著。由上面分析可知，各地區的財政支出分權度存在較大差異，這可能造成交叉項估計值發生如此大的變化。為了檢驗這種可能性，同時為了檢驗估計結果的穩健性，我們把樣本分為兩組：一組是財政支出分權度均值大于0.75的省份，另一組是財政支出分權度均值小于0.75的省份，前者包括14個省份(北京、天津、山西、內蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、浙江、重慶、云南、陜西、甘肅、寧夏)，后者包括13個省份(河北、江蘇、安徽、福建、江西、山東、河南、湖南、湖北、廣東、廣西、四川、貴州)，基于上述兩組數據，仍然采用固定效應兩階段GMM。選擇的兩個工具變量也與上面相同：一個是各省財政收入的自然對數，另一個是滯后1期的政府研發補貼。采用固定效應兩階段GMM的估計結果如表6第(2)列和第(3)列所示。各項統計值表明，我們選擇的工具變量仍然是有效的。對政府研發補貼進行穩健的內生性檢驗，結果表明原假設“政府研發補貼是外生的”在1%或5%的水平下被拒絕，這說明對于財政支出分權度均值大于和小于0.75的兩個子樣本，政府研發補貼確實是內生解釋變量。從表6第(2)列和第(3)列可以看出，對于財政支出分權度均值大于0.75的子樣本，各系數估計值在1%的顯著性水平下均顯著；而對于財政支出分權度均值小于0.75的子樣本，大部分的系數估計值在統計上均不顯著。

表6 固定效應兩階段GMM估計結果

(三)估計結果分析

比較表5第(5)列和表6第(2)列在統計上顯著的估計結果可以看出，在分權度大的樣本組中政府研發補貼對企業研發投入的直接影響(系數估計值約為1.09)更大，高于全樣本(系數估計值約為0.6)，在1%的顯著水平下均顯著，這說明政府研發補貼對企業自身的研發投資有比較明顯的激勵作用，對于分權度大的樣本其激勵作用更大。在大中型工業企業中，許多企業面臨著創新科研成本高、風險承受能力弱的問題，政府研發資助能幫助企業承擔部分風險，緩解科研創新的資金壓力。雖然各種技術外溢和“搭便車”現象存在，但對整個行業的研發投資影響不是很大。因此，政府研發補貼對企業研發投入從總體上產生“擠入”效應。在財政支出分權度高的地區，地方政府為了吸引FDI等外部資源的流入，會更加積極地推行各項優惠政策，增加政府研發補貼水平，營造良好的研發活動氛圍，吸引資金和人才等研發要素流入，結果企業研發投入增加較多。但是，財政支出分權會削弱政府研發補貼的“擠入”效應。在分權度大的樣本組中財政支出分權的削弱作用更大(交叉項系數估計值約為-0.84)，而在全樣本中系數估計值約為-0.2，分別在1%和10%的顯著水平下顯著，這說明財政支出分權度的提高會削弱政府研發補貼的激勵作用。這可能是因為財政分權度越高的地區，地方政府的預算決策權越高，支出結構越容易形成扭曲。由于政府過度追求GDP、稅收等硬性指標，可能會重視基礎設施建設，而忽視周期長、見效慢的科技教育等公共產品的提供，減少研發補貼投入；而企業的生產活動需要迎合政府的GDP、稅收等指標要求，難以將過多的資金和精力投入到科研創新中，因此會減少研發投入。顧元媛、沈坤榮(2012)[24]認為，在財政分權體制下，由于創新、教育等公共品周期較長，對官員任期內財稅增長貢獻不大，因此地方政府無興趣提供研發補貼，而將資源投放在對當期生產有顯著拉動力的城市改造、基礎設施建設等方面；另外地方政府財權與事權的不匹配導致地方政府只關注具有短期增長效應的公共領域，以彌補財政赤字，因此財政支出分權越大的地方對企業的研發補貼反而越少；其實證分析表明，財政分權顯著降低了政府R&D補貼，地方政府財權與事權越不匹配、地方政府公共支出領域越為扭曲。解維敏(2012)[33]提出，在財政分權和基于GDP增長的官員晉升考核制度安排下，地方政府及官員為了增加財政收入、提高GDP增長、追求晉升，會積極利用權力和掌握的資源干預轄區內企業的經營行為，誘導企業投資于高稅和短期見效快的項目，這種旨在增加財政收入和GDP的地方政府干預行為抑制了轄區內企業的研發投入。

根據模型(2)，政府研發補貼的綜合邊際效應為：

(3)

其中，α1為政府研發補貼的系數估計值，α2為政府研發補貼與財政支出分權度交叉項的系數估計值。分別根據在統計上顯著的全樣本固定效應OLS和財政支出分權度大于0.75的子樣本固定效應兩階段GMM的系數估計值(表5第(5)列和表6第(2)列)，計算出政府研發補貼的綜合邊際效應，均約為0.4。

主營業務收入對企業研發投入的影響在分權度大的樣本組中較大(系數估計值約為1.78)，在全樣本中小些(系數估計值約為1.1)，系數估計值分別在5%和1%的顯著水平下顯著，這說明企業注重長期競爭力的提升和可持續發展，其內部來源資金流對企業研發投入有重要影響。國有控股企業資產占比對企業研發投入有強大的“擠出”效應，系數估計值在全樣本和分權度大的子樣本中均約為-1.3，均在1%的顯著水平下顯著。在分權制度下，地方政府掌握了國有企業發展所需要的大量經濟和行政資源，對國有企業的影響約束較大，傾向于把大量的政治和社會責任轉嫁給國有企業；而國有企業則利用其與地方政府的特殊關系，能輕易獲得大量的稀缺資源(包括政府研發補貼)，實現短期收益。所以，由于國有企業的所有制屬性，企業生產經營會受到地方政府的嚴重干涉，企業創新投入的邊際收益低下，科技創新的動力嚴重不足，因此會減少研發投入。值得慶幸的是，近年來除北京和貴州少數幾個省市外，各省、市和自治區國有控股企業資產占比呈下降趨勢，大中型企業產權越來越明晰，受到政府的干預越來越少，企業為提高在市場上的持久競爭力，會加大自身的研發投入。

五、主要結論與政策建議

我國研發經費投入強度不斷提高，但是政府資金占比不斷下降，研發資源在各地區間的配置嚴重失衡。在推進創新型國家建設過程中，政策制定者非常關心政府研發補貼是否影響企業研發投入的問題，如果前者“擠入”后者，那么在我國研發經費投入強度(平均2%)與發達國家(平均3%)相比仍然存在較大差距的背景下，為什么我國研發經費投入不斷增加但是政府資金占比不斷下降，為什么各地區之間研發資源配置不均衡？這些問題引起學術界的關注，迫切需要做出深入的研究和解答。

本文在已有文獻關于財政分權對政府研發補貼的影響以及政府研發補貼對企業研發投入的影響的理論分析基礎上，利用我國2002～2013年大中型工業企業的省級面板數據對財政分權、政府研發補貼和企業研發投入三者之間的關系進行實證分析，得出的主要結論如下：政府研發補貼會顯著促進企業研發投入，但是財政支出分權會削弱政府研發補貼對企業研發投入的促進作用，兩者綜合作用的結果仍然為正；企業注重長期競爭力的提升和持續發展，主要依賴內部資金來源(即主營業務收入)，極力增加研發投入；國有控股企業資產占比越高，產權關系越模糊，對企業研發投入產生的負向影響越大；由于上述影響企業研發投入的三個因素在各省之間存在較大差距，其對企業研發投入的影響方向和大小不同，綜合作用的結果導致各省企業研發投入大幅增加，同時使之產生較大差異，各省研發資源配置嚴重失衡。

基于上述分析結果，本文提出的具體政策建議如下：首先，要改進地方政府官員的晉升機制，不能只考慮地方GDP、稅收等指標的績效考核。地方政府應該重視科技性公共產品的提供，加大政府研發補貼力度，以科技進步促進長期的經濟增長。政府要推動制度創新，減少腐敗尋租行為，營造良好的地區經濟環境和科技創新環境，提高企業研發活動的積極性。其次，地方政府要努力向公共財政轉型，合理配置研發市場資源，減少政府失靈現象的發生。政府應該逐漸歸還國有企業的市場主體地位，實現政企分開，讓企業有充分的自主權進行經營決策和研發投資計劃。再次，地方政府在研發補貼的資助對象上要有所偏重，應該更加重視對非國有企業的研發補貼，讓有限的政府研發資源發揮最大的積極作用，促進研發資源在國有和非國有企業間的均衡配置。最后，中央政府應對經濟發展水平低的地區進行定向資金轉移支付，鼓勵地方政府加大研發經費投入，激勵地方企業積極開展研發活動，減少研發資源的地區分配不均現象。