高新技術企業認定、金融發展水平與企業創新

許玲玲博士），劉 放3 博士）

一、引言

創新是企業持續發展的動力，可以為企業創造高額壟斷利潤并實現經濟可持續增長。由于企業創新具備正外部性和高風險性等顯著特征，導致企業實際發生的研發投入會明顯低于理論假設上的社會最優研發投入，無法實現帕累托最優，進而有損于社會福利，因此需要政府動用“有形之手”對企業創新進行扶持。從20世紀90年代以來，美國、德國、日本和韓國等都采用財政補貼、稅收優惠、金融扶持及人才培養等措施鼓勵企業創新并大力支持高新技術企業的發展。事實證明，這些措施極大地提高了企業創新能力，并推動了這些國家經濟結構的轉型和國際競爭力的提高。

我國政府從20世紀90年代開始進行高新技術企業認定，利用15%的企業所得稅優惠稅率激勵廣大實體企業開展技術創新，并于2008年和2016年對《高新技術企業認定管理辦法》進行了兩次全面、系統的修訂完善，將高新技術企業認定范圍擴大到全國。同時加大了對中小企業的扶持力度，試圖從政策層面激勵廣大企業積極踴躍地申請高新技術企業認定。根據2017年全國科技工作會議對外公布的數據可知，截至2016年年底，我國高新技術企業共有10.4萬家，享受企業所得稅稅收減免優惠共計1150億元。根據科技部《中國高技術產業發展狀況分析》報告，2015年我國高新技術企業研發投入強度僅為1.59%，所有企業研發費用總額占國內生產總值的比例也僅有2.07%，遠遠落后于西方發達國家，甚至低于亞洲的某些發展中國家，這無疑對我國國際科技競爭力的提升產生了嚴重的阻滯作用。

高新技術企業認定政策是以稅收優惠為政策工具、以激勵企業創新為目的的正式制度性安排。根據現行政策，企業一旦通過高新技術企業認定，其企業所得稅可以按照15%的優惠稅率計征，此外還可以從地方政府獲得財政補貼、獎勵兌現、信貸優惠等各項扶持。從政府政策激勵企業創新層面展開的研究主要側重于考察財稅政策對企業研發投入增加的促進效應。如黎文靖、鄭曼妮[1]發現，受政府產業政策的引導，企業為了得到政府補貼和稅收優惠，會增加創新的數量而不是質量。這一研究結論在學術界依然存在很大爭議。孫剛等[2]發現通過高新技術企業認定的非國有企業比國有企業顯著提高了創新投入強度；許玲玲[3]發現高新技術企業認定激勵了非國有企業創新，而政治關聯顯著正向調節了這種激勵效應。除此之外，鮮有其他學者研究高新技術企業認定政策對企業創新的影響，我國特殊的制度背景正好為本文研究這個問題提供了機會。

然而，在我國經濟轉型時期和財政分權改革的背景下，由于制度不健全及信用市場不發達，政府通常會控制金融資源的配置權，使得信貸配置存在所有制歧視和規模歧視現象，導致信貸資源主要分配給國有企業，而以中小企業為主的非國有企業融資難問題依然沒有得到根本解決。一個地區的金融發展水平會影響企業外部融資渠道，進而影響企業創新和區域經濟增長。地區金融發展水平的提高則有助于緩解企業存在的嚴重融資約束，提高資本配置效率，從而促進企業創新。

康志勇[4]、汪偉和潘孝挺[5]都發現，金融市場要素扭曲和金融資源錯配阻礙了企業研發和創新。張璇等[6]發現當企業存在信貸尋租時，融資約束會進一步抑制企業創新。王昱等[7]則指出金融規模或金融效率對企業創新投資的促進作用有邊界值，金融規模過大或過小或金融效率過低都不利于企業創新投資。李苗苗等[8]則指出以銀行主導的金融發展結構不利于企業研發投資。

米展[9]研究發現，我國信貸市場發展比股票市場發展更能促進企業自主創新。而Hsu等[10]利用32個發達國家和發展中國家的大數據研究發現，股票市場發達的國家，高科技密集型的行業具有極高的創新水平，信貸市場的發展卻阻礙了這些行業的創新。Brown等[11]也得出了類似的結論。張玉喜和趙麗麗[12]、蘆鋒和韓尚容[13]用我國省市面板數據研究發現，科技金融投入對企業創新的作用存在較大的地區差異，整體來說科技金融投入對企業創新的促進作用較小。

綜上所述，地區金融發展水平對企業創新影響重大。根據科技部對《2014年全國企業創新調查統計資料》的分析，有48.1%的企業家認為高新技術企業所得稅減免政策對企業創新活動促進作用顯著；而有56.7%的企業家認為金融支持政策能顯著促進企業創新投入增加，進而實現企業運營效益改善。因此，本文將探討高新技術企業認定是否激勵了企業創新，以及不同地區金融發展水平下這種創新激勵效應的差異。本文的檢驗結果表明，高新技術企業認定顯著激勵了企業創新，尤其是在金融發展水平較低的地區，這種激勵效應更加顯著。在金融發展水平較低的地區，高新技術企業認定發揮了重要的信號傳遞作用，有利于降低信息不對稱和幫助企業獲取信貸資源，從而促進企業創新。本文的研究有助于政府對高新技術企業認定政策進行合理評價，也豐富了有關金融發展對企業創新的作用機制的研究成果，為國家進一步深化金融市場化改革提供了經驗證據支持。

二、理論分析與研究假設

（一）高新技術企業認定與企業創新

2008年科技部、財政部、國家稅務總局頒布的《高新技術企業認定管理辦法》明確指出，將高新技術企業認定條件和稅收優惠政策在全國范圍內統一實施。自此大量企業開始積極申請高新技術企業認定。企業獲得高新技術企業認定對企業創新意義重大，主要原因在于：

第一，獲得和擁有稀缺的研發資源是企業贏得競爭優勢的關鍵所在。一個企業一旦獲得國家給予的高新技術企業認定，除了可以參照政策規定享受15%的企業所得稅優惠稅率，還可以同步享受地方政府給予的其他諸如人才激勵、財政補貼、貸款貼息、政府采購優先權等政策性扶持，以及金融機構給予的優先信貸配給、融資融券等各類優惠待遇。這既有利于企業節約并補充自有現金流，還有效拓展了企業創新資源，有助于降低企業創新成本和創新風險，從而激勵企業積極開展研發創新活動。同時，企業的研發創新投入等相關指標只有達到了高新技術企業認定政策的相關要求，才能持續擁有高新技術企業認定資格以繼續享受國家扶持，因此這些強制性要求也會促使企業持續加大創新投入。

第二，Besharov、Smith[14]認為，企業創新活動的高風險性導致企業與外部投資者之間存在嚴重的信息不對稱，而國家機構認定并核發的高新技術企業證書，無疑是對企業創新能力與創新成果無保留意見的政治背書。這對企業的利益相關者特別是外部投資者而言，是該企業值得投資的重大利好信號，因此有助于該企業獲得更多的創新資源支持。

第三，當前我國科技競爭力與西方發達國家相比相對較弱，亟須企業加強研發創新來改變我國關鍵生產技術受國外封鎖的局面，從而促進我國產業結構升級，進而實現建設創新型國家的宏偉目標。在這種背景下，企業積極申請高新技術企業認定，響應政府號召，將企業創新與國家的經濟發展目標保持一致，可以與政府保持良好關系，也有助于企業通過政府多渠道獲得創新資源，從而促進企業創新。結合以上分析，本文提出假設1：

H1：高新技術企業認定能有效激勵企業創新。

（二）高新技術企業認定、金融發展水平與企業創新

企業通過研發投入形成的無形資產一般難以抵押，銀行為企業研發活動提供貸款將面臨較高的風險，且無法分享企業創新投資帶來的高收益。在金融發展水平較高的地區，銀行可以較低的成本更便捷地獲取貸款企業的信息，能夠有效評價企業創新投資項目的質量，并依據這些信息給企業提供相應的貸款。而在金融發展水平較低的地區，企業和銀行之間存在嚴重的信息不對稱，因此使得銀行惜貸并提出以固定資產抵押或其他更為苛刻的條件以保障自身利益不受損害。可見，金融發展水平的提高有利于降低銀行和企業之間的信息不對稱，緩解企業融資約束，從而促進企業創新。

Benfratello等[15]利用印度公司數據研究發現，金融發展水平會影響高新技術企業、依賴外部融資的企業和小規模企業的創新行為。翟淑萍、顧群[16]指出我國高新技術企業普遍存在融資約束，金融發展能夠緩解國有高新技術企業融資約束，并促進其投資效率的提高。米展[9]利用我國高新技術產業數據研究發現，我國信貸市場發展比股票市場發展更能促進企業自主創新。

如前所述，政府認定并核發給企業的高新技術企業證書可以視作政府對企業創新能力與創新成果無保留意見的政治背書，有助于緩解企業外部投資者與企業之間的信息不對稱，有利于外部投資者將各類創新資源定向、精準地投向企業。尤其在金融發展水平較低的地區，銀行了解企業創新投資信息途徑較少、成本較高，高新技術企業認定從某種程度上可被視為一種信息傳遞媒介，更有利于企業相對容易地獲取外部融資，從而促進創新。結合以上分析，本文提出假設2：

H2：對金融發展水平較低的地區而言，高新技術企業認定顯著地激勵了企業創新行為。

三、研究設計

（一）樣本選擇及數據來源

本文財務數據均來源于國泰安信息技術公司開發的CSMAR數據庫，同時還手工搜集了企業年報的研發投入數據。樣本涵蓋了2005～2016年期間的高新技術A股上市公司，在進行多元回歸之前刪除了如下樣本：刪除因變量和自變量等信息披露不全的樣本；刪除了所有權屬性不明確的樣本。根據已有研究成果，為避免異常值的影響，分別對連續變量進行了上下1%的Winsorize處理。經過如上數據處理，本文最終共獲得了1149家公司的7505個樣本年度觀測值。另外，地區金融發展水平數據來自于王小魯等[17]編寫的《中國分省份市場化指數報告》中的“金融業的市場化”指數，由于該數據目前更新至2014年，采用學術界慣例，2014年之后的指數采用2014年的指數代替。

（二）模型設定和變量定義

借鑒解維敏和方紅星[18]、周方召等[19]和劉放等[20]關于企業研發投入測度的研究成果，本文使用以下回歸方程對前文提出的研究假設進行檢驗，回歸方程具體如下：

上述模型中，因變量RDit表示企業創新投入，等于企業當年研發投入與銷售收入之比。已有文獻主要側重于政府對企業創新的扶持政策是否促進了企業研發投入增加的研究，結合《高新技術企業認定管理辦法》，本文采用企業當年研發投入與銷售收入的比值來表示企業創新投入。

自變量Certificateit表示高新技術企業認定，本文按照《高新技術企業認定管理辦法》，重點考察企業當年及后續年度是否通過了相關部門組織的高新技術企業認定，若通過了高新技術企業認定取值為1，否則取值為0。根據假設1，若待檢驗系數β1顯著為正，說明高新技術企業認定的通過激勵了企業創新。在模型（2）中，調節變量Financeit代表“金融業的市場化”指數，表示金融發展水平。根據假設2，若待檢驗系數β3顯著為負，說明對金融發展水平較低的地區而言，高新技術企業認定更為顯著地激勵了企業創新行為。

參考解維敏和方紅星[18]、周方召等[19]和劉放等[20]的研究成果，結合高新技術企業認定標準，本文控制以下變量：滯后一期的企業創新（RD_1）、公司規模（Size）、公司年齡（Age）、凈資產收益率（Roe）、財務杠桿（Lev）、成長性（Growth）、科技人員占比（Personnel）、股權激勵（Incentive）以及行業效應與年度效應。相關變量的具體定義如表1所示。

表1 主要變量的具體定義

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了主要變量的描述性統計結果。被解釋變量RD的均值為4.4868，說明樣本企業平均研發投入水平較高；解釋變量Certificate的均值為0.7595，說明大多數的樣本企業都是2008年之后獲得高新技術企業認定的。調節變量Finance的均值為10.8000，說明樣本企業所在地區的金融業的市場化指數較高，高于2014年全國金融業平均市場化指數7.37。此外，樣本企業平均年齡為12.0957年，凈資產收益率和總資產增長率較高，樣本企業的科技人員占比較高，平均值為21.4324，平均有9.89%的企業實施了高管股權激勵。

表2 主要變量的描述性統計

（二）單變量分組檢驗

表3、表4列示的是將樣本企業按不同企業特征分組進行均值差異性檢驗的結果。汪偉和潘孝挺[5]、王昱等[7]、米展[9]、翟淑萍和顧群[16]都發現金融發展對不同產權企業創新影響不同，因此本文按產權性質將樣本分為國有企業和非國有企業。其中，借鑒劉放等[20]、La Porta等[21]利用實際控制人的性質來區分國有企業和非國有企業。汪偉和潘孝挺[5]、Benfratello等[15]、解維敏和方紅星[18]、周方召等[19]都發現金融發展對不同規模企業創新影響存在差異，因此本文按企業規模進行分組檢驗，將公司規模大于均值的企業界定為大企業，反之為小企業。另外，將樣本公司所在地區金融業市場化指數大于均值的地區界定為金融發展水平較高的地區，反之為金融發展水平較低的地區。

從表3中可知，全樣本企業在獲得高新技術企業認定后的創新投入水平在1%的水平上顯著高于獲得高新技術企業認定前的創新投入水平，該結果初步驗證了假設1。在金融發展水平高低的分組中，位于金融發展水平較高地區的企業通過高新技術企業認定后的創新投入水平卻顯著低于認定前的創新投入水平，而位于金融發展水平較低地區的企業則正好相反，初步證實了假設2。在按產權和企業規模分組中，國有企業、大企業和小企業在通過高新技術企業認定后的創新投入水平都顯著高于認定前，而非國有企業不顯著。但無論是認定前還是認定后，非國有企業創新投入水平都顯著高于國有企業創新投入水平，小企業創新投入水平也顯著高于大企業創新投入水平。

由表4的全樣本可知，企業通過高新技術企業認定后顯著獲得了更多的短期借款和長期借款，位于金融發展水平較高地區的企業通過高新技術企業認定后獲得了更多的短期借款，而在金融發展水平較低地區的企業通過高新技術企業認定后卻獲得了更多的長期借款。這說明金融發展水平不同地區的企業通過高新技術企業認定后，由于獲得的貸款期限不同，從而可能對創新的影響存在差異。

進一步按金融發展水平不同地區的企業產權性質和企業規模分組得知，無論金融發展水平高或低，國有企業和非國有企業通過高新技術企業認定后都比認定前獲得了更多的長短期借款，而且國有企業獲得的長短期借款都顯著多于非國有企業；同時，無論所處區域金融發展水平高或低，大企業獲得的長短期借款都顯著高于小企業。在金融發展水平較高地區的大企業通過高新技術企業認定后獲得的短期借款顯著低于認定前；而在金融發展水平較低的地區，是否通過高新技術企業認定對大企業獲得短期借款的影響并不顯著，而大企業獲得的長期借款都顯著多于通過高新技術企業認定前。對于小企業來說，只有在金融發展水平較低地區的小企業通過高新技術企業認定后獲得的短期借款顯著增加，其他都不顯著。這也充分證實了我國貸款資源分配會受到所有制和企業規模因素的影響。

從以上單變量檢驗結果可以發現，高新技術企業認定對企業創新具有顯著的正向促進作用，且企業所在地區的金融發展水平對兩者之間的相互關系具有調節作用，筆者將在后續研究中進一步結合企業產權性質和企業規模進行分析。

（三）多元回歸和結果分析

表5列示了運用模型（1）檢驗假設1的回歸結果。如第（1）列顯示，在全樣本企業中，Certificate的系數在1%的水平上顯著為正，說明企業獲得高新技術企業認定顯著激勵了企業創新，從而驗證了假設1。

國有企業和非國有企業分組檢驗結果如第（2）、（3）列所示。結果顯示在國有企業樣本中，Certificate的系數在1%的水平上依然顯著為正，但在非國有企業樣本中Certificate的系數不顯著，說明高新技術企業認定激勵了國有企業創新，而對非國有企業創新無顯著影響。結合表3可知，原因在于：非國有企業獲得高新技術企業認定前后創新投入都顯著高于國有企業；國有企業獲得高新技術企業認定前的創新投入較低，而在獲得高新技術企業認定后可以享受企業所得稅優惠，這就需要不斷提高創新投入直至達到國家對高新技術企業的認定標準，因此，相較于非國有企業，高新技術企業認定對國有企業創新的激勵作用更為顯著。

第（4）、（5）兩列分別為按照企業大小進行分組檢驗的結果。結果顯示在大企業樣本中，Certificate的系數在1%的水平上顯著為正，而小企業樣本中Certificate的系數只在10%的水平上顯著。這說明高新技術企業認定顯著激勵了大企業創新，而對小企業創新影響較小。結合表3可知，這是因為小企業獲得高新技術企業認定前后創新投入都顯著高于大企業，大企業獲得高新技術企業認定前的創新投入較低，而要獲得高新技術企業認定及在認定后享受稅收優惠，就必須加大創新投入以達到高新技術企業認定標準，因此高新技術企業認定顯著激勵了大企業創新。表5的回歸結果表明，高新技術企業認定對企業創新具有顯著的激勵效應，且主要存在于國有企業和大企業中，這從某種程度上體現了高新技術企業認定政策的引導與示范作用。

表3 高新技術企業認定與企業創新

表4 高新技術企業認定、金融發展水平與企業創新

就控制變量而言，Personnel和Incentive均與企業創新投入顯著正相關，說明有較多科技人才的企業以及實施了高管股權激勵的企業都具備更高的創新投入水平。而Lev和Size與企業創新投入顯著負相關，說明企業財務杠桿越高，財務風險越大，越不利于企業創新；而企業規模越大，企業創新投入越低，企業開展研發活動的動力越不足。此外，Growth和Roe與企業創新投入顯著負相關，可能是由于隨著企業盈利能力和成長性的提高，企業高管會出現惰性從而減少高風險研發投入和創新活動；企業年齡對企業創新無顯著影響。

表6是利用模型（2）檢驗金融發展水平對高新技術企業認定的企業創新激勵效應的調節效應的實證結果。第（1）列顯示，全樣本中交互項Finance×Certificate的系數在1%的水平上顯著為負，這說明在金融發展水平較低的地區，高新技術企業認定對企業創新的激勵作用更為顯著，從而驗證了假設2。

表6進一步按產權性質和企業規模分組檢驗金融發展水平對高新技術企業認定的創新激勵效應的調節效應。表6第（2）列和第（3）列是按產權性質分組的檢驗結果，顯示國有企業和非國有企業交互項Finance×Certificate的系數都不顯著，說明金融發展水平高低對國有企業和非國有企業通過高新技術企業認定后的創新投入無顯著影響。這是因為根據表3和表5顯示，非國有企業在獲得高新技術企業認定前后的研發投入水平都是顯著高于國有企業的，可以推斷高新技術企業認定對于非國有企業的創新活動影響不顯著。而根據表4顯示，國有企業在獲得高新技術企業認定前后獲得的長短期借款都顯著高于非國有企業，這充分說明高新技術企業認定帶來的稅收優惠以及金融發展水平提高帶來的貸款資源的增加并不足以驅動非國有企業進一步增加創新投入，而與創新投入顯著正相關的企業內部科技人員占比和高管股權激勵可能更能解釋非國有企業創新投入的增加；無論金融發展水平高或低，國有企業都可以獲得更多的貸款資源，獲得高新技術企業認定后國有企業創新投入的增加更多是受高新技術企業認定的法定標準驅動，從而享受更多的稅收優惠。

表5 高新技術企業認定與企業創新

表6第（4）列和第（5）列是企業規模分組檢驗結果，顯示大企業交互項Finance×Certificate的系數顯著為負，而小企業不顯著，說明位于金融發展水平較低地區的大企業，通過高新技術企業認定后創新投入顯著增加。結合表3和表4可知，無論金融發展水平高或低，大企業認定前后都比小企業顯著獲得了更多的長短期借款。在金融發展水平較低的地區，大企業通過高新技術企業認定后獲得了更多的長期借款，小企業僅獲得了更多的短期借款，而短期借款用于周期較長的研發項目則會增加企業破產風險，因此只有大企業獲得高新技術企業認定后增加的長期借款驅動了更多的創新活動。總之，在金融發展水平較低的地區，高新技術企業認定顯著促進了企業創新，但這種效應只存在于大企業中。

表6 高新技術企業認定、金融發展水平與企業創新（以研發投入作為因變量）

（四）內生性檢驗

為了控制可能存在的內生性問題，本文采用傾向得分匹配法（PSM）進行1∶1的匹配，并控制了公司規模（Size）、公司年齡（Age）、凈資產收益率（Roe）、財務杠桿（Lev）和成長性（Growth）等公司基本特征變量，PSM檢驗結果見表7。

表7 PSM檢驗

結果顯示：Treated系數在全樣本、國有企業和大企業樣本中顯著為正，而在非國有企業和小企業樣本組中不顯著，且第（6）列金融發展水平與Treated交互項系數（Finance×Treated）顯著為負，這與上文中假設1和假設2的檢驗結果保持一致。

（五）穩健性檢驗

由于研發投入占銷售收入比代表的是企業創新投入水平，因此本文借鑒賈俊生等[22]的研究，采用專利申請量作為企業創新投入的代理變量進行穩健性檢驗。穩健性檢驗結果如表8所示。從表8可知，高新技術企業認定對企業創新和金融發展水平的調節效應的回歸結果與表5和表6結果基本一致，說明本文的檢驗結果具有穩健性。

表8 高新技術企業認定、金融發展水平與企業創新（以專利申請量作為因變量）

五、研究結論和政策建議

本文以2005～2016年高新技術A股上市公司為樣本，實證檢驗了高新技術企業認定對企業創新的激勵效應以及金融發展水平對高新技術企業認定與企業創新關系的調節作用。實證結果表明，高新技術企業認定顯著激勵了企業創新，在金融發展水平較低的地區，高新技術企業認定更為顯著地激勵了企業創新行為，但這種激勵作用只存在于國有企業和大企業中，對非國有企業和小企業的創新激勵作用相對有限。

針對以上結論，本文提出如下政策建議：①進一步完善高新技術企業認定政策，提高認定含金量，使得更多的非國有企業和小企業可以通過高新技術企業認定增加從外部市場獲得創新資源的可能性。②推進金融市場化改革，消除所有制和規模歧視，積極采用知識產權質押貸款等模式解決高新技術企業創新融資難問題，降低融資成本，實現信貸資源優化配置，充分發揮金融市場對企業創新的有力推動作用，從而為促進我國經濟增長提供持續發展的驅動力。