技術信息獲取、政府科技資助影響企業創新能力嗎

李 玲，陶厚永

(1.中南民族大學 管理學院，湖北 武漢 430074；2.武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430071)

0 引言

創新是一個國家持續發展、不斷進步的不竭動力，是增強核心競爭力的關鍵。技術創新能力關系到國家創新驅動發展戰略的實現，也是推動區域發展和企業進步的源泉。工業是技術創新最重要的產業載體，工業企業已逐漸成為技術創新的主體[1]。

隨著信息技術的廣泛應用和快速發展，以及技術創新和擴散速度的加快，如何快速獲取信息、充分利用技術信息提升企業技術創新能力已引起越來越多的關注。尤其是在當前形勢下，企業面臨快速變化的市場環境，消費者需求日益多元化和個性化，產品更新換代快，使得外部信息源對技術創新過程至關重要，企業技術創新活動對技術信息獲取、吸收的依賴性日益增強[2]。由此可見，技術信息獲取能力直接影響企業技術創新能力。學者們也意識到信息技術開發及應用對企業技術創新活動的重要性，Frishammar[2]研究發現，技術信息獲取是企業創新的關鍵，對企業技術創新有積極影響；Madhavan[3]也強調技術信息獲取是企業新產品開發的重要環節；張龍鵬和湯志偉[4]實證研究發現，信息技術應用是推動企業開放式創新的重要因素。可見，技術信息獲取對促進企業技術創新活動、提升企業創新能力具有重要影響。那么，企業應該如何通過技術信息獲取提升自身技術創新能力？技術信息應用對企業創新能力的作用機制是什么？這不僅影響企業如何獲取和開發技術信息，更會影響企業技術創新活動成效及創新能力提升。

此外，由于企業技術創新活動前期投入大、創新產出不確定以及創新收益外部性等問題，使得技術創新過程中存在“市場失靈”[5]，限制了創新要素如資金、技術、信息等自由流動，一定程度上抑制了企業開展創新活動的積極性和主動性。而政府科技資助不僅可以克服“市場失靈”，還可以分擔企業創新活動中的部分風險，尤其是隨著創新型國家戰略的實施，政府對科技創新的資助力度不斷加大，對企業的創新補貼力度不斷提高。2018年上半年，A股3 534家上市企業中94%的企業獲得了政府資助，這些上市企業上半年合計獲得政府資助593.9億元，創下A股市場近9年來政府資助金額之最。由此可見，當前政府科技資助覆蓋面廣，資助金額高。政府科技資助對企業技術創新具有引導和促進作用，但是，如何對政府科技資助政策效果進行科學評估，并最大限度地發揮政策引導和幫扶作用，提升企業創新能力也是學術界關注的熱點。國內外學者對于政府科技資助與企業創新投入、創新績效等之間的關系展開了一系列研究，但現有文獻對于政府科技資助政策效果尚未達成一致結論，主要有3種觀點：一是政府科技資助對企業技術創新能力提升發揮引導和促進作用，如Lee(2011)、Czamitzki等(2006)、解維敏(2009)、Dundas & Roper(2010)、Meuleman &Maeseneire(2012)、Guo(2015)、Jaffe & Le(2015)等；二是政府科技資助對企業創新產生“抑制效應”，如Rebolledo& Sandonís(2012)、姚林香和冷訥敏(2018)、李萬福(2017)、高宏偉(2011)、陳青山和鐘春平(2015)、康志勇(2017)、陳玲和楊文輝(2016)、毛其淋和許家云(2015)等；三是政府科技資助對企業創新的影響呈非線性關系，如Hussinger[6]、傅利平等[7-8]實證研究發現，政府科技資助與企業技術創新之間呈現“倒 U”型關系。

由此也引出一系列關鍵問題，政府科技資助是促進還是抑制了企業技術創新？政府科技資助能否顯著提升企業技術創新能力? 政府科技資助政策效果如何？通過相關文獻發現，現有研究的局限在于：①國內研究大多基于上市主板、中小板或創業板數據；②很多研究只是比較籠統地分析了政府補貼(財政補貼)對企業研發投資或者創新活動是激勵效應還是擠出效應，沒有針對政府科技資助、稅收優惠政策等進行分類評估；③一些研究只是實證檢驗了政府科技資助與企業技術創新之間的關系，沒有解剖背后的影響機理。本文基于中國統計年鑒數據，與基于上市公司數據的研究結論形成互補，細分政府科技資助對企業創新能力的影響，分析其背后的影響機理，并對前述問題進行探究，有利于客觀評估政府科技資助實施效果，為進一步提升企業技術創新能力提供政策指導。

1 理論分析與研究假設

1.1 技術信息獲取與企業創新能力

企業創新能力是指將技術知識轉化為新產品、新服務的能力。本文中技術信息獲取主要是指企業通過互聯網、移動電話與通信技術、多媒體技術、安全技術(智能卡)以及報紙雜志等收集外部利益相關者如競爭對手、客戶、上下游供應商等有關技術信息數據的過程[9]。據統計，截至2017年12月，我國網民規模達到7.72億，手機網民規模達7.53億，占比由2016年的95.1%上升到97.5%，互聯網普及率達到55.8%，并保持穩步增長態勢。互聯網+時代，智能手機、互聯網及移動互聯網等信息技術的迅猛發展和日益普及，能夠加速縮小地區之間的數字鴻溝。同時，通過線上線下購物融合、體驗，幫助企業收集消費者需求變化、產品更新換代信息等，充分利用現有技術信息，挖掘市場潛力，凸顯“大市場效應”和“空間效應”，并且為落后地區消費者參與市場提供統一的準入條件、交易規則、信用制度和信息服務等[10]。

隨著信息技術在各領域的廣泛應用以及移動互聯網的普及，區域間逐漸形成緊密的空間聯系結構，強化了地區間聯系，信息技術及其空間網絡效應連同物質、資金、人才一起成為企業技術創新的內生驅動力。網絡信息技術作為一種新的基礎設施，不僅把各種產品信息、需求信息和相關知識從產地輸送到市場，而且進一步縮短了城鄉之間以及城市之間的交互距離，使得技術信息交流更加頻繁、密切，而且技術信息正在日益改變區域市場發展模式[11]。此外，信息技術發展改變了技術信息獲取、交流和傳遞過程，降低了知識擴散成本，加強了區域企業之間的聯系與合作，為企業間技術創新合作搭建起信息網絡平臺，保障參與企業都能夠接觸、使用信息網絡平臺的共享資源[12]。

當今企業處在一個快速多變、競爭日益激烈的市場環境中，消費者需求偏好變化、技術更新換代以及競爭對手行為等不可預測性迫使企業不斷推陳出新，快速響應市場變化，因此有關技術信息的掃描、收集對技術創新更為關鍵[13]。尤其外部知識源對技術創新過程來說不可或缺，外部知識開發利用能力是企業技術創新活動的重要組成部分，而識別、獲取有價值的外部技術信息并用于技術創新活動至關重要[14]。由于技術創新活動中蘊含著大量不確定性，為了降低不確定性，滿足技術創新中的信息需求，需要進行有效的信息活動，即搜集合適的信息、及時準確地傳輸信息[3]，通過技術信息的輸入、交流，對其進行加工處理，形成技術創新成果。

此外，對于高新技術企業而言，技術信息獲取不但為從外部開發技術資源提供信息，而且有利于促進企業內部實施創新活動[15]。Audretsch&Keilbach[16]研究認為，技術信息獲取可督促企業及時采用新技術進行產品創新，由此為企業帶來更多商業機會。不過，對高新技術企業長遠生存和發展而言，迫切需要解決的是如何有效抓住當前機遇，并以產品創新和服務創新滿足顧客多樣化需求；而技術信息獲取可以為企業技術創新活動提供更多技術參考信息，以甄別當前創新行為和創新結果是否匹配，促進企業進一步開展創新活動。通過技術信息獲取，從事技術創新活動的企業可以掌握其它企業已經和正在實施的技術研發活動，以及已經達到的技術研發水平等相關信息，進而在技術創新競爭中先發制人，當企業爭取有利的競爭位置[16]。此外，通過技術信息獲取，企業可以明確技術創新期望收益，優化企業創新要素配置，調整技術創新行為，作出最優創新決策[17]。

綜上所述，本文提出如下假設：

H1：技術信息獲取對企業創新能力提高有顯著正向作用。

1.2 政府科技資助與企業創新能力

在創新活動中，企業是技術創新的主體，但企業技術創新能力的獲得與提高不僅需要企業自身努力，也需要政府扶持和幫助。政府科技資助對企業技術創新具有重要引導和推動作用。學術界對政府科技資助是否促進企業技術創新存在一定分歧。現有研究表明，政府科技資助與企業創新能力之間的關系主要有以下3種：

(1)政府科技資助對企業技術創新發揮引導和促進作用，具有“扶持效應”。一是創新活動產生的收益具有外部性以及結果不確定性和風險性，導致技術創新過程中存在“市場失靈”問題[5]，限制了創新要素的進一步自由流動和有效配置，而政府科技資助可以克服市場失靈，分擔創新活動中的外部性和風險，進而激勵企業開展技術創新活動[18]；二是政府科技資助有利于降低企業技術創新成本，激勵企業增加技術創新投入。由于創新資金投入大，結果具有不確定性，對企業來說是一筆巨大的沉沒成本，使得一些企業望而卻步。同時，一些有能力從事技術創新的企業鑒于創新成果的正外部性和溢出效應，也會降低自身創新投入，而政府科技資助有助于降低企業技術創新初始階段的沉沒成本，促進企業開展創新活動[19]。Kleer[20]研究發現，政府科技資助降低了企業技術研發活動風險和成本，縮小了企業創新投資回報率與社會回報率之間的差距，從而激發更多企業從事創新活動；最后，政府科技資助具有“信號”傳遞功能，有助于企業從更多渠道獲取創新資金，進而提高企業技術創新能力。由于金融市場體系不健全以及信息不對稱，銀行信貸主要偏好一些收益較高的應用研究項目，而一些高風險的基礎研究項目很難獲得融資。政府科技資助肯定了企業創新實力，發揮了“信號”傳遞功能，拓寬了企業融資渠道，降低了企業研發項目融資成本，因而使得一些具有創新活力的中小企業更有可能獲得信貸融資[21]。此外，政府對某些特定創新項目的科技資助，可能向社會傳遞未來公共部門產品需求信號，當與企業產品創新和服務需求相契合時，有助于提高預期邊際回報率，吸引更多企業從事創新活動。其他學者通過實證研究也發現，政府科技資助對企業創新活動具有“扶持效應”。如Dundas等[22]實證研究發現，政府科技資助對企業創新投入以及產品創新活動等具有積極影響；Lee[23]研究表明，政府科技資助顯著提高了那些技術水平較低但處于高技術機會和高產業內競爭度企業的技術創新能力；Czamitzki等[24]通過對德國企業的實證研究發現，政府科技資助對企業技術創新投入和創新產出有顯著正向影響；解維敏等[25]實證研究發現，政府科技資助對上市公司R&D支出有顯著正向影響。

(2)政府科技資助對企業技術創新產生“抑制效應”，形成“逆向”激勵。一方面，由于企業和政府之間信息不對稱，一些企業了解各種政府補貼政策，積極申請各種形式的政府科技補貼，甚至以虛假“創新類別”騙取政府科技資助。而政府難以有效鑒別哪些企業擁有創新活力、發展潛力以利用政府科技資助進行真正意義上的創新活動，導致政府對企業的甄別成本較高，而政府難以有效監督和規范企業對科技資助的使用，造成政府科技資助面臨事前逆向選擇和事后道德風險，致使政府科技資助對企業技術創新形成“逆向”激勵[26]。此外，Rebolledo& Sandonís[27]認為，企業與其合作伙伴同一時間了解到各自受到政府科技資助的信息，可能會抑制企業創新活動投入。另一方面，政府在科技資助資金分配過程中，迫于政績考核以及晉升等壓力，可能將政府科技資助投向風險較低、投資回報率較高的應用性項目，而這些研發項目也被其它融資機構所青睞，即使沒有政府資助也可以完成，因此，政府科技資助對企業創新投入可能產生“抑制效應”[28]。姚林香和冷訥敏(2018)以及李萬福等(2017)研究發現，政府創新補助并沒有激勵企業自主創新投入和創新產出，也證實了政府科技資助對企業技術創新具有“抑制效應”，不利于企業創新能力的提高；高宏偉(2011)利用博弈論相關理論，論證了政府科技資助對國有企業創新投入具有雙重“抑制效應”；肖丁丁等[29]研究發現，政府科技資助對企業尤其是大中型工業企業研發投入存在長期“抑制效應”；陳青山和鐘春平[30]的實證研究表明，政府向光伏企業提供的科技補貼，對其技術創新投入以及企業整體創新能力的激勵作用微乎其微。

(3)政府科技資助和企業技術創新之間呈非線性關系。Hussinger[6]對德國3 744家企業的實證研究表明，政府科技資助與企業研發投入之間呈現“U”型關系；傅利平和李小靜[7]認為，當政府科技資助超過一定閾值后，就會相應地抑制企業創新產出增長，導致政府科技資助與企業創新產出之間呈現“倒U”型關系；李培楠等[8]也通過實證研究發現，政府科技資助與企業技術創新之間呈現“倒 U”型關系。

最近幾年獲得政府科技資助的企業主要分布在戰略性新興產業領域，如新能源、新材料、信息技術產業等，但一些企業過度依賴政府資助，甚至千方百計通過“尋租”申請政府科技資助，弱化了自身研發和技術創新能力[31]。由于企業技術評價體系和企業信息披露機制存在缺陷，政府對企業技術研發能力、項目發展前景及預期收益缺乏完整的評價信息，在分配創新補貼的過程中，信息不對稱造成政府很難甄選出哪些企業研發項目能產生效益，政府官員或基于自身政績考慮，可能扭曲相關機制，將科技資助資金分配給那些成功預期高、資本回報率高的研發項目，這種項目本身就是企業自身青睞的，政府科技資助只會擠出企業自身研發資金，而一些中小企業研發項目投入大、周期長、資金匱乏卻被政府拒之門外，導致技術創新受阻。同時，在現實中，一些企業通曉政府的各種科技補貼政策，精于利用“政策紅利”申請各種創新項目資助，甚至同一項目申請不同級別和類型的項目資助，而部分具有一定研發能力和發展前景的企業卻因為對政策不熟悉以及申報書設計不到位而無法獲取政府資助，這種具有“騙補“性質的行為不利于企業創新能力的整體提升。此外，政府科技資助對企業技術創新的促進作用取決于創新資助規模與水平，研發初期具有一定的促進作用，超過最優補貼力度之后，就會對企業研發產生擠出效應，不利于企業創新能力的最終提升[32]。綜上所述，本文認為政府科技資助對企業技術創新具有“抑制效應”，形成負向激勵，因而提出假設：

H2：政府科技資助對企業創新能力提高具有“抑制效應”。

2 研究設計

2.1 數據來源及樣本選擇

本文所有數據均來源于2014-2017年《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》、《中國教育經費統計年鑒》以及《中國高技術產業統計年鑒》等，先從相關年鑒中搜集到滿足本文研究所需的原始數據，在此基礎上對每一個指標進行測算。

2.2 研究變量定義與模型構建

(1)被解釋變量：企業創新能力。結合黃攸立(2011)、齊亞偉和陶長琪(2014)等的測量方法，采用設有科技機構企業占企業總數的比重、企業技術引進平均金額、研發費用占企業主營業務收入比重、規模以上企業科技活動人員占總人口比重、規模以上企業研發項目數、大中型(規模以上)企業擁有的發明專利數等構建企業創新能力(Edp)指標體系。本文利用因子分析法計算2014-2017年企業創新能力綜合得分。SPSS軟件計算顯示，企業創新能力各項指標數據的KMO檢驗值為0.718，Bartlett's α球形檢驗的Chi-Square為154.601，χ2的P值是0.000，適合作因子分析。再通過主因子分析，計算綜合得分，綜合得分值越高，說明該地區企業創新能力越強。

(2)解釋變量：①技術信息獲取(Thg)。移動互聯網+時代，主要通過互聯網、移動電話和報紙、期刊雜志在經濟、社會生活各領域的擴散和應用渠道獲取技術信息，本文參考黃衛東、岳中剛等[10]的研究，采用各省(市)互聯網普及率(Int)、移動電話普及率(百人移動電話用戶數，Mob)以及人均郵電業務量(Pst)測量技術信息獲取程度；②政府科技資助(Gov)。馬文聰等(2017)將政府科技資助分為直接補貼資助、直接稅收優惠、間接稅收優惠。一般學者將上市公司年報報表附注的政府科技資助由財政補貼、稅收返還、科技補貼與扶持資金等加總，使用科技資助占總營業收入比重或者科技資助占總資產的比重表示政府科技資助力度。政府科技資助數據來源于《中國科技統計年鑒》，根據數據可得性，借鑒李玲和陶厚永(2016)的研究，采用政府科技投入占各省級行政區GDP比重，穩健性檢驗采用政府科技投入占財政支出的比重衡量。

(3)控制變量：①地區研發人員投入力度(Rdp)，采用地區研發人員占總人口比重表示；②地區研發經費投入強度(Rdf)，采用地區研發經費支付占GDP比重表示；③教育經費占GDP的比重(Edu)；④各省級行政區高技術企業數比重(Hen)；⑤考慮到年份的可能影響，設置年度虛擬變量進行控制。

為了檢驗假設H1和H2，將待檢驗的回歸方程設定為：

Edpi,t=β0+β1′Thgi,t/Govi,t+β2′Xs+β3′Year+εi,t

(1)

其中，β0表示截距項，βi表示回歸方程系數，i=1、2、3……，ε表示殘差項。在方程(1)中，技術信息獲取(Thg)是由互聯網普及率(Int)、移動電話普及率(Mob)、人均郵電業務量(Pst)構成的向量；Gov代表政府科技資助，X由多個控制變量構成，如地區研發人員投入力度(Rdp)、地區研發經費投入強度(Rdf)、教育經費占GDP的比重(Edu)和各省級行政區高技術企業數比重(Hen)；年份Year作為虛擬變量。

技術和資金是影響企業創新能力的關鍵因素，由前文假設H1可知，技術信息獲取對企業創新能力具有正向影響，而政府科技資助可能對企業創新能力產生“扶持效應”、“擠出效應”或者構成倒“U”型關系。本文假設政府科技資助對企業研發創新具有“擠出效應”。當企業同時獲取技術信息和政府科技資助時(技術信息獲取和政府科技資助協同作用)，對企業創新能力產生怎樣的影響？是正向還是負向？抑或無顯著影響？為了檢驗技術信息獲取與政府科技資助協同作用(交互項)對企業創新能力的影響，借鑒余明桂等(2008)研究思路，將待檢驗的回歸方程設定為：

Edpi,t=β0+β1′Inti,t/Govi,t+β2′Ini,tt×Govi,t+β3′X+β4′Year+εi,t

(2)

其中，政府科技資助與技術信息獲取3個維度的交叉項(互聯網普及率×政府科技補貼、百人移動電話用戶數×政府科技補貼、人均郵電業務量×政府科技補貼),用來檢驗技術信息獲取和政府科技資助協同作用對企業創新能力的提高是否有顯著影響。

所有數據經過中心化處理后再作回歸，中心化有利于解決回歸方程中變量間多重共線性問題。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計分析

表1是關鍵變量的描述性統計分析結果。2014-2017年31個省級行政區企業創新能力、互聯網普及率、百人移動電話用戶數、人均郵電業務量和政府科技資助的均值分別是-0.007 2、0.337 3、66.875 2、7.319 2和0.004 4，最大值分別為1.880 3、0.704 6、153.10、8.741 3和0.041 8，最小值分別為-0.899 6、0.117 8、27.960 0、6.427 5和0.000 6。說明各省級行政區企業創新能力差異較大，發達地區互聯網普及率達到70%以上，每百人移動電話達到153部，移動互聯網+時代，互聯網的普及以及移動電話的應用，有利于快速搜索、獲取有關技術信息。政府科技資助力度不同區域差別明顯，這可能與地方經濟發展水平以及政府對創新的重視態度不同相關。此外，其它變量統計分布情況亦如此。

表2是各變量相關系數。互聯網普及率、百人移動電話用戶數以及人均郵電業務量在1%水平上與企業創新能力正相關，政府科技資助在1%水平上與企業創新能力正相關，這也間接驗證了假設H1，H2有待進一步檢驗。模型各變量間相關系數較小，說明回歸模型中存在嚴重多重共線性問題的可能性較小。

3.2 回歸分析

表3是技術信息獲取、政府科技資助與企業創新能力的多元回歸分析結果。模型1放入控制變量，結果顯著。模型2放入控制變量和自變量，結果顯示技術信息獲取(互聯網普及率、百人移動電話用戶數和人均郵電業務量)對企業創新能力在1%水平上影響顯著，且系數為正，這也進一步驗證了假設H1。政府科技資助在1%水平上顯著，系數為負，說明政府科技資助對企業創新能力并沒有產生“扶持效應”，而是“抑制效應”，假設H2得到驗證。

表1 描述性統計分析結果

注：由于數據經過中心化處理，導致一些變量出現負值，不影響回歸結果

表2 變量相關系數分析

注：**在0.1水平(雙側)上顯著相關，*在0.05水平(雙側)上顯著相關

出現“抑制效應”的可能原因如下：一是政府科技資助弱化了企業通過技術研發、產品創新等方式提高企業創新效率的主動性，有些企業處心積慮通過“尋租”申請政府科技資助，進而產生大量非生產性支出，不但沒有提高企業創新能力，反而削弱了企業競爭力[31]；二是雖然政府補貼政策對促進企業技術創新具有引導和推動作用，但是，在實際操作中往往存在多頭管理、權責不明，甚至有的政府科技補貼出現“批而不管”和“付而不審”現象[33]；三是政府資助也會導致一些企業的技術創新活動過度依賴政府補貼，企業主動投資技術研發的積極性銳減，甚至還會將科技補貼中多余的資金用于其它經營活動，抑或企業過分追求前期創新投入，而不注重后續創新產出評估，這也會導致企業創新能力提高不明顯；四是政府科技資助往往只對融資難、資金匱乏、技術低端的中小企業技術創新起到推動作用，對那些實力雄厚、資金充裕的大企業或者高新技術企業來說，很難改變其技術研發策略，使得政府科技資助對企業創新能力的提高效果不明顯[28]；五是由于政府和企業之間信息不對稱，政府無法完全掌握企業實際研發情況，導致政府可能將科技補貼分配給資金充足或者本身不需要政府補貼就可以完成技術研發項目的企業，致使政府科技資助對企業技術創新活動沒有起到推動和促進作用，甚至產生“替代效應”。

模型3、模型4和模型5的回歸結果顯示，技術信息獲取與政府科技資助的交互效應(互聯網普及率×政府科技資助、百人移動電話用戶數×政府科技資助、人均郵電業務量×政府科技資助)，對區域創新能力的影響分別在1%、5%以及10%水平上顯著，且回歸系數為負。這說明通過技術信息獲取與政府科技資助協同，雖然在一定程度上解決了企業技術以及資金支持等創新要素難題，但并未真正促進企業創新能力提高，反而可能帶來一定的阻礙作用。究其原因在于：①企業技術信息獲取會強化其獲取信息和知識交流的優勢，而未能獲取技術信息的企業仍然處于信息與知識匱乏的困境，這不僅沒有縮小數字鴻溝，反而進一步擴大差距。一些企業即使在政府科技補貼的幫助下，由于技術信息匱乏，也無法有效配置創新要素，導致企業創新積極性不高，創新能力不佳；②雖然技術信息獲取使得知識獲取和信息交流成本降低，但是，技術信息獲取渠道主要依賴于當地交通、通信等基礎設施建設以及經濟發展水平。在交通、移動通信等基礎設施落后地區，不僅限制了技術信息獲取途徑，而且政府困于財政資金匱乏、科技補貼力度不夠，兩者疊加導致企業所需的技術、資金等創新要素無法有效供給，企業創新能力提高不明顯；③有些企業雖然技術信息獲取能力、研發能力較強且創新成果豐碩，但由于不熟悉政府科技補貼政策，或者疲于應付政府各種審批手續的“刁難”而放棄，被一些依賴政府科技補貼、熟悉政府“政策紅利”，甚至以虛假研發騙取政府創新補貼的企業“捷足先登”，致使企業整體創新能力無法得到顯著提高。

3.3 穩健性檢驗

為檢驗研究結果的穩健性，本文采用地方政府科技投入占財政支出比重替代政府科技投入占GDP比重(Fan)，結合已有文獻，將企業創新能力分為企業創新投入能力和企業創新產出能力，采用研發經費占主營業務收入比重表示企業創新投入能力，新產品銷售收入占主營業務收入比重表示企業創新產出能力。限于篇幅，本文僅給出研發經費占主營業務收入比例作為企業創新投入能力的穩健性檢驗結果。結果顯示，互聯網普及率、人均郵電業務量分別對企業創新投入能力在1%和10%水平上顯著，而百人移動電話用戶數對企業創新投入能力不顯著；政府科技資助對企業創新投入能力在1%水平上顯著，且回歸系數為負。此外，技術信息獲取與政府科技資助的交互效應(互聯網普及率×政府科技資助、百人移動電話用戶數×政府科技資助、人均郵電業務量×政府科技資助)對企業創新投入能力的影響分別在1%、1%和5%水平上顯著，且回歸系數皆為負。除極個別差異外，與前文結果基本吻合，進一步證實了前文結論的穩健性。

表3 技術信息獲取、政府科技資助與企業創新能力回歸分析

注：***，**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，括號中數字為t值,下同

表4 穩健性檢驗結果

綜上所述，結合表3和表4可知，假設H1和H2得到驗證。

4 研究結論與啟示

本文以2014-2017年我國31個省級行政區為研究對象，探討技術信息獲取、政府科技資助與區域企業技術創新能力之間的關系，得出以下結論：

(1)技術信息獲取對企業創新能力有顯著積極影響。互聯網普及率、百人移動電話用戶數和人均郵電業務量對企業創新能力均在1%水平上顯著，假設H1得到驗證。

(2)政府科技資助對企業創新能力有顯著負向影響。政府科技資助對企業創新能力在1%水平上顯著，且回歸系數為負，表明政府科技資助對企業創新有顯著“抑制效應”，支持H2。

(3)技術信息獲取與政府科技資助交互項對企業創新能力影響顯著，且回歸系數為負。互聯網普及率×政府科技資助、百人移動電話用戶數×政府科技資助以及人均郵電業務量×政府科技資助對企業創新能力分別在1%、5%以及10%水平上顯著。說明通過技術信息獲取與政府科技資助協同，雖然在一定程度上解決了區域企業技術以及資金支持等創新要素難題，但并未真正促進企業創新能力提高，反而可能帶來一定的阻礙作用。

基于上述結論，本文啟示如下：首先，技術信息獲取對企業創新能力有顯著正向影響，技術信息作為重要的創新要素，使得創新所需的信息傳遞、交流和吸收成本降低，在一定程度上弱化了區域空間距離帶來的影響，但技術信息發展如互聯網推廣及普及、移動互聯網使用以及郵政快遞業務發展仍然依賴當地交通、通信等基礎設施建設以及經濟發展水平。因此，當地政府應該大力發展交通、通信、網絡等基礎設施，不斷提高企業技術信息獲取水平，促進企業技術創新活動開展。

其次，政府科技資助以及技術信息獲取與政府科技資助的交互項對企業創新能力有顯著負向影響。這表明，雖然企業創新活動具有外部性和風險性等，政府科技資助在一定程度上能克服“市場失靈”問題，但是，政府高額科技補貼對企業技術創新并沒有發揮“扶持效應”，而是產生了“抑制效應”。同時也表明，政府科技資助并沒有充分發揮作用，在金融發展水平較高地區，政府可以減少直接補貼，采用稅收返還等間接形式，充分發揮市場競爭機制在企業技術創新中的積極作用，以提高企業技術創新效率。同時，政府在制定創新補貼政策時，要充分考慮企業所處地區、行業類型、市場需求、規模等差異，制定符合當地企業實際的補貼政策。

本研究仍存在一定的局限性：①結合現有研究，從互聯網普及率、百人移動電話用戶數以及人均郵電業務量等維度衡量區域技術信息獲取，但可能存在更科學的測度方法，這也是今后努力的方向；②由于數據可得性等限制，采用各省級行政區政府科技投入占GDP的比重測量政府科技資助，在各種年鑒數據中并無確切的“政府科技資助”事項，這可能影響實證分析結果。