企業(yè)異質(zhì)性、政府補(bǔ)助與創(chuàng)新績效

黃海燕 李詩辰 付強(qiáng) 黃偉康

摘 要：政府補(bǔ)助是促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的重要政策工具，不同性質(zhì)企業(yè)的創(chuàng)新績效具有差異性。本文以2008年-2019年上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究不同性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新績效的差異以及加入政府補(bǔ)助這一因素后的不同，研究表明：于創(chuàng)新績效而言，東部和中部地區(qū)的企業(yè)顯著高于西部的企業(yè);國有企業(yè)落后于民營企業(yè);認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)更加顯著。同時在政府補(bǔ)助的影響下企業(yè)的創(chuàng)新績效能夠顯著提高。那么加入政府補(bǔ)助這一因素后，西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新績效比東部和中部更顯著;高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新績效比非高新技術(shù)企業(yè)更顯著;國有企業(yè)創(chuàng)新績效顯著于民營企業(yè)。因此國家應(yīng)當(dāng)加大政府補(bǔ)助的效力并加強(qiáng)監(jiān)管，有針對性地對西部地區(qū)和高新技術(shù)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)補(bǔ)助，并對國有企業(yè)補(bǔ)助的用途進(jìn)行監(jiān)管，保持民營企業(yè)的補(bǔ)助力度。

關(guān)鍵詞：政府補(bǔ)助;創(chuàng)新績效;高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定;企業(yè)所在地區(qū);股權(quán)性質(zhì)

一、引言

近年來，創(chuàng)新對不同社會體制、不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)程的國家都至關(guān)重要（Wolff，2002[1]）。根據(jù)《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》，符合高新技術(shù)企業(yè)的認(rèn)定條件的企業(yè)能夠得到相應(yīng)的政府補(bǔ)助和稅收優(yōu)惠，那么企業(yè)創(chuàng)新績效會因為高新技術(shù)企業(yè)的認(rèn)定有所不同嗎？國有企業(yè)的控股主體為國家，企業(yè)的創(chuàng)新績效會因為股權(quán)性質(zhì)的不同而存在差異嗎？長久以來，我國西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和發(fā)展質(zhì)量較為落后，而中部和東部地區(qū)的發(fā)展較為迅速，那么地區(qū)差異對企業(yè)創(chuàng)新績效影響如何？研究表明政府補(bǔ)助為企業(yè)提供了研發(fā)資金，從而使企業(yè)加大了研發(fā)投入的金額，正向影響了創(chuàng)新的產(chǎn)出。那么政府補(bǔ)助對不同性質(zhì)企業(yè)的創(chuàng)新績效會產(chǎn)生怎樣的影響？

本文以我國上市公司為研究對象，研究不同性質(zhì)企業(yè)之間創(chuàng)新績效的不同以及政府補(bǔ)助對不同性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新績效影響，本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，大多數(shù)研究將研發(fā)投入作為企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量指標(biāo)，我們選擇專利授權(quán)量作為創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，更能體現(xiàn)創(chuàng)新的真實產(chǎn)出;第二，大多數(shù)文獻(xiàn)都研究內(nèi)部因素，如股權(quán)的集中度、高管團(tuán)隊的創(chuàng)新意識等對創(chuàng)新績效的影響，很少考慮不同的企業(yè)類型對創(chuàng)新績效的影響，我們將上市公司分為不同所在地區(qū)、股權(quán)性質(zhì)和高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定三方面進(jìn)行分類研究，為政府的政策調(diào)控做出相關(guān)貢獻(xiàn)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)性質(zhì)與創(chuàng)新績效

不同地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新績效由于原有的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異性，所以其創(chuàng)新績效同樣具有差異。曹琪格等，2014[8]發(fā)現(xiàn)企業(yè)的創(chuàng)新效率會受到市場發(fā)展程度的影響。不同地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新活動都是有差異的，某個地區(qū)創(chuàng)新活動的聚集現(xiàn)象是很常見的，其原因是某些地區(qū)的環(huán)境本身就適合進(jìn)行創(chuàng)新活動，因此不同區(qū)域的企業(yè)創(chuàng)新效率是具有差異性的（Fritsch and Michae，2000[9]）。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)，基礎(chǔ)設(shè)施和勞務(wù)資源都更有優(yōu)勢（Banwo et al，2017[10]），這也是造成不同地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新績效不同的原因。國有企業(yè)股權(quán)較為集中，在國有控股的條件下，通過創(chuàng)新產(chǎn)生收益的壓力可能較小，所以創(chuàng)新績效可能沒有民營企業(yè)顯著。許多研究證實非國有企業(yè)的創(chuàng)新績效較為顯著，股權(quán)集中度、董事會規(guī)模等會正向顯著影響非國有企業(yè)的研發(fā)投入和創(chuàng)新績效，但對國有企業(yè)的研發(fā)與創(chuàng)新沒有顯著調(diào)節(jié)作用（蔣楠，2020[5]、李玲等，2013[6]），并且非國有企業(yè)具有較強(qiáng)的對外投資動機(jī)，這導(dǎo)致了非國有企業(yè)的創(chuàng)新績效對OFDI的正向影響更加顯著（楊海蘭等，2016[7]）。但許玲玲，2019[3]認(rèn)為高新技術(shù)企業(yè)的認(rèn)定會降低政府補(bǔ)助對民營企業(yè)創(chuàng)新的顯著性。高新技術(shù)企業(yè)在產(chǎn)品開發(fā)和管理上，相較于非高新技術(shù)將企業(yè)，具有更好的靈活性和市場適應(yīng)性。已經(jīng)有學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)的省份創(chuàng)新效率高于其他省份（劉永松等，2020[2]），且高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新（許玲玲，2019[3]），但高新技術(shù)企業(yè)的盈余管理并不能使企業(yè)獲得更多的研發(fā)補(bǔ)貼，從而提高企業(yè)的研發(fā)投入（彭若弘等，2020[4]）。基于以上研究結(jié)論，本文通過比較企業(yè)所在地區(qū)、股權(quán)性質(zhì)和高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定三種不同的企業(yè)性質(zhì)，做出以下假設(shè)：

H1a：東部和中部的企業(yè)創(chuàng)新績效比西部的企業(yè)更好

H1b：民營企業(yè)的創(chuàng)新績效比國有企業(yè)的創(chuàng)新績效更好

H1c：高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新績效比非高新技術(shù)企業(yè)更好

（二）政府補(bǔ)助與創(chuàng)新績效

基于市場失靈理論，研發(fā)活動具有外部性和溢出效應(yīng)，因此研發(fā)收益可能遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于企業(yè)的社會收益。研發(fā)創(chuàng)新的風(fēng)險大，回報率不穩(wěn)定，政府補(bǔ)助作為一種常見的政策工具在美國等國家均被廣泛使用（G. Dosi，2006[11]），并且能夠降低企業(yè)創(chuàng)新投入的風(fēng)險（Elena Huergo，2017[12]），為企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新提供相應(yīng)的資金支持，所以企業(yè)的績效也受政府補(bǔ)助的正向影響。許多文獻(xiàn)都已經(jīng)證實了政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入或創(chuàng)新績效有正向顯著作用（Albert，2001[13]、司訓(xùn)練等，2020[14]、汪海霞等，2019[15]、呂開劍等，2020[16]、張慧雪等，2020[17]、顧群，2015[24]），但也有學(xué)者認(rèn)為政府創(chuàng)新補(bǔ)助總體而言并未有效激勵企業(yè)創(chuàng)新自主投資（李萬福等，2017[22]）。但隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，在政府補(bǔ)助政策的扶持之下，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出應(yīng)當(dāng)更為高效，因此提出以下假設(shè)：

H2：政府補(bǔ)助對企業(yè)的創(chuàng)新績效具有顯著正向作用

（三）企業(yè)性質(zhì)、政府補(bǔ)助與創(chuàng)新績效

政府補(bǔ)助會因為行業(yè)的屬性、時間等外部因素對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不同的影響，政府補(bǔ)助的形式也會造成不一樣的影響（夏玲，2020[18]），不同因素對政府補(bǔ)助的影響，導(dǎo)致了企業(yè)創(chuàng)新績效的差異。較高的股權(quán)集中度會削弱政府補(bǔ)貼對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效應(yīng)（汪海霞等，2019[15]），市場的競爭程度和企業(yè)的規(guī)模也會影響政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用（康志勇等，2020[19]）。對于不同地區(qū)的企業(yè)，政府補(bǔ)助對東部地區(qū)企業(yè)的創(chuàng)新績效表現(xiàn)為非線性擠出效應(yīng)（羅雪婷，2020[21]），區(qū)域創(chuàng)新環(huán)境越差的企業(yè)，政府補(bǔ)助對創(chuàng)新的促進(jìn)作用就更強(qiáng)（張慧雪等，2020[17]），從公司治理的角度出發(fā)，政府補(bǔ)助對非國有企業(yè)的促進(jìn)作用也更明顯（汪海霞等，2019[15]）。司訓(xùn)練等，2020[14]和呂開劍等，2020[16]以新能源高新技術(shù)企業(yè)為研究對象，他們認(rèn)為相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)在政府補(bǔ)助的影響下促進(jìn)創(chuàng)新的作用更明顯，蔣楠等，2020[23]選取我國中小板上市公司為研究對象也證實了這一點。政府補(bǔ)助對高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)促進(jìn)中的作用顯著，但其存在一定的滯后性（榮鳳芝等，2020[20]）。不同性質(zhì)企業(yè)有著不同的經(jīng)營績效和發(fā)展水平，所以政府補(bǔ)助可能會對發(fā)展水平落后地區(qū)的企業(yè)加大補(bǔ)助，從而使得其創(chuàng)新績效可能會優(yōu)于發(fā)展較快地區(qū)的企業(yè)，據(jù)此本文從企業(yè)所在地區(qū)、股權(quán)性質(zhì)和高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定三種不同企業(yè)性質(zhì)出發(fā)，提出以下假設(shè)：

H3a：政府補(bǔ)助對西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新績效的作用比東部和中部更顯著

H3b：政府補(bǔ)助對國有企業(yè)創(chuàng)新績效的作用比民營企業(yè)更顯著

H3c：政府補(bǔ)助對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新績效的作用比非高新技術(shù)企業(yè)更顯著

三、研究設(shè)計

（一）樣本的選取

2008年《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》頒布并實施，本文通過CSMAR數(shù)據(jù)庫選取2008年到2019年中國所有上市公司作為樣本數(shù)據(jù)。基于此次研究樣本，剔除了專利授權(quán)數(shù)、政府補(bǔ)助和研發(fā)投入缺失的樣本數(shù)據(jù)，最終得到樣本數(shù)據(jù)3015個。

（二）變量定義與說明

1. 被解釋變量

專利總量（patent）。本文選取企業(yè)當(dāng)年的專利授權(quán)總量為代表企業(yè)當(dāng)年創(chuàng)新績效的指標(biāo)，專利授權(quán)總量能夠體現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新的真實產(chǎn)出，為了去除極端值的影響，對專利授權(quán)總量進(jìn)行了1%和99%分位上進(jìn)行縮尾。

2. 解釋變量

高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定（tec）。根據(jù)相關(guān)政策資料顯示2008年國家頒布實施《高新技術(shù)企業(yè)管理辦法》，并于2016年頒布新版本并實施。本文根據(jù)其認(rèn)定條件，2008年到2015年符合2008年版認(rèn)定條件的企業(yè)和2016年到2019年符合2016年版認(rèn)定條件的企業(yè)取值為1，否則為0。

股權(quán)性質(zhì)（soe）。企業(yè)的實際控制為國有取值為1，民營取值為0。

企業(yè)所在地區(qū)（local）。公司當(dāng)年辦公地址為東部地區(qū)則取值為1，中部地區(qū)則取值為2，西部地區(qū)則取值為3。

政府補(bǔ)助（sub）。本文采用政府直接補(bǔ)助作為原始數(shù)據(jù)，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的平穩(wěn)性，將政府直接補(bǔ)助的總額取對數(shù)進(jìn)行相關(guān)研究。

3. 控制變量

考慮到其他因素對被解釋變量的影響，本文參考呂開劍等，2020[16]、張慧雪等，2020[17]和許玲玲，2019[3]等人的基礎(chǔ)上選取了研發(fā)投入（rd）、企業(yè)規(guī)模（size）、總資產(chǎn)收益率（roa）、財務(wù)杠桿（lev）、企業(yè)年齡（age）和企業(yè)成長性（growth）作為控制變量，還加入了評價企業(yè)營運能力的指標(biāo)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（operate）。

（三）研究模型

本文構(gòu)建以下模型對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗，模型（1）-模型（6）檢驗不同性質(zhì)企業(yè)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，模型（7）檢驗政府補(bǔ)助對不同性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。

patentit=β0+β1localit+β2subit+∑βk×controlsit+εit（1）

patentit=β0+β1soeit+β2subit+∑βk×controlsit+εit（2）

patentit=β0+β1tecit+β2subit+∑βk×controlsit+εit（3）

patentit=β0+β1localit×soeit+β2subit+∑βk×controlsit+εit（4）

patentit=β0+β1tecit×localit+β2subit+∑βk×controlsit+εit（5）

patentit=β0+β1soeit×tecit+β2subit+∑βk×controlsit+εit（6）

patentit=β0+β1subit+∑βk×controlsit+εit（7）

i代表企業(yè)，t代表年份，controls為控制變量，為了檢驗不同性質(zhì)企業(yè)的對企業(yè)創(chuàng)新的相互影響，分別引入企業(yè)所在地區(qū)和股權(quán)性質(zhì)、高新技術(shù)企業(yè)和企業(yè)所在地區(qū)、股權(quán)性質(zhì)和企業(yè)所在地區(qū)的交互項。

四、實證分析結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計分析

如表2描述性統(tǒng)計表所示，企業(yè)的專利授權(quán)數(shù)最大值為1008，而最小值為1，均值為66，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了137，這說明企業(yè)之間每年的創(chuàng)新產(chǎn)出具有較大差異。政府補(bǔ)助的均值和中位數(shù)均為17，且標(biāo)準(zhǔn)差僅為1.5，說明政府對不同上市企業(yè)進(jìn)行的補(bǔ)助較為平均，沒有特別大差異。高新技術(shù)企業(yè)均值為0.71，表明樣本中有71%的企業(yè)當(dāng)年符合《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)。股權(quán)性質(zhì)中位數(shù)為0.37，這表明樣本中有37%的企業(yè)為國有企業(yè)。企業(yè)所在地區(qū)的均值為1.4，中位數(shù)為1，這說明樣本中東部地區(qū)的企業(yè)占比較多。

（二）相關(guān)性分析

變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)如表3所示。企業(yè)所在地區(qū)和專利總量在1%水平上負(fù)向顯著，說明西部地區(qū)的創(chuàng)新績效低于中部和東部地區(qū)，初步支持了H1a。高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定與專利總量在1%水平上負(fù)向顯著。股權(quán)性質(zhì)和專利總量在1%水平上顯著。專利總量與政府補(bǔ)助在1%水平上顯著，即政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)企業(yè)專利數(shù)量的產(chǎn)出，初步支持H2。大多數(shù)其他控制變量都與專利總量在1%水平上正向或者負(fù)向相關(guān)，說明控制變量的選取較為合理。因為各變量之間的相關(guān)系數(shù)較低，所以本文認(rèn)為基本可以排除多重共線性的干擾。

（三）回歸分析結(jié)果

1. 企業(yè)性質(zhì)與創(chuàng)新績效

表4采用模型（1）-（6）并借助Stata13.1進(jìn)行回歸分析，得出以下結(jié)果。企業(yè)所在地區(qū)在1%水平上負(fù)向顯著，這說明西部地區(qū)的創(chuàng)新績效不如中部和東部地區(qū)，證了H1a。企業(yè)所在地區(qū)與股權(quán)性質(zhì)的交乘項為負(fù)向顯著，進(jìn)一步說明了西部地區(qū)的創(chuàng)新績效不如中部和東部地區(qū)。其原因可能是，西部地區(qū)大部分企業(yè)還處于發(fā)展中，技術(shù)投入較少。股權(quán)性質(zhì)1%水平上負(fù)向顯著，說明國有企業(yè)的創(chuàng)新績效不如民營企業(yè)，證實了H1b。高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定、高新技術(shù)企業(yè)與企業(yè)所在地區(qū)的交乘項和高新技術(shù)企業(yè)與股權(quán)性質(zhì)的交乘項對創(chuàng)新績效的影響結(jié)果都是顯著的，這說明高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新績效比非高新技術(shù)企業(yè)更好，驗證了H1c。同時說明了相較其他區(qū)地區(qū)，西部地區(qū)國有企業(yè)的創(chuàng)新績效更弱，國有高新技術(shù)企業(yè)和西部地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新績效更好。政府補(bǔ)助對創(chuàng)新績效的影響都顯著為正，說明了政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

控制變量方面，研發(fā)投入基本正向顯著，說明研發(fā)投入能夠促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出;企業(yè)規(guī)模和股權(quán)集中度全部正向顯著，說明企業(yè)規(guī)模的增加和第一大股東持股比例的提升對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出有明顯促進(jìn)作用;總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率部分正向顯著，說明企業(yè)的營運能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的提高是有一定作用的。而企業(yè)的資產(chǎn)凈利率、財務(wù)杠桿和企業(yè)的年齡大多為負(fù)向相關(guān)，這說明凈利潤越少，負(fù)債越少，成立年限越短的企業(yè)，創(chuàng)新績效越好。凈利潤少的原因可能是企業(yè)在研發(fā)方面投入較多資金提高了創(chuàng)新績效，導(dǎo)致凈利潤的減少。年輕的企業(yè)大多處于向成熟企業(yè)發(fā)展的過程中，提高創(chuàng)新才能向大規(guī)模發(fā)展，而年齡大的企業(yè)發(fā)展較為平穩(wěn)，創(chuàng)新的產(chǎn)出也較為平穩(wěn)。

2. 政府補(bǔ)助與創(chuàng)新績效

表5采用模型（7）進(jìn)行分析，全樣本下政府補(bǔ)助對專利總量正向顯著，說明在政府補(bǔ)助的影響下企業(yè)的創(chuàng)新績效是提升的，H2得到了驗證。控制變量方面，研發(fā)投入、企業(yè)規(guī)模與股權(quán)集中度也是促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的因素，而財務(wù)杠桿和企業(yè)成立的年限對企業(yè)的創(chuàng)新績效有負(fù)向促進(jìn)作用，這與表4結(jié)果基本相同，也對其他學(xué)者的研究結(jié)論進(jìn)行了進(jìn)一步的驗證。

3. 企業(yè)性質(zhì)、政府補(bǔ)助與創(chuàng)新績效

本文進(jìn)一步對不同性質(zhì)的企業(yè)進(jìn)行分類回歸。表5顯示，按企業(yè)所在地區(qū)分類，政府補(bǔ)助對東部、中部和西部企業(yè)的專利總量均為正向顯著，且西部企業(yè)的系數(shù)為14.072大于中部地區(qū)的11.165和東部地區(qū)的11.442，H3a得到了檢驗。其原因可能是相較于東、中部地區(qū)，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后，其自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平難以滿足企業(yè)創(chuàng)新所需的條件，因此西部地區(qū)的創(chuàng)新績效是不如東部和中部地區(qū)的，但在政府給予大量補(bǔ)助后，西部地區(qū)的企業(yè)有了足夠的資金進(jìn)行創(chuàng)新相關(guān)研究，創(chuàng)新的風(fēng)險和成本降低了，因此在政府補(bǔ)助的影響下西部地區(qū)的創(chuàng)新績效更好。按股權(quán)性質(zhì)分類，國有和民營企業(yè)同樣均在1%水平上顯著，但民營企業(yè)的顯著性系數(shù)小于國有企業(yè)，說明在政府補(bǔ)助的影響下國有企業(yè)的創(chuàng)新績效更顯著，驗證了H3b。按照高新技術(shù)企業(yè)的認(rèn)定分類，我們從表中可以看出，對于符合認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)，政府補(bǔ)助對專利總量影響顯著，而不符合認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)其結(jié)果不顯著，這說明政府補(bǔ)助對高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新績效作用更好，使H3c得到了驗證。控制變量方面，表5結(jié)果也與表4基本一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文利用負(fù)二項回歸對模型（1）-模型（7）再次進(jìn)行回歸以保證結(jié)果的穩(wěn)健性。根據(jù)表6的結(jié)果顯示，企業(yè)所在地區(qū)和股權(quán)性質(zhì)對專利總量的影響負(fù)向顯著，同時高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定和其與企業(yè)所在地區(qū)的交乘項都正向顯著。這表明H1部分的假設(shè)得到了檢驗，其結(jié)果都是穩(wěn)健的。表7的顯示，全樣本下政府補(bǔ)助對企業(yè)的創(chuàng)新績效正向顯著。所有地區(qū)政府補(bǔ)助對創(chuàng)新績效的影響都為正向顯著，且西部地區(qū)的系數(shù)最大;國有、民營企業(yè)都正向顯著，且國有企業(yè)的系數(shù)大于民營企業(yè);認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)結(jié)果顯著系數(shù)大于未認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)的顯著性系數(shù)，這與H2和H3部分的結(jié)論保值一致，驗證了其穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文選取2008年-2019年上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實證分析，研究不同性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新績效的差異，以及政府補(bǔ)助與不同性質(zhì)企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系。結(jié)果表明：（1）東部地區(qū)和中部地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新績效顯著高于西部地區(qū)的企業(yè);國有企業(yè)的創(chuàng)新績效落后于民營企業(yè);認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新績效更加顯著。（2）在政府補(bǔ)助的影響下企業(yè)的創(chuàng)新績效能夠顯著提高。（3）西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新績效在政府補(bǔ)助的影響下比東部和中部更顯著;高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新績效在政府補(bǔ)助的影響下比非高新技術(shù)企業(yè)更顯著;雖然實證結(jié)果顯示民營企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出優(yōu)于國有企業(yè)的，但在政府補(bǔ)助的影響下國有企業(yè)創(chuàng)新績效反而更好。

（二）對策建議

1. 本文通過對不同性質(zhì)企業(yè)的創(chuàng)新績效進(jìn)行比較，認(rèn)為政府應(yīng)當(dāng)更有針對性地進(jìn)行政府補(bǔ)助，雖然西部地區(qū)較東部和中部地區(qū)創(chuàng)新績效較差，但政府補(bǔ)助對西部企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用卻更加明顯，因此政府應(yīng)當(dāng)更有針對性地對西部地區(qū)進(jìn)行補(bǔ)助，縮小西部地區(qū)與中東部地區(qū)的差異，促進(jìn)地區(qū)間的均衡發(fā)展。

2. 在股權(quán)性質(zhì)的差異下，國有企業(yè)的創(chuàng)新績效沒有民營企業(yè)顯著，但在政府補(bǔ)助的影響下，國有企業(yè)創(chuàng)新績效的激勵效應(yīng)強(qiáng)于民營企業(yè)，因此政府部門應(yīng)當(dāng)持續(xù)保持對國有的補(bǔ)助力度，加強(qiáng)補(bǔ)助資金的監(jiān)管，保證補(bǔ)助資金真實投入研發(fā)創(chuàng)新，從而提升國有企業(yè)的創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率。同時維持民營企業(yè)的補(bǔ)助強(qiáng)度，促進(jìn)國有和民營企業(yè)的共同發(fā)展。

3. 無論有無政府補(bǔ)助的影響，非高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新績效都落后于高新技術(shù)企業(yè)。企業(yè)研發(fā)投入占比是符合高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定的關(guān)鍵條件，政府應(yīng)當(dāng)對非高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入方面進(jìn)行針對性的財政補(bǔ)助，讓非高新技術(shù)企業(yè)向高新技術(shù)企業(yè)轉(zhuǎn)化，促進(jìn)非高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

4. 本文證實了政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新績效，因此政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)利用好這項政策工具，加大對企業(yè)的補(bǔ)助，使企業(yè)繼續(xù)研發(fā)創(chuàng)新，但在此過程中政府也應(yīng)當(dāng)做好監(jiān)管措施，部分企業(yè)為了被認(rèn)定為高新技術(shù)企業(yè)從而得到更多的稅收優(yōu)惠與政府補(bǔ)助，有操控業(yè)績的可能性。因此在進(jìn)行補(bǔ)助的同時，政府應(yīng)當(dāng)監(jiān)察企業(yè)研發(fā)的真實狀況，這樣才能使創(chuàng)新績效更好更真實的產(chǎn)出。

參考文獻(xiàn)：

[1] Wolff M F. Federal Innovation Policy Can Help-And Hurt-Economy， Economists Say[J]. Research Technology Management， 2002，45（4）：2-3.

[2] 劉永松，王婉楠，于東平.高技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率評價及影響因素研究[J].云南財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2020，36（11）：100-112.

[3] 許玲玲.高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定、政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新[J].財會通訊，2019，（33）：51-55.

[4] 彭若弘，崔藤予.高新技術(shù)企業(yè)盈余管理、政府補(bǔ)助和研發(fā)投入[J].中國科技論壇，2020（11）：100-109.

[5] 蔣楠.高端制造業(yè)企業(yè)治理結(jié)構(gòu)與實質(zhì)性創(chuàng)新行為關(guān)系研究[J].統(tǒng)計與決策，2020，36（24）：179-183.

[6] 李玲，陶厚永.縱容之手、引導(dǎo)之手與企業(yè)自主創(chuàng)新——基于股權(quán)性質(zhì)分組的經(jīng)驗證據(jù)[J].南開管理評論，2013，16（3）：69-79+88.

[7] 楊海蘭，張立敏，李慧.股權(quán)性質(zhì)、技術(shù)創(chuàng)新與對外直接投資——基于中國制造業(yè)A股數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分析[J].亞太經(jīng)濟(jì)，2016，（4）：111-115.

[8] 曹琪格，任國良，駱雅麗.區(qū)域制度環(huán)境對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響[J].財經(jīng)科學(xué)，2014（01）：71-80.

[9] Michael Fritsch. Interregional Differences in R&D Activities—An Empirical Investigation[J]. European Planning Studies， 2000，8（4）：409-427.

[10] AdelekeOladapoBanwo and Jianguo Du and UchechiOnokala. The determinants of location specific choice： small and medium-sized enterprises in developing countries[J]. Journal of Global Entrepreneurship Research， 2017， 7（1）：1-17.

[11] G. Dosi and L. Marengo and C. Pasquali. How much should society fuel the greed of innovators？[J]. Research Policy， 2006， 35（8）：1110-1121.

[12] Elena Huergo and Lourdes Moreno.Subsidies or loans？ Evaluating the impact of R&D support programmes[J]. Research Policy， 2017， 46（7）：1198-1214.

[13] Albert Guangzhou Hu. Ownership， Government R&D， Private R&D， and Productivity in Chinese Industry[J]. Journal of Comparative Economics， 2001， 29（1）：136-157.

[14] 司訓(xùn)練，尚慧，孔祥超.政府補(bǔ)貼對新能源企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效的影響研究——以研發(fā)投入為中介變量[J].西安石油大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2020，29（1）：9-17.

[15] 汪海霞，王新.政府補(bǔ)貼與企業(yè)研發(fā)投入——所有制和政治關(guān)聯(lián)的聯(lián)合調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].會計之友，2019（14）：45-51.

[16] 呂開劍，孫慧.政府補(bǔ)助對企業(yè)創(chuàng)新績效影響的內(nèi)在機(jī)制——基于新能源企業(yè)的研究[J].科技管理研究，2020，40（06）：54-62.

[17] 張慧雪，沈毅，郭怡群.政府補(bǔ)助與企業(yè)創(chuàng)新的“質(zhì)”與“量”——基于創(chuàng)新環(huán)境視角[J].中國科技論壇，2020（03）：44-53.

[18] 夏玲.政府補(bǔ)貼對企業(yè)R&D投入的影響——基于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的實證分析[J].會計之友，2020（24）：132-137.

[19] 康志勇，劉馨.政府支持與市場競爭對企業(yè)創(chuàng)新績效的交互影響[J].研究與發(fā)展管理，2020，32（06）：66-77.

[20] 榮鳳芝，鐘旭娟.政府補(bǔ)助、研發(fā)投入與企業(yè)績效相關(guān)性的實證檢驗[J].統(tǒng)計與決策，2020，36（05）：161-165.

[21] 羅雪婷.政府補(bǔ)助對高技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率的影響研究——基于東中西區(qū)域的門檻分析[J].調(diào)研世界，2020（10）：33-41.

[22] 李萬福，杜靜，張懷.創(chuàng)新補(bǔ)助究竟有沒有激勵企業(yè)創(chuàng)新自主投資——來自中國上市公司的新證據(jù)[J].金融研究，2017，（10）：130-145.

[23] 蔣楠，鄭晨.政府補(bǔ)助是否促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入及實質(zhì)性創(chuàng)新？[J].中國注冊會計師，2020（01）：34-39.

[24] 顧群.政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新投入、創(chuàng)新模式的關(guān)系——來自科技型中小企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].財會月刊，2015（32）：74-76.