行業競爭性、政府獎助與技術創新

黃曉波，郭玲玲，孫靖宇，黃碩

(1.湖北大學 商學院,湖北 武漢430062；2.中國郵政儲蓄銀行 武昌支行,湖北 武漢 430010 )

一、引言

技術創新不僅是建設現代化經濟體系的戰略支撐，而且是高質量發展和全面建成小康社會的重要驅動力量。實現創新發展，既要靠“有為政府”，也要靠“有效市場”。但如何做到市場“有效”,政府“有為”?如何把市場這只“無形的手”和政府這只“有形的手”的積極作用充分地發揮出來？國內外理論界和實務界沒有形成一致的意見，沒有提出完善的、統一的政策主張，存在較多的分歧或問題。其中，包括但不限于以下分歧或問題。

第一，對于市場競爭如何影響技術創新，熊彼特和Arrow的看法完全相反。熊彼特(1990)[1]認為，壟斷性的大企業能夠承受高額研發費用的投入，可以消化掉創新失敗和推廣創新成果的市場成本。但Arrow(1962)[2]認為，企業的壟斷地位可能會削弱其創新動力，競爭性產業具有比壟斷產業更強的研發激勵。在境外，Connolly和Hirschey(2005)[3]、Gu(2016)[4]等研究發現，市場競爭可以促進技術創新，縮小企業之間的技術差距。但Ghosh等(2017)[5]研究表明，在激烈的競爭環境下，企業市場份額因創新失敗而縮減，從而會引起企業創新投入的下降。此外，少數研究發現，市場競爭與技術創新呈倒“U”形關系或“U”形關系。比如，Aghion等(2015)[6]認為，競爭一方面會增加來自創新的超額收益，另一方面又會弱化行業落后者的創新激勵，市場競爭程度與創新呈倒“U”形關系。而Liliana 和Sepulveda(2019)[7]發現市場競爭與技術創新呈“U”形非線性關系。在國內，較多的研究發現市場競爭與技術創新呈倒“U”形關系。比如，許國藝(2014)[8]、徐曉萍等(2017)[9]都發現，太弱或太強的競爭對技術創新的激勵效果均不明顯，只有適中的市場競爭會促進企業的技術創新。此外，少數研究發現市場競爭對技術創新具有正效應或負效應。比如，張杰等(2014)[10]認為市場競爭與技術創新存在正相關關系，但柯東昌(2012)[11]發現市場競爭與企業創新投入負相關。

第二，對于政府獎助如何影響技術創新，國外的研究發現可以分為四類，即激勵效應、擠出效應、替代效應和互補效應。國內的研究發現主要可以分為兩類，即激勵效應和擠出效應。Zuniga-Vicente等(2014)[12]在對 77 篇有關政府獎助與企業創新投入的文獻進行梳理后發現，約3/5的研究發現政府補助對研發投入具有激勵作用，約2/5的研究認為激勵效應不顯著，或者存在擠出效應。Lach(2002)[13]、Gonzalez和Pazo(2005)[14]、Lee和Cin(2010)[15]等研究了不同國家政府補助對企業研發投入的影響，結果都發現政府補助可以促進企業的研發投入。但Shrieves(1978)[16]、Wallsten(2000)[17]等研究發現，在得到政府的補助之后，企業的研發投入明顯減少，即政府補貼對企業研發投入存在擠出效應。此外，Lichtenberg(1984)[18]認為，政府補貼與研發投入的關系受計量方法和模型設定的影響。計量方法和模型改變后，政府補助與研發投入的關系也會發生變化，包括替代效應或互補效應。在國內，多數研究發現政府補助對研發投入具有激勵效應(朱斌和李路路，2014[19]；許治和師萍，2015[20]；鄒洋等，2016[21]；湯萱和謝夢園,2017[22]；余菲菲和錢超,2017[23]；郭玥,2018[24]；李香菊和楊歡,2019[25]；王釗和王良虎，2019[26])。同時，也有少數研究發現政府補助對研發投入具有擠出效應。比如，方文雷和何賽(2016)[27]研究發現，過高的政府補貼會抑制企業的研發投入。張彩江和陳璐(2016)[28]認為，政府補助不是越多越好，過高的政府補助會產生擠壓效應。

此外，如何把市場的自發調節和政府的自覺調控結合起來？國內外研究都很少涉及。在研究技術創新問題時，國內外學者很少同時考慮政府行為、市場行為及其相互關系。但這不僅是一個涉及政府與市場邊界劃分的重大理論問題，而且是一個影響企業技術創新效率和質量的現實問題。特別是在我國社會主義市場經濟條件下，在促進企業技術創新方面，如何發揮體制優勢，形成中國特色，值得探討。政府的財力總是有限的，政府能夠用于技術創新方面的獎勵、補助、稅收優惠等都是有限的。欲使有限的政府獎助在促進企業技術創新中的激勵作用最大限度地發揮出來，同時最大限度地抑制政府獎助對技術創新的擠出效應，應充分考慮行業的競爭性和企業的特性，抓住重點，而不能“撒胡椒面”。

本文針對上述問題進行理論分析和實證檢驗。結果發現，在不同的市場環境下，對于不同類型的企業,政府獎助對技術創新具有不同的影響。在促進企業技術創新方面，政府獎助和行業競爭性不是互補關系，而是相互替代,特別是在非國有企業。這意味著:第一,在競爭性比較強的行業,應充分發揮市場機制在促進技術創新中的作用,而不是依靠政府補助。第二，非國有企業大都處于競爭性行業，給予非國有企業的政府獎助無助于提高技術創新的力度和效率。與其給予非國有企業政府獎助，還不如把這部分政府財力節省下來，用于創造公平競爭的市場環境。在企業技術創新方面，政府的首要責任仍是創造和維護公平競爭的市場環境。因此，要調整或改變現行的政府獎助政策，將政府獎助集中用于非競爭性行業，以提高政府獎助的利用效率和加強激勵效果，從整體上提升全國各級各類企業的技術創新水平。

二、理論分析與研究假設

(一)關于行業競爭性與技術創新

適應需求、滿足需求是經商辦企業的基本法則，是企業的生存之本、發展之基和盈利之源。喜新厭舊是消費者的一種本性，價廉物美是消費者共有的偏好，更好、更便宜、更方便是消費者不變的追求。而要做到更好、更便宜、更方便，為消費者提供價廉物美的商品或服務，主要靠技術創新。

市場競爭是技術創新的重要驅動力，可以激勵企業持續地進行技術創新，不斷提高技術創新的力度、效率和質量。市場競爭對技術創新的激勵效應表現在以下方面：第一，生存威脅。在充分競爭的市場中，缺乏競爭力的企業會破產倒閉，被淘汰出局。根據波特(2005)[29]的競爭戰略理論，企業獲取競爭優勢、提升競爭力的戰略有三種，即差異化、成本領先和集中化。差異化意味著與眾不同，人無我有。只有通過技術創新，不斷地推出新的產品或服務，才能擁有差異化競爭優勢。從長期看，要降低成本，在行業中擁有低成本優勢，做到成本領先，也只能靠技術創新和管理創新。市場競爭形成的這種生存驅動力，可以緩解代理人與委托人目標函數不一致問題，提高企業經營管理者從事技術創新的積極性和主動性。第二，信息揭示。在競爭性市場條件下，各種信息充分公開，各種生產要素自由流動，可以大大緩解委托人與代理人之間的信息不對稱程度，為企業經營管理者的選擇、考核和評價、監督和激勵提供比較充分、可靠的依據。既有助于選賢任能，又有助于論功行賞，可以促使經營者更加注重研究與開發，激發經營者通過技術創新使企業發展得更快、更好，具有更長久的內在動力。第三，信譽激勵。不管是對于企業本身還是企業的經營管理者，市場競爭都可以提供一種信譽激勵，即促使企業注重信譽，促使企業經營管理者注重聲譽。而先進的技術、高效的管理是企業實力和競爭力的決定因素，也是企業信譽和經營者聲譽的基礎和源泉。

當然，市場競爭不是萬能的。在現實世界中，完全自由放任的市場經濟是行不通的。無限度的市場競爭會導致壟斷，造成資源配置效率下降和社會福利損失；產生外部不經濟、公共物品供應不足、技術創新力度下降、貧富差距擴大等一系列社會經濟問題，最終會導致市場失敗(Marshall，2014[30]；Pigou，2007[31])，特別是對于并非完全依賴財務資本，而是以人力資本為基礎的技術創新，不能任由市場支配和利益驅動。技術創新是一個漸進的過程，知識的積累、人才的儲備，以及道義的引領對于技術創新同樣重要。

基于以上理論分析，提出研究假設1(H1)。

H1：市場競爭與技術創新之間呈倒“U”形關系。即當市場競爭程度較低時，市場競爭對技術創新具有激勵作用；市場競爭超過一定限度之后，市場競爭對技術創新具有抑制作用。

(二)關于政府獎助與技術創新

完全競爭只是一種理想狀態，現實中的市場都是不完善的，存在市場失靈。第一，市場競爭的“自由”是相對的。市場競爭建立在法治的基礎上。市場競爭就像長江的流水，法治就像長江兩岸的堤壩。如果沒有堤壩的約束，長江就會變成洪水猛獸。正如布坎南所說，只有在法律和制度的約束下, 市場中追求利益最大化的行為才會產生出一種自然秩序。第二，市場主體的經濟活動具有外部性，包括正外部性和負外部性。在正外部性下，企業付出成本并獲得收益，而其他市場主體沒有付出成本也能夠受益。這可能導致企業有益的經濟行為減少。在負外部性下，企業的經濟行為使其他市場主體受損，但企業不用給予補償。這可能導致企業不利的經濟行為增加。第三，買賣雙方所擁有的信息總是不對稱的。在市場中進行交易時，交易雙方難以獲得充分的信息，因而無法實現市場均衡。通常賣方擁有信息優勢地位，可能利用這種信息優勢損害買方利益，獲得不合理利潤，形成檸檬市場，阻礙市場良性發展。第四，在市場中，公共物品也是必需品。但公共物品具有非競爭、非排他性等固有屬性，僅僅依靠市場的自發調節難以滿足社會需求。

市場失靈以及企業經濟活動的外部性決定了政府對經濟活動進行調控的必要性。技術創新具有正外部性，具體表現在以下三個方面：第一，技術創新可以產生新的產品和服務，形成規模經濟和范圍經濟，使人類的生產和生活變得更好、更便宜、更方便。第二，創新活動具有難以預估的高風險，企業要付出高昂的成本，技術創新的邊際私人成本大于邊際社會成本，邊際私人效益小于邊際社會效益。第三，通過復制或模仿創新成果，競爭對手可以獲得相同甚至更高的收益，但只需付出極低的成本。對于具有正外部性的技術創新，世界各國政府通行的做法是通過稅收優惠、補貼、獎勵等方式進行激勵，同時保護企業知識產權，以彌補企業研發活動的資金缺口，減輕外部性及市場失靈造成的經濟損失，消除技術創新的不確定性，從而降低企業的創新投入成本，激發企業的創新活力。

基于以上理論分析，提出研究假設2(H2)。

H2：政府補助對企業技術創新具有激勵作用。

(三)關于行業競爭性和政府獎助如何影響技術創新

劃分政府與市場的邊界，確定政府干預經濟活動的對象和范圍，對于市場的有序運轉和企業的穩定發展至關重要。我國社會主義市場經濟遵循的基本原則是，市場在資源配置中發揮基礎性作用，政府的主要職能是創造公平競爭的市場環境。只有在市場失靈的時候，以及企業經濟活動的外部性需要外力矯正的情況下，政府才能出手干預，消除企業經濟活動的外部性，使市場重回正常軌道。做到“市場有效”和“政府有為”，既有效率又有公平，兼顧眼前利益和長遠利益、局部利益和整體利益，在不斷發展生產力的同時持續地改善生產關系。

在行業競爭比較充分、公司治理比較完善、企業內部激勵約束機制比較有效的情況下，市場競爭具有的“生存威脅”“信息揭示”“信譽激勵”等功能會驅使企業持續地進行技術創新。企業不僅具有技術創新的內在動力，而且知道如何適應市場需求，做好技術創新。此時，政府不能干預企業的技術創新活動，不能通過補貼、獎勵、稅收優惠等政策對企業技術創新施加影響。否則，不僅不會取得預期的效果，而且可能使一些企業為了迎合政府，獲得補貼、獎勵或稅收優惠而進行沒有實質意義的所謂“創新”，造成創新行為扭曲，社會資源浪費，降低資源配置效率和資金使用效率，甚至產生“尋租”等腐敗問題，以及政府失靈。當然，對于會導致社會福利下降、市場競爭扭曲的壟斷行為，政府理應采取行政或法律手段進行干預，維護公平競爭的市場秩序。

在中國，非國有企業都處于競爭性行業，其經濟活動包括技術創新主要遵循市場規律，由市場調節。因此，政府不應進行干預或施加影響。對于處于競爭性不強行業的國有企業的技術創新活動，政府可以通過直接出資、持股等方式，以及各種獎助政策進行引導和調控。

基于以上理論分析，提出研究假設3(H3)。

H3：在促進企業技術創新方面，政府獎助和行業競爭性相互替代，特別是對非國有企業，即政府獎助與市場競爭的交互項對企業技術創新具有顯著的負面影響①。

三、實證研究設計

(一)變量的選擇及其計量

1.技術創新變量及其計量

技術創新變量(JS)包括研發投入占比(NNOV)和研發人員占比(NUM)。其中，研發投入占比=本年研發投入金額/本年營業總收入×100%；研發人員占比=本年研發人員的數量/本年公司總人數×100%。用“研發投入占比”進行回歸分析，用“研發人員占比”進行穩健性檢驗。

2.行業競爭性變量及其計量

行業競爭性變量(JZ)包括行業集中度的倒數(AS)和赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)。其中，“行業集中度的倒數”計算步驟如下：第一步，確定每年每個行業營業收入排名前三的公司；第二步，分別計算這3家公司營業收入占整個行業營業收入的比重；第三步，求前3家公司營業收入占比之和。這一數值越大，說明行業集中度越高，行業壟斷性越強；第四步，取倒數，變成正指標，即數值越大，說明行業競爭性越強。“赫希曼-赫芬達爾指數的倒數”的計算方法如下：首先計算一個行業中各企業營業收入占全行業營業收入總額百分比的平方和，再取倒數。用“行業集中度的倒數”進行回歸分析，用“赫希曼-赫芬達爾指數的倒數”進行穩健性檢驗。

3.政府獎助變量及其計量

政府獎助(BZ)包括政府補貼，以及稅收優惠。其中，政府補貼(GSUB)=本年政府補助/年末總資產；稅收優惠A(ETRA)=本年收到的各項稅費返還/(本年收到的各項稅費返還+本年支付的各項稅費)；稅收優惠B(ETRB)=當年名義稅率-當年實際稅率=25%-當期所得稅費用/當年稅前利潤總額=25%-(所得稅費用-遞延所得稅)/當年稅前利潤總額。

4.控制變量及其計量

選取以下控制變量：(1)公司規模(SIZE)，即公司總資產的自然對數；(2)股權集中度(TOP)，即前三大股東持股比例之和；(3)股權制衡度(PBCC)，即第二、第三大股東持股比例之和除以第一大股東持股比例；(4)高管薪酬激勵(MNG)，即高管薪酬除以全年營業收入×100；(5)資本結構(CS)，即年末長期負債除以年末所有者權益；(6)股權性質(STAT)。采用虛擬變量，國有企業為1，非國有企業為0。此外，還有年份(YEAR)和行業(INDS)。

上述變量的類型、名稱、計量方法、代碼等見表1。

表1 變量類型、名稱、計量方法和代碼表

(二)回歸模型

為了檢驗前面提出的研究假設，設定以下回歸模型(模型1)。

(模型1)

(三)樣本選擇、數據來源與數據處理

以2007—2018年中國滬、深兩市全部A股為研究對象，從國泰安數據庫(CSMAR)中獲取原始數據，再進行數據處理。在下載原始數據時，設定的條件如下：(1)在“股票市場”中選擇“上證A股”和“深證A股”。(2)依據2012年版的行業分類，選擇除金融業之外的其他18個行業。(3)所有樣本公司均為正常上市的公司，即不包括“ST、*ST、暫停上市、退市、三板市場”公司。其中，政府補助數據來源于政府補助明細科目。

利用EXCEL和STATA15.0對原始數據進行以下處理：(1)導出原始數據后，利用EXCEL計算和篩選出所需要的變量。(2)把存在缺失值的樣本刪掉。(3)利用STATA15.0對所有連續變量進行1%的縮尾處理。

四、實證檢驗結果

(一)描述性統計分析

變量的描述性統計分析結果見表2。從表2中可以發現：(1)樣本公司研發投入占營業收入的比例(NNOV)的平均值為4.8698，超過了世界上發達國家的平均水平4%，實現了從技術研發到技術創新的飛躍②。但最小值僅為0.06，最大值高達24.46，標準差為4.2873，說明樣本公司創新投入差別很大；樣本公司研發人員數量占比(NUM)的平均值為16.4476，標準差為13.3051，最小值為0.5100，最大值為68.0900。(2)樣本公司的行業集中度的倒數(AS)平均值為7.2785，標準差為2.8246，最小值為1.2100，最大值為9.3958；樣本公司赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)平均值為87.5034，標準差為44.6425，最小值為3.1520，最大值為128.5694。(3)樣本公司政府補助(GSUB)平均值為0.1590，標準差為0.2248，最小值為0.0002，最大值為0.4863；樣本公司的稅收優惠A(ETRA)平均值為0.1510，標準差為0.1946，最小值為0，最大值為0.3944；樣本公司的稅收優惠B(ETRB)平均值為0.0847，標準差為0.0245，最小值為0.0038，最大值為0.1291。

表2 描述性統計分析表

續表

(二)相關分析

變量的相關系數及其顯著性見表3。從表3中可以發現：(1)研發投入占營業收入的比例(NNOV)與行業集中度的倒數(AS)顯著負相關，相關系數為-0.077，在1%水平下顯著；與赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)顯著負相關，相關系數為-0.076，在1%水平下顯著。(2)研發投入占營業收入的比例(NNOV)與政府補助(GSUB)顯著正相關，相關系數為0.311，在1%水平下顯著；與稅收優惠A(ETRA)顯著正相關，相關系數為0.127，在1%水平下顯著；與稅收優惠B(ETRB)顯著正相關，相關系數為0.079，在1%水平下顯著。

此外，與研發投入占營業收入的比例(NNOV)顯著的變量還有公司規模(SIZE)、股權集中度(TOP)、股權制衡(PBCC)、資本結構(CS)和股權性質(STAT)，相關系數分別為-0.255、-0.115、0.113、-0.181、-0.173，都在1%水平下顯著。高管薪酬激勵(MNG)與研發投入占營業收入的比例(NNOV)沒有顯著關系，相關系數為-0.002，不顯著。

表3 相關分析表

(三)回歸分析

1.行業競爭性對技術創新的影響

行業競爭性對技術創新影響的回歸分析結果見表4。

表4 行業競爭性對技術創新回歸分析表

從表4中全部樣本回歸分析結果可以發現：第一，行業集中度的倒數(AS)與研發投入占營業收入比例(NNOV)的回歸系數為-1.0655，且在1%水平上顯著；行業集中度倒數的二次項(AS2)與研發投入占營業收入比例(NNOV)的回歸系數為0.0803，且在1%水平上顯著。這表明,行業集中度的倒數與技術創新呈“U”形關系。即當行業競爭程度較低時，市場競爭對技術創新具有抑制作用；當行業競爭超過一定限度之后，市場競爭對技術創新具有激勵作用。這與研究假設1不一致,反映出中國市場競爭環境的特殊性，即在企業或行業的初創期，不能依靠市場競爭去推動技術創新，而應主要依靠政府的扶持、激勵或“孵化”。隨著企業或行業的發展壯大，市場競爭對技術創新的激勵作用顯現出來之后，政府可以逐步減少對企業技術創新的直接扶持，而轉向維護公平競爭的市場環境，提高行業競爭性。

第二，國有企業樣本和非國有企業樣本回歸分析結果與全部樣本回歸分析結果一致,即行業集中度的倒數與技術創新呈“U”形關系。

為了確定“U”形曲線的拐點,分別采用全部樣本、國有企業樣本和非國有企業樣本，以研發投入占營業收入比例(NNOV)為被解釋變量、以行業集中度的倒數(AS)和行業集中度倒數的二次項(AS2)為解釋變量進行回歸分析，回歸結果見表5。然后，分別用研發人員數量占比(NUM)替換研發投入占營業收入比例(NNOV)、用赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)替換行業集中度的倒數(AS)進行穩健性檢驗，結果都是穩健的。利用表5中的數據,可以確定函數關系式、趨勢線及其頂點坐標，見表6。①利用全部樣本回歸得到的研發投入占營業收入比例(NNOV)和行業集中度的倒數(AS)的函數關系式是：NNOV=0.088AS2-1.1062AS+7.5587,是一條開口向上的拋物線，其頂點坐標是(6.2852,4.0823)，如圖1所示。②利用國有企業樣本回歸得到的研發投入占營業收入比例(NNOV)和行業集中度的倒數(AS)的函數關系式是：NNOV=0.0481AS2-0.3556AS+3.34,是一條開口向上的拋物線，其頂點坐標是(3.6965,2.6828)，如圖2所示。③利用非國有企業樣本回歸得到的研發投入占營業收入比例(NNOV)和行業集中度的倒數(AS)的函數關系式是：NNOV=0.1097AS2-1.4969AS+9.54,是一條開口向上的拋物線，其頂點坐標是(6.8227,4.4336)，如圖3所示。

表6 函數關系式、趨勢線及其頂點坐標

圖1 行業競爭性與技術創新(全部樣本)

圖2 行業競爭性與技術創新(國有企業)

圖3 行業競爭性與技術創新(非國有企業)

2.政府獎助對技術創新的影響

政府獎助對技術創新影響的回歸分析結果見表7。從表7中全部樣本回歸分析結果可以發現：①稅收優惠A(ETRA)與研發投入占營業收入的比例(NNOV)的回歸系數為2.4528，在1%水平上顯著。這表明，稅收優惠A(ETRA)對研發投入占營業收入的比例(NNOV)有顯著的正面影響，即稅收優惠對技術創新具有激勵作用。這與研究假設2一致。②政府獎助(GSUB)與研發投入占營業收入的比例(NNOV)的回歸系數為4.9590，且在1%水平上顯著。這表明，政府獎助(GSUB)對研發投入占營業收入的比例(NNOV)有顯著的正面影響，即政府獎助對技術創新具有激勵作用，這與研究假設2一致。③國有企業樣本和非國有企業樣本回歸分析結果與全部樣本回歸分析結果一致,即稅收優惠和政府獎助都對技術創新具有顯著正面影響，具有促進和激勵作用。

表7 政府獎助對技術創新的回歸分析表

3.行業競爭性和政府獎助對技術創新的交互影響

行業競爭性和政府獎助對技術創新交互影響的回歸分析結果見表8。從表8中可以看出：①稅收優惠A和行業集中度倒數的乘積項(ETRA×AS)與研發投入占營業收入的比例(NNOV)的回歸系數為-0.6878，且在1%水平上顯著，說明稅收優惠和行業競爭性的交互項對技術創新具有顯著的負面影響。②政府補助和行業集中度倒數的乘積項(GSUB×AS)與研發投入占營業收入的比例(NNOV)的回歸系數為-0.4824，且在1%水平上顯著，說明政府獎助和行業競爭性的交互項對技術創新具有顯著的負面影響。上述研究發現表明，政府獎助和行業競爭性相互替代。這與研究假設3一致。

從表8中還可以發現：非國有企業樣本回歸分析結果與全部樣本回歸分析結果一致。但在國有企業樣本回歸分析結果中，稅收優惠A和行業集中度倒數的乘積項(ETRA×AS)對研發投入占營業收入的比例(NNOV)沒有顯著影響。

表8 行業競爭性和政府獎助對技術創新交互影響回歸分析表

(四)穩健性檢驗

1.市場競爭對技術創新回歸分析結果的穩健性檢驗

(1)替換被解釋變量

將被解釋變量研發投入占營業收入的比例(NNOV)替換為研發人員數量占比(NUM)，對市場競爭如何影響技術創新回歸分析結果的穩健性進行檢驗，結果見表9。通過與表4進行對照可以發現，解釋變量系數的符號和顯著性水平沒有變化，說明回歸分析結果是穩健的。

表9 市場競爭對技術創新回歸分析結果的穩健性檢驗(替換被解釋變量)

(2)替換解釋變量

將解釋變量行業集中度的倒數(AS)替換為赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)進行穩健性檢驗。結果見表10。通過與表4進行對照可以發現，除了國有企業樣本中赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)的回歸系數變得不顯著之外，其他解釋變量系數的符號和顯著性水平沒有變化，說明回歸分析結果是比較穩健的。

表10 市場競爭對技術創新回歸分析結果的穩健性檢驗(替換解釋變量)

2.政府獎助對技術創新回歸分析結果的穩健性檢驗

(1)替換被解釋變量

將被解釋變量研發投入占營業收入的比例(NNOV)替換為研發人員數量占比(NUM)，對政府補助如何影響技術創新回歸分析結果的穩健性進行檢驗，結果見表11。通過與表7進行對照可以發現，除了國有企業樣本中稅收優惠A(ETRA)回歸系數的顯著性從1%變為10%之外，其他解釋變量系數的符號和顯著性水平沒有變化，說明政府獎助對技術創新回歸分析結果是穩健的。

表11 政府獎助對技術創新回歸分析結果的穩健性檢驗(替換被解釋變量)

(2)替換解釋變量

將解釋變量稅收優惠A(ETRA)替換為稅收優惠B(ETRB)，對政府獎助如何影響技術創新回歸分析結果的穩健性進行檢驗，結果見表12。通過與表7進行對照可以發現，解釋變量系數的符號和顯著性水平沒有變化，說明回歸分析結果是穩健的。

表12 政府獎助對技術創新回歸分析結果的穩健性檢驗(替換解釋變量)

續表1

續表2

3.政府獎助和市場競爭對技術創新回歸分析結果的穩健性檢驗

(1)替換被解釋變量

將被解釋變量研發投入占營業收入的比例(NNOV)替換為研發人員數量占比(NUM)，對政府獎助和市場競爭如何影響技術創新回歸結果的穩健性進行檢驗，結果見表13。通過與表8進行對照可以發現，除了非國有企業樣本回歸分析結果中的稅收優惠A和行業集中度倒數乘積項(ETRA×AS)的回歸系數變得不顯著之外，其他變量系數的符號和顯著性水平沒有變化，說明政府獎助和市場競爭對技術創新回歸分析結果是比較穩健的。

表13 政府獎助和市場競爭對技術創新回歸結果的穩健性檢驗(替換被解釋變量)

續表

(2)替換解釋變量

將解釋變量稅收優惠A(ETRA)替換為稅收優惠B(ETRB)、行業集中度的倒數(AS)替換為赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)進行穩健性檢驗，結果見表14。通過與表8進行對照可以發現，稅收優惠B(ETRB)和赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)交叉項(ETRB×HHI)的回歸系數符號仍都為負，但顯著性水平發生了較大變化。其中，在全部樣本和非國有企業樣本回歸分析結果中，稅收優惠B(ETRB)和赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)交叉項(ETRB×HHI)回歸系數的顯著性水平從1%變成了10%,說明回歸分析結果比較穩健。但在國有企業樣本回歸分析結果中，稅收優惠B(ETRB)和赫希曼-赫芬達爾指數的倒數(HHI)交叉項(ETRB×HHI)回歸系數的顯著性水平從1%變成不顯著，說明回歸分析結果不夠穩健。

表14 政府獎助和市場競爭對技術創新回歸結果的穩健性檢驗(替換解釋變量)

續表

五、研究結論與政策建議

(一)研究結論

以2007—2018年上海證券交易所和深圳證券交易所A股非金融類上市公司為研究對象,把研究樣本分為國有企業和非國有企業，對行業競爭性和政府獎助如何影響技術創新進行理論分析和實證檢驗。結果發現:(1)把行業競爭性與政府獎助分開來看,無論是對國有企業還是非國有企業,行業競爭性與技術創新都呈“U”形關系。即當行業競爭程度較低時，市場競爭對技術創新具有抑制作用；當行業競爭超過一定限度之后，市場競爭對技術創新具有激勵作用;稅收優惠和政府獎助都對技術創新具有顯著的正面影響，具有促進和激勵作用。(2)把行業競爭性與政府獎助結合起來看,不管是稅收優惠還是政府獎助都與行業競爭性相互替代,即行業競爭性較強時,稅收優惠和政府獎助都對技術創新具有顯著的負面影響。特別是對于處于競爭性行業的非國有企業，這種負面影響更為顯著。

(二)政策建議

上述研究發現表明，對于中國上市公司，在推動技術創新方面，政府和市場的合力還沒有充分體現出來。基于本文的理論分析和實證檢驗，提出以下政策建議。

第一，行業競爭性與技術創新“U”形曲線的拐點分部是6.2852和4.0823，而我國行業競爭性的均值為7.2785，即已經越過了拐點，進入了“U”形曲線的右邊區間。這意味著，從總體上看，進一步增強行業競爭性有助于技術創新。因此，各級政府應進一步優化市場環境，加強市場監管，維護市場秩序；消除各種阻礙生產要素在行業之間流動的障礙，實現行業之間的充分競爭，以及生產要素的自由流動；加大反壟斷的力度和對壟斷行為的處罰強度。

第二，對于中國上市公司，不管是對國有企業還是非國有企業，政府獎助都是推動技術創新的重要因素，在技術創新中發揮了積極作用。因此，應進一步加大政府獎助對技術創新的支持力度，充分發揮政府獎助對技術創新的激勵作用。但政府在制定有關技術創新的獎助和稅收優惠政策時，必須充分考慮行業的競爭性以及企業的性質，有區別、有差異，重點是非競爭性行業的國有企業，并根據市場競爭環境的變化，不斷調整政府獎助的對象和力度。在市場經濟條件下，企業的技術創新主要靠市場去引導和推動。一旦市場競爭這只“無形的手”已經具備了引導和推動技術創新的能力，政府就應該縮回“有形的手”，致力于維護良好的市場競爭環境，對有損市場競爭環境的行為進行監管和打擊，從而實現“有為政府”和“有效市場”的有機結合。

注 釋：

① 行業壟斷可能削弱行業的競爭性，也可能使寡頭之間的競爭變得更加激烈，從而造成社會福利損失。對此，政府應采取行政或法律手段進行干預。本文研究的政府獎助主要關注政府的經濟政策對企業技術創新的影響，沒有考慮這種應由行政或法律手段規范的壟斷行為。

② 根據國際通行標準，當研發投入占銷售收入的比例(研發強度)超過2%時，企業的創新活動就從技術研發階段躍升到了技術創新階段。