政府補助是否促進了企業研發投入及實質性創新？

蔣楠 鄭晨

一、 引言

黨的十八大明確提出：“科技創新是提高社會生產力和綜合國力的戰略支撐，必須擺在國家發展全局的核心位置。”作為增強企業核心競爭力的重要因素，科技創新已成為我國產業結構調整和轉型升級的重要驅動力。《2019年全球創新指數報告》顯示，我國在全球的創新指數排名已由第17位躍至第14位，但是從構成創新指數的指標來看，政府工作的有效性、研發投入總量占GDP的比例以及創新績效等方面的排名相比上年都有不同程度的下滑。近年來，為了實現轉型升級，我國一直在引導、支持企業創新，國內外學者也對與企業創新相關的各種因素展開了廣泛研究。作為國家宏觀調控的重要手段，政府補助對未來經濟及產業發展方向起著至關重要的作用。本文從實質性創新的角度對政府補助的效果展開研究，特別關注在我國市場經濟制度有待完善及經濟增速放緩的情況下，政府資源能否高效地配置于企業的創新行為中。

二、文獻回顧及研究假設

企業的創新行為可以從創新投入和創新產出兩個角度來分析。從微觀行為看，企業層面的研發投入才是促進社會技術進步和經濟增長的關鍵因素（Romer，1994），但是囿于資金及研發產出比等方面的原因，企業層面投入動力明顯不足，此時政府補助就顯得尤為必要。盡管部分學者（Busom，2000；張杰等，2015；袁建國等，2015）認為政府補助會擠出私人部門投資而阻礙企業創新（即“擠出效應”），但是包括Stiglitz（1989）等多數學者在內的研究結論都從不同角度支持政府補助與企業研發支出具有激勵（互補）效應，即需要政府補助來解決因技術外溢性引發的市場失靈問題。Link（1982）分別以受到美國國防部資助及聯邦政府補貼的企業為樣本進行分析，發現雖然政府補助會降低企業的基礎研究強度并存在滯后期，但在整體上還是促進了企業的研發投入。借助已有文獻的模型及方法，Tadahisa Koga（2005） 以 日本223家高科技創業公司的面板數據驗證了上述結論。通過梳理76篇關于政府補貼對研發投入影響的文獻，Zú?iga等人（2014）發現有48篇的研究結論支持激勵效應，15篇文章的研究結果驗證了擠出效應，剩余文章則認為兩者關系不顯著。

關于創新產出，Link & Scott（2009）通過研究中小企業發現，SBIR等政府補貼會通過吸引更多資本投入提高企業創新成果的轉化率。Robin Kleer（2009）從信號傳遞角度出發，提出接受政府補貼的企業更有可能獲得銀行等金融機構及非金融機構的資金支持，企業的創新績效得以提高。Alecke（2012）通過將企業當年專利申請和授權數量作為企業創新績效的衡量指標，發現接受政府補助的企業的專利申請量也更多。國內方面，由于政府認為創新所具有的外溢性能夠優化整個行業的創新環境（郭迎鋒等，2016），因此作為政府對宏觀經濟進行政治干預的重要手段之一（孔東民等，2013），政府補助通過直接將資金注入企業緩解了投入產出之間不對等的關系，從而鼓勵并支持了企業創新。盡管研發程度不同的企業創新效率也有所差異（李左峰、張銘慎，2012），但多數研究結論都驗證了政府補助對企業的創新行為和創新績效有著直接的促進作用（黃賢鳳等，2014；楊曄等，2015）。由于各行業的創新活動有一定的轉化率，加之市場環境及制度方面的因素使得創新產出極具不確定性，為了分別研究政府補助對企業創新這兩方面的影響，本文基于上述文獻提出假設 1 和假設 2。

H1：政府補助會顯著增加企業的創新投入。

H2：政府補助會顯著增加企業的創新產出。

相比民營企業，國有企業兩權分離程度較高，委托代理問題也更為嚴重。由于國有企業從政府獲得的資金支持明顯高于非國有企業，因而經營者對于政府補助有更強的侵占動機。Gorg 和 Strobl（2007） 提 出 企 業所有制的差異導致政府補貼與企業創新之間的關系也有所不同。相對于國有企業而言，政府補貼對民營企業創新投資的促進作用更大（林洲鈺等，2015；陳明明等，2016）。就創新產出來看，孫早和宋煒（2012）通過分析2000-2009年中國制造業的面板數據得出，非國有企業的研發投入對產業創新績效的正向促進作用更明顯，國有企業占比重較高的行業創新產出較低（李永等，2014）。基于以上分析，本文提出假設3和假設4。

假設3：相比非國有企業，政府補助對國有企業創新投入的促進作用更弱。

假設4：相比非國有企業，政府補助對國有企業創新產出的促進作用更弱。

三、數據來源及樣本選取

本文選取了2010-2017年間我國中小板上市公司作為研究樣本，同時，剔除以下數據：（1）剔除 B 股和 H 股的上市公司；（2）剔除ST、PT企業；（3）剔除經營期間數據異常及更改企業性質的公司；（4）剔除創新需求低且創新活動少的企業剔除。（5）剔除政府補助為空值或為零的145個樣本以及研發支出和當年申請專利為零的，最終得到有效樣本3165個。為了減少極端值的影響，本文對所有處在1%和99%分位數之外的觀測值進行了Winsorize縮尾處理。文中所用數據來源于CSMAR數據庫和國家統計局網站，其中政府補助數據根據上市公司報表附注損益項目中的“政府補助”合計數整理得到，創新投入根據上市公司研發創新數據庫中的“研發情況投入表”整理得出。

四、變量設定及模型構建

（一）變量設定

根據已有國內外文獻及本文研究目的，本文分別以企業的創新投入（R&D/R）和創新產出（LnPatent（LnPatenti，LnPatentud））為 被解釋變量來衡量企業的創新水平，將政府補助和股權性質作為解釋變量，把盈利能力、企業成長性、企業規模、現金持有水平、負債水平和股權集中度共六個指標作為控制變量。

1.被解釋變量

（1）創新投入（R&D/R）：參照Link（1982）的研究方法，本文用企業本年的研發支出（R&D）與當年營業收入（R）的比值作為衡量企業本年度創新投入強度的連續變量，比值越大表明創新投入越多。

（2） 創 新 產 出（LnPatent（LnPatenti，LnPatentud））： 本文采用黎文婧和鄭曼妮（2016）的方法，把企業申請發明專利（而非實用新型和外觀設計專利）的行為作為實質性創新的標準，用專利申請年度作為公司的創新產出年度。

表1 各變量及定義

表2 各變量描述性統計

2.解釋變量

（1）政府補助（Subsidy）：該指標表示企業所接受的政府補助的多少。由于政府補助具有滯后性，本文借鑒張敏等學者（2013）的做法，用企業上一期獲得的政府補貼占企業當期營業收入的比例對政府補助進行衡量。

（2）股權性質（State）：本文將樣本分為國有和非國有企業兩類。當股權為國有性質時，State為1；股權性質為民營、外資或其他時，State為0。State＊Sub為企業研發投入變量與企業股權性質變量的交互項。

3.控制變量

（1）盈利能力（Roa）：企業創造利潤的能力直接關系到資金的充足性，從而對企業創新產生較大影響。本文用總資產收益率指標衡量企業的盈利能力，公式為總資產收益率=凈利潤/平均總資產。

（2）企業成長性（Growth）：考慮到企業成長潛力大小對企業創新水平有直接的影響，因此本文采用總資產增長率這一指標衡量企業的成長性，計算公式為總資產增長率=（本期期末資產總額-上年同期期末資產總額）/上年同期期末資產總額。

（3）企業規模（Size）：由于企業規模的大小會直接影響到企業的創新意愿和能力，因此本文用企業總資產的對數來衡量企業規模。

（4）現金流量（CF）：現金流充足與否對企業的創新投入及產出有直接的作用，本文用經營活動產生的現金流量凈值的自然對數來衡量企業的現金持有水平。

（5）負債水平（Lev）：本文用資產負債率作為企業負債水平的指標。資產負債率越高表明財務風險越大，企業對于創新投入也會越發謹慎。

（6）股權集中度（Her）：股權集中度越高，大股東為了維護自身利益越有動機降低代理成本，從而促進了企業的創新投入和產出。本文用赫芬達爾指數（Herfindahl5）來表示股權集中度，即用公司前5位大股東持股比例的平方和來計算。H指數越接近1，說明各股東持股比例差距越大；反之，則說明其持股比例分布均勻。

表4 相關系數表（2）

表6 相關系數表（4）

（二）模型構建

為了檢驗上述提出的四個假設，本文建立以下四個回歸模型：

五、實證分析

（一）描述性統計分析

表2報告了模型中各變量的描述性統計結果。研發投入（R&D/R）的最大值為25.7800，最小值為0.1200，標準差為4.0173，說明各企業研發投入水平相差很大；研發產出（LnPatent）最小值為0，最大值為12.2814，標準差2.0238表明樣本中企業的專利申請差別較大，發明專利（LnPatenti）均值為1.6275，遠低于非發明專利（LnPatentud）15.7862；政府補助（Sub）數據最大值和最小值分別為7.6872和0.0173，1.5872的標準差說明不同企業得到的政府補助額度也有所差異。此外，包括ROA在內的其他變量分布較為合理，State的均值為0.1214，表明中小企業板塊中有12.14%為國有企業。

表3至表6顯示了模型中各變量間的Pearson相關系數。可以看出，研發投入（R&D/R）及產出（LnPatent）與政府補助（Sub）呈現顯著正相關關系，這表明獲得的政府補助越多，企業創新投入的經費也越多，創新成果也相應增多，這與假設1和假設2相符。但是，政府補助僅僅有助于提高實用新型和外觀設計專利這兩類專利的數量（LnPatentud），對于企業的發明專利（LnPatenti）這一實質性的創新行為并沒有起到顯著的促進作用。此外，研發投入與企業前5位大股東持股比例的平方和（Her）顯著正相關，說明股權集中有利于推動企業的創新發展。同時，政府補助與企業規模（Size）、盈利能力（Roa）及股權集中度相關系數顯著為負，表明規模小、盈利能力差且股權分散的企業更有機會獲得政府的青睞。此外，VIF檢驗結果顯示變量的方差膨脹因子均小于2，說明相互間不存在多重共線性問題。鑒于BP檢驗顯示chi2值在1%-10%的水平上顯著，本文采用了穩健標準誤來解決模型中異方差的問題。單因素AVOVA檢驗結果表明兩類企業（即國有和非國有）變量均值的差異在統計上顯著不為零。本文進一步通過配對T檢驗（表7）對均值差異進行分析，結果顯示，樣本數據中國有企業（SOE）的創新投入、獲得的政府補助、資產負債率及股權集中度等都高于非國有企業（NSOE），但國企的創新產出、盈利能力及成長性不及非國有企業。

表7 配對T檢驗

表8 假設1檢驗結果

表9 假設2檢驗結果

（二）回歸分析

表8的數據顯示政府補助（Sub）的估計系數在1%的水平上顯著為正，這說明企業研發投入與政府補助成正比，結果支持了假設1。控制變量中，創新投入與現金持有水平呈現顯著正相關關系，與資產負債率和股權集中度顯著負相關，表明企業持有現金越多越能促進企業的研發投入額度，高負債及分散的股權結構不利于提高研發投入水平，與前文預期一致。企業盈利能力和成長性分別在10%和5%的水平上有正相關關系，說明盈利能力越強、處于成長期的企業越注重創新投入。企業規模系數雖為正但是與創新投入的關系不顯著，其原因在于本文的研究對象為中小板上市公司，這些企業多數規模不大，受限與融資等方面的原因使其無法將更多的資金投入到研發過程中，從而影響了創新活動。表9的回歸結果大致與表8相同，其中政府補助雖然對企業實質性創新有所促進，但是效果不明顯。就整體來看，政府補助確實對企業創新投入有明顯的促進作用，但是對發明專利這一“質”的方面效果甚微，還有待企業進一步提高。

模型3的回歸結果表明STATE＊SUB的系數為0.4608且在1%的水平上顯著，而表11中這一交互項的估計系數為-0.4720且在5%的水平上顯著為負，說明政府補助對國有企業研發投入的正向促進作用隨著補助金額的增加而逐漸增強，對創新產出的激勵作用反而隨之減弱，從而否定了假設3，假設4得到驗證。表10中STATE＊SUB交互項的估計系數之所以為正，可能與國企自身的政治關聯有關（景麟德、李金城、顧國達，2018），這不僅有助于其獲得金融機構的融資偏好，相比非國有企業也會獲得更多的政府補助。相比之下，民營及外資等非國有企業就會面臨較大的融資約束，對具有一定風險的創新活動就會愈發謹慎，因此相對于國有企業，政府補助對于非國有企業的創新投入沒有太顯著的作用。同時，企業的性質決定了國企要以服務于國家為目標，以承擔一定的社會責任為己任，特別是一些地方國企肩負著當地稅收及就業的重任，企業更注重短期利益而犧牲長期目標，從而投資于一些短平快的項目，同時創新剩余控制權和索取權的分離（肖仁橋等，2015）及缺乏有效的激勵和監管使得國企創新效率低下，因而導致政府補助對創新產出的促進作用減弱。

表10 假設3檢驗結果

表11 假設4檢驗結果

六、結論及建議

本文通過2010-2017年中小企業板的數據分析，對政府補助是否促進了企業的實質性創新進行了檢驗。結果顯示，由于資源的錯配使得創新能力較強的非國有企業得不到足夠的政府扶持，政治和經濟方面已占優勢的國企反而獲得了更多的資金補助。雖然國企創新投入明顯高于非國有企業，政府補助對專利產出也有正向作用，但是國企的實質性創新行為并沒有得到顯著提升。對此，本文建議如下：

（一）拓寬融資渠道

由于創新活動存在高投入低產出甚至零產出的情況，資金投入風險較大，因而金融資源的支持對企業創新尤為重要。作為創新的中堅力量，民營等非國有企業能夠享受到的政府補助非常有限。據央行數據顯示，截止2016年底，央行境內企業貸款額度中國企貸款由2012年的18.7萬億元增長至2016年的33.8萬億元，增幅達81%；私人控股企業由14.2萬億元增長至21.5萬億元，增幅為51%；集體控股企業由3.6萬億元增加至4.4萬億元，增幅為21%；港澳臺及外商控股企業由2.7萬億元增加至3.1萬億元，增幅為15%。不難看出，非國有企業的貸款無論是增長額度還是增長幅度都遠低于國有企業。在這種情況下，要拓寬中小企業的融資渠道，加強中小企業融資制度創新，利用創業板、風險投資、發行債券及私募等方式構建多元化的融資體系，通過提升抵押融資的有效性積極引導商業銀行加大對企業的資金支持力度，加快推進企業創新活動的開展及創新成果的轉化。

（二）完善績效考核及激勵制度

考慮到以技術升級和產品創新為導向的研究性支出始終缺乏內在動因，2009年12月國務院國資委發布了《中央企業負責人經營業績考核暫行辦法》（國資委令第22號），對原有的考核辦法進行了大規模的修訂和完善。其中，第二章《年度經營業績考核》第八條（二）明確指出“分類指標由國資委根據企業所處行業特點，綜合考慮企業經營管理水平、技術創新投入及風險控制能力等因素確定”，第三章《任期經營業績考核》第十六條（二）要求“分類指標由國資委根據企業所處行業特點，綜合考慮企業技術創新能力…”，第四章《獎懲》第三十條明確“對業績優秀及在自主創新、管理增效、節能減排方面取得突出成績的，給予任期特別獎”。不僅如此，該辦法及考核細則還把以技術升級、改造和產品創新為導向的研究性支出予以資本化，相對之前以利潤導向為主的業績評價體系，這一鼓勵性的政策已經有了本質上的改善。

鑒于央企整體自主創新能力尚有所欠缺，2012年12月修訂并公布的《中央企業負責人經營業績考核暫行辦法》(國資委令第30號)又通過改變權重的方式（即，EVA考核指標權重提高到50%、利潤總額指標權重降至20%）進一步深化EVA績效考核。同時，更加突出業績考核在強化科技投入、促進自主創新方面的導向作用，如企業管理費用項下的“研究與開發費用”和當期確認為無形資產的研究開發支出繼續予以加回、在確定業績考核系數時引入技術投入比率作為計算因子（權重為5%）等。在創新產出方面，對取得重大科研成果或在國際標準制訂中取得重大突破的企業，年度考核給予加分獎勵，任期考核給予特別獎。

為了進一步激發企業的創新活力，2016年12月發布的《中央企業負責人經營業績考核辦法》（國資委令第33號）第二章《考核導向》第八條進一步明確提出“堅持創新發展，引導企業深入實施創新驅動發展戰略，強化自主創新，加強協同創新，大力推動大眾創業萬眾創新，加快科技成果轉化，提升核心競爭力”。2019年3月，國務院國資委修訂印發了《中央企業負責人經營業績考核辦法》（國資委令第40號），辦法第二章《考核導向》第六條和第三章《分類考核》第十六條等堅持在質量第一效益優先的原則下突出科技創新考核引導，鼓勵企業加大研發投入，并可以將研發投入視同利潤加回。不僅如此，創新產出考核內容在原有基礎上也改進并完善了很多（如第四十五條、第四十六條等），特別是第四十九條提出“鼓勵探索創新，激發和保護企業家精神”且對企業實施重大科技創新對經營業績產生重大影響的，按照相關規定在考核上不做負向評價。

通過以上考核辦法的演變可以看出，有關創新投入的考核辦法已經較為完善，但是針對創新績效的考核辦法還只停留在給予加分獎勵及任期激勵的層面，相關的成果形式、評判標準、在最終考核中所占權重及比例要求等都沒有進行具體的規定，從而導致國企只注重研發投入而忽略創新產出，這在一定程度上也解釋了為什么政府補助對國有企業發明專利的激勵作用較弱。因此，一方面可以通過建立技術分紅制度讓參與創新的人員共享創新成果，例如，企業可以參考萬華化學（600309）的做法，把研發新產品盈利之后5年內稅后凈利潤的15%分配給個人，把一次性技術創新所獲效益部分的20%-30%發放給相關人員；另一方面，要盡快建立以產出和成果為導向的科學評價機制，改進并細化創新績效的評價標準。例如，可以將發明專利納入產出績效考核指標中并按照資金投入比例設置相應的權重。通過監督和激勵兩個途徑，繼續提升政策對企業負責人及創新人員的引導作用，讓政府補助真正落到實處。