政府創新資助對戰略性新興企業技術創新投入的中介效應

高粼彤 田啟波 孟霏

內容提要：本文選取2009-2019年中國戰略性新興產業上市企業數據，引入中介變量融資約束，檢驗政府創新資助對企業技術創新投入的中介渠道，并考察產品市場競爭和產權性質對融資約束中介渠道的調節效應。研究結果顯示：融資約束在政府創新資助與企業技術創新投入關系中發揮局部中介效應，即政府創新資助可通過紓解融資約束促進企業增加技術創新投入;產品市場競爭正向調節融資約束的中介效應，即產品市場競爭越激烈，融資約束的中介效應越強;產權性質負向調節融資約束的中介效應，即企業屬國企時，融資約束的中介效應越弱;產品市場競爭程度平緩時兩者關系呈倒U型;企業屬非國企時兩者關系呈倒U型。

關鍵詞：政府創新資助;融資約束;中介效應;技術創新投入

中圖分類號：F812??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2022）04-0085-12

收稿日期：2021-10-28

作者簡介：高粼彤（1994-），女，黑龍江雞西人，深圳大學中國經濟特區研究中心博士研究生，研究方向：技術創新;田啟波（1965-），男，湖南常德人，深圳大學中國經濟特區研究中心教授，博士生導師，法學博士，研究方向：生態文明與可持續發展;孟霏（1991-），本文通訊作者，男，河南新鄉人，深圳大學中國經濟特區研究中心博士研究生，研究方向：企業創新。

基金項目：國家社會科學基金后期資助項目，項目編號：18FJL012;深圳大學研究生創新發展基金項目，項目編號：PIDFP-RW2019008。

一、引言與文獻綜述

中國經濟正處于新舊動能轉換的攻關期，經典“勞動力+資源”雙驅動粗放型增長模式亟待轉變，創新驅動成為經濟增長的新引擎。創新活動具有無法預知性、正外部性等特殊屬性，政府創新資助作為世界各國政府打破創新活動桎梏的常態化政策之一，是糾正市場失靈、緩解企業研發資金不足的重要手段。因此，如何利用政府創新資助引導企業煥發創新活力，是“新常態”下亟待探討的重要問題。

有關政府創新資助對企業技術創新投入的效應，學界尚存分歧，主要包括三類觀點：一是促進效應。政府創新資助能夠以資金供給方式彌合研發成本，分攤研發風險，增強企業創新信心[1-2];創新資助的信號引領作用能夠降低社會投資者因信息不對稱引致的項目研判偏離程度，更多社會資本跟進，有助于企業拓寬外部籌資渠道，從而激發企業增加創新投入[3-4]。二是抑制效應。政府創新資助作為低成本優勢資源，可能誘使企業養成尋租獲利慣性，而高昂的尋租費用會擠占企業生產性研發投資資源[5];政府在遴選資助對象時易出現選擇性偏誤，即受資助企業本身具備扎實的研發根柢，無須再投較多資金亦可達成預期成效，更愿意將多余資金投向其他活動，如抵消稅費支出[6];企業“策略性”迎合行為會擠出實質性創新投入，導致創新資源誤置[7]。三是促進與抑制效應同存。政府創新資助存在一個閾值，低于閾值促進效應大于抑制效應，但逾越閾值后則呈反作用，即兩者呈倒U型關系[8-9]。此外，當處于內外部不同情境下，受政府創新資助后企業技術創新投入呈異質性。情境條件包含企業規模[10]、生命周期[11]、產權性質[12]和所屬地區[13]等。

已有文獻豐富了相關理論和研究基礎，但仍有拓展空間。本文選取2009-2019年中國戰略性新興產業上市公司作為研究對象，考察政府創新資助對戰略性新興企業技術創新投入的中介效應。邊際貢獻如下：一是增補微觀層面數據支撐的實證結論。結合中國國情研究符合當今時代背景，可為戰略性新興企業領域研究增添新的經驗證據。二是拓寬政府創新資助與企業技術創新投入傳導機制研究。引入融資約束中介變量，構建“政府創新資助—融資約束—企業技術創新投入”渠道具有一定學理價值。分析在產品市場競爭和產權性質調節下融資約束的中介效應，能進一步檢驗不同產品市場競爭和產權性質情境下政府創新資助對企業技術創新投入的倒U型關系，拓展了研究深度。

二、理論分析與研究假設

本文理論分析框架如圖1所示。

（一）融資約束的中介效應

政府創新資助可通過“成本補償”“風險分攤”“彌補正外部”“認證”等效應，促進戰略性新興企業技術創新投入。其效應主要表現在：

第一，成本補償效應。根據資源補償理論，創新項目在首倡及延續過程中需投入大量資金和人才等創新資源。尤其對研發能力較差的企業而言，往往較難克服項目初期資金短缺等問題，且創新活動收益期較長，企業難以短期內憑借產品市場化達成資金回籠。政府扶持資金作為直接性經濟補償，可用于購買研發設備、引進科研人才，意味著企業以較低成本獲得更多研發資金，從而夯實企業創新活動的財力根柢。

圖1?理論分析框架

第二，風險分攤效應。技術創新具有高度不確定性，加之市場發展空間不可預知，企業創新決策須事先評估成本與收益，風險規避型企業往往不愿選擇激進冒險的創新策略，進而與發展良機失之交臂。政府創新資助能夠為企業研發活動擔負一定風險，從而有效降低企業創新的“試錯成本”。

第三，彌補正外部效應。根據市場失靈理論，創新產生知識具有技術外溢效應，加之受知識產權法律保護不力等因素影響，企業研發成果易遭競爭對手低成本“掠奪”，導致外部企業“搭便車”，使創新者無法獨享創新收益，降低企業內在研發動力。政府創新資助可彌補企業因技術外溢造成的利潤損失，彌合研發私人收益與社會最優水平間的差額，有效糾正了市場失靈所導致的創新扭曲現象。

第四，認證效應。根據信號傳遞理論，企業與社會投資者間信息非對稱性被認為是阻滯企業吸引外部投資的關鍵因素。企業研發涉及許多技術細節，基于防范模仿者，企業會嚴格控制信息外泄，社會投資者對研發項目信息知之甚少，難以對高技術、高風險研發項目本身的優劣與預期收益做出科學決策，社會投資者對企業研發項目往往更為審慎。此時，需要政府扮演中介角色，發揮官方“認證效應”，間接減少社會投資者的調研成本，降低社會投資者因信息不對稱引致的項目研判偏離程度，拓寬企業外部籌資渠道。

此外，政府創新資助可通過“增加內源融資”和“紓解外源融資約束”沖抵企業融資約束。一方面，根據資本結構理論，企業創新融資渠道主要包含內源（將自身蓄積轉為投資）和外源（將募集資金轉為自身投資）資金融資兩種方式。根據“啄食”次序理論，信息不對稱和高融資成本約束了企業外源籌資行為，而內源融資無須與投資者簽訂契約，成本相對低廉，自主性較強，備受企業決策者青睞。政府創新資助作為直接扶植性經濟補償，可通過“成本補償”“風險分攤”和“彌補正外部”等效應提升企業內源融資能力。另一方面，融資約束核心在于社會投資者因信息不對稱無法科學研判企業價值。企業研發需投入大量創新資源，且收益期較長，一旦涉及資金龐大的項目，企業單憑內部融資難以滿足創新高額的資金需求，導致資源配置扭曲，甚至被迫放棄良好的投資契機，此時企業亟須通過外部市場尋求融資以紓解資金壓力。政府創新資助能夠向外界釋放“認證”信號來紓解企業外部融資約束，帶動更多社會資本跟進。

有研究表明，融資約束能夠抑制企業技術創新投入[14]。主要原因如下：一是信息不對稱。企業研發涉及許多技術細節機密，“復制行為”弱化了企業研發信息披露動機，社會投資者對研發項目信息知之甚少，自然對企業研發項目秉持謹慎態度。二是研發成果難以用于抵押貸款。企業研發成果多以“緘默知識”形式蘊藏在人力資本中或以專利形式表露而無法全部顯化和商業化，銀行等債權人更愿將有形資產作為貸款擔保，企業難以將此類無形資產進行抵押貸款，加之研發收益具有高度不確定性，增加了外源融資難度。三是無法保障債權人權益。債務償還需平穩的現金流，企業研發面臨技術藩籬、人才流失等風險，難以短期內憑借產品市場化達成資金回籠，意味著短期內無法保障債權人權益，導致企業更難獲取外源資金支持。

據此，本文提出假設H1：政府創新資助通過紓解融資約束，進而促進戰略性新興企業技術創新投入，即融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入間發揮中介效應。

（二）產品市場競爭的調節效應

根據產業組織理論，產品市場競爭作為一種有效的外部治理機制，會對企業利益相關者行為發揮關鍵作用。因此，不同競爭態勢下融資約束的中介渠道可能呈迥異效應。本文預期產品市場競爭與融資約束的交乘項，會對戰略性新興企業技術創新投入具有重要影響。理論分析如下：

第一，產品市場競爭通過壓力機制起調節效應。股東與管理層齟齬是企業投資決策考量的主要因素之一。根據破產清算威脅假說，高競爭環境企業迫于破產清算壓力，會竭盡所能提高信息披露質量，加之企業間產品同質性較高，在成本、利潤水平等業績指標方面趨于一致，股東可多維度對比披露信息，在謀求企業長久發展的壓力下，其擁有強烈的動機監督高管對受托責任的踐諾。出于維系自身聲譽考量，高管將降低攫取私益動機，從而加倍努力改善經營效率，將更多的資源傾斜至創新活動，避免因管理不善而受到諸如薪酬損失或免職等懲罰。因此，產品市場競爭能夠優化企業內部治理環境，減少管理者漁利舞弊行為。

第二，產品市場競爭通過資源機制起調節效應。根據競爭優勢理論，高競爭環境行業進入壁壘較低，企業面臨潛在進入者或固有競爭對手的“捕食”威脅更大，壓縮了企業盈利空間。在市場競爭“適者生存”法則沖擊下，為避免喪失原有市場份額，企業迫切需要通過技術創新來化被動防守為主動競爭，形成新型競爭優勢。面對較高的融資約束，企業對外部籌資的需求更加急迫，會有更大動力尋求各種可行方式來應對產品市場競爭引致的經營風險。根據風險策略假說，當企業面臨的風險較大時，為規避風險，其通過向外界傳遞良好市場信譽和品牌形象的信號，有助于打破企業與社會投資者間的信息壁壘，從而贏得社會投資者信任感。可見，產品市場競爭不僅能夠優化企業內部治理環境，減少管理者漁利舞弊行為，更有助于打破企業與社會投資者間的信息壁壘，帶動更多社會資本跟進。

據此，本文提出假設H2：產品市場競爭對融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入間具有中介調節的正向效應，即產品市場競爭越激烈融資約束中介效應越強。

（三）產權性質的調節效應

在中國特色的制度背景下，產權性質決定了企業自身資源稟賦、委托代理模式等，會影響企業創新決策[15]。因此，不同產權性質下融資約束的中介渠道可能呈迥異的作用機理。本文預期產權性質與融資約束的交乘項對戰略性新興企業技術創新投入具有重要影響。理論分析如下：

第一，產權性質通過壓力機制起調節效應。國有企業相比非國企在資源籌措方面更具優勢，國企可利用政府“隱性庇護”減少融資成本。當國企陷入資金窘境時，政府、銀行等會給予一定信貸和資金傾斜，保障其投資、經營等活動，即便社會總體經濟形勢不景氣時，國企往往也能保證經營活動的順利進行，松弛的生存壓力致使國企缺乏足夠熱情開展創新活動。對非國企來說，往往面臨“產權性質歧視”，不具備國企在資源配置格局中的“先天產權優勢”，較難取得政府扶持與信貸資源，常受融資約束煩擾而需自擔經營風險。面對“白熱化”的市場競爭，非國企管理層更具危機意識，即便融資約束程度有所增加，非國企高管仍會挖空心思尋求解決途徑促進企業發展，因而非國企研發創新動力更強。

第二，產權性質通過晉升機制起調節效應。一般來說，國企在一定程度上肩負著“降低失業率”“穩定社會”等宏觀政治性職能，其高管大多為行政任命制，職位升遷要考察企業經濟、政治和社會等目標，使其無法專注提高企業經濟績效。創新項目需投入大量資金、人才等創新資源，且結果無法預知，國企高管只好追求任內經營業績穩定，對長期利潤的追求動機較弱，自然不會對收益期較長的創新活動給予高度關注，其創新投資決策更偏風險規避型。加之國企第一大股東為“政府”，行政化色彩濃重，存在著“缺位”現象。根據理性經濟人假設，政府官員對高管行為的監管效果有限，可能致使高管攫取企業利益換取私人收益，舍棄投資高風險的創新項目。對非國企來說，其資本大多為私人所有，首要目標是追求利潤最大化，高管選聘往往以市場化為導向，其危機意識更強。

據此，本文提出假設H3：產權性質對融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入間具有中介調節的負向效應，即當企業為國企時融資約束中介效應越弱。

三、實證分析

（一）樣本選取及數據來源

2007年新會計準則推行后，政府資助和企業研發數據統計口徑產生變動，恰逢2008年爆發全球金融危機。為規避上述特殊事件，本文以2009-2019年中國滬深A股戰略性新興產業上市公司數據作為研究樣本。因戰略性新興產業多為跨行業公司集合，現行缺乏較為權威的政策文件對所屬子行業進行微觀層面細化，故本文參照劉亭立等（2020）[16]的研究，匹配《“十二五”戰略性新興產業發展規劃（2012）》等分類政策文件，根據主營業務收入占比20%以上產品所屬行業識別聚類樣本企業所屬子行業（節能環保、新一代信息技術、生物、高端裝備制造、新能源、新材料和新能源汽車）。為提升樣本可測精度，本文對原始數據做如下處理：剔除樣本期內被ST、*ST、PT處理的財務狀況異常企業;剔除未披露研發資金投入、政府資助或兩者發生額為零，以及相關財務數據嚴重缺漏的企業;為減輕偶然因素（離群值）擾動，對所有連續變量按照1%水平進行兩端截尾處理。最終，遴選出1047家樣本企業共含11517個觀察值，數據主要源于Csmar數據庫，部分缺失數據輔以上市企業年報人工核驗填補。

（二）變量測量與說明

1被解釋變量：企業技術創新投入（rd_f）。研發活動需投入大量資金，企業只有在獲取收入的基礎上才愿意開展創新，借鑒蔣樟生等（2021）[17]的研究，本文選取研發投入金額與營業收入比值作為技術創新投入強度的代理變量。

2解釋變量：政府創新資助（sub_inn）。政府資助數據源自企業年報（財務報表附注數據）。現有文獻多采用政府資助金額、與營業收入比值、與總資產比值描繪政府創新資助強度，但其指標中政府資助名目繁雜，包括產品技術升級等創新類資助項目，以及納稅大戶獎勵、崗位補助和社保補助等非創新類資助項目。相比創新類資助目的明確（如企業創新的現金獎勵），非創新類資助的主要作用之一是幫助企業渡過經營困境或滿足監管部門所規定的硬性標準，且資助金額較大，將其納入可能致使研究結論偏誤。因此，本文剝離非創新資助對研究結論的干擾。具體篩選步驟借鑒郭玥（2018）[18]的做法，采用“文本分析法”手工查詢屬于創新范疇項目，并統計匯總得出每家企業創新資助總額。遴選準則：①戰略性新興產業特有名詞，如“電子芯片”“霉素”等;②創新成果，如“專利”“版權”等;③技術創新，如“創新”“研發”等;④人才及技術合作，如?“巨人計劃”“產學研”等;⑤政府支持政策，如“火炬計劃”“小巨人”等。借鑒李園園等（2019）[19]的研究，本文采用總資產標準化后的創新資助表征創新資助強度。

3中介變量：融資約束（fc）。鑒于SA指數計算過程不含財務杠桿率等內生性財務類變量，可一定程度規避內生性融資變量擾動。盧太平等（2014）[20]的研究表明，采用相對外生企業規模與年齡變量構造的SA指數度量中國上市公司融資約束程度較為客觀。

SA=-0737×size+0043×size2-0040×age

式中，size為企業規模（單位：百萬元）自然對數，age為企業年齡。SA指數為負值，絕對值越大代表融資約束程度越高。

4調節變量：產品市場競爭（hhi）和產權性質（soe）。借鑒胡令等（2020）[21]做法，本文采用赫芬達爾指數作為產品市場競爭的替代變量，公式為：HHI=∑[DD（]n[]i=1[DD）]（Xi/X）2，式中，Xi為企業i營業收入，X為行業整體營業收入，n為行業企業數量。HHI指數越趨近零，意味著產業內同等規模企業越多，每個企業占有的市場份額較少，競爭程度越激烈。同時，按照企業實際控股股東類型，本文設置啞變量產權性質（soe），將國企賦值為1，否則為0。

5控制變量：為規避相關因素缺失致使估計結果偏誤，參照同類研究成果[11，22]，本文還納入一些可能影響企業技術創新投入的因素作為控制變量。

（1）盈利能力（roa）。采用凈利潤與平均資產總額比值表征。企業研發活動風險客觀存在，外部籌資較為不易，主要依靠自有資金支撐，能否盈利體現企業抵御風險能力，對企業續存并進行研發創新具有重大影響。理論上來說，企業盈利能力越強，研發投入所受的財務約束越少，會有更充盈的資金用于研發，從而形成互動發展的良性循環。

（2）財務杠桿（lev）。采用總負債與總資產比值表征。創新作為高風險活動，需要松弛的財務環境作其后盾才能付諸實施。一般而言，過高的財務杠桿會增大企業營運風險，加劇企業資金約束，致使企業研發投入更為謹慎。

（3）成長能力（tobinq）。采用托賓Q比率表征。一般來說，成長能力較強的企業未來獲得現金的持續能力越強，更有動力進行研發創新，搶占市場份額。

（4）兩職合一（dual）。采用董事長與CEO是否兼任的啞變量表征，是賦值為1，否賦值為0。根據管家理論，兩職合一可使企業最高決策權集于一人之手，減弱了CEO和董事長間的信息溝通成本，避免兩者角色矛盾而引發內耗，保證最高決策者充分掌控企業內部的資源配置和收益，促使研發項目得以快速實施，對研發投入具有促進作用。

（5）獨立董事占比（indep）。采用獨立董事人數與董事會總人數比值表征。一般來說，獨立董事既可有效緩解企業創新過程中的不確定性，又能為企業提供專業性經驗，帶動內部董事學習更多知識技能，為企業創新決策提出更富價值的參考。

（6）經營現金流（cash）。采用經營現金流量凈額與營業收入比值表征。內部現金流往往是企業研發投入決策的首要考量因素。

（7）股權集中度（cr）。采用前十大股東持股比例之和表征。根據委托代理理論，相較小股東對待創新傾向“搭便車”的態度，大股東的利益與企業利益更趨于一致，有動機督促經營者關注企業長期發展，有利于企業開展創新活動。

此外，為控制年份和行業效應對研究結論的潛在影響，本文分別引入年度（year）和行業（ind）啞變量至回歸模型中。變量具體定義見表1。

（三）模型設計

為檢驗假設H1，即融資約束是否在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入之間發揮中介效應，參考溫忠麟等（2014）[23]的中介作用檢驗程序（圖2），設計模型如下：

rd_fit=α0+α1sub_innit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（1）

fcit=β0+β1sub_innit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（2）

rd_fit=φ0+φ1sub_innit+φ2fcit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（3）

式中，i代表企業;t代表年份;rd_f為企業技術創新投入;sub_inn為政府創新資助;fc為融資約束;controls為控制變量;ε為隨機擾動項;下同。

為檢驗假設H2-H4，即產品市場競爭和產權性質對融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入關系間的中介作用是否發揮調節作用（調節后半路徑），參考溫忠麟等（2012）[24]的有調節的中介作用檢驗流程，設計模型如下：

rd_fit=a0+a1sub_innit+a2Mit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（4）

fcit=b0+b1sub_innit+b2Mit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（5）

rd_fit=c0+c1sub_innit+c2Mit+c3fcit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit?（6）

rd_fit=d0+d1sub_innit+d2Mit+d3fcit+d4fcit×Mit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（7）

式中，M表示調節變量，包含產品市場競爭（hhi）和產權性質（soe）。有調節的中介效應檢驗流程（調節后半路徑）：依次檢驗模型（4）系數a1、模型（5）系數b1、模型（6）系數c3和模型（7）系數d4，若系數a1、b1、c3和d4均顯著，則證明融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入關系間的中介作用受調節。若依次檢驗未能通過，考慮采用Bootstrap法進行區間檢驗。

（四）描述性統計

樣本描述性統計，見表2。可以看出：rd_f均值為00488，即企業研發投入占營業收入均值為488%，這一數字略高于潘海英等（2019）[25]的統計結果（425%），與盧馨等（2018）[26]的統計結果相一致（488%）。根據歐盟統計標準，研發投入強度高于5%、低于2%分別代表創新水平較高（擁競爭優勢）與較低（維系生存）。

實證結果表明：中國戰略性新興企業研發投入強度居中上水平，與發達國家仍然存在一定差距;rd_f中位數（00373）小于均值（00488），表明樣本中存在創新能力出色的企業;rd_f極差（02756）反映企業間研發投入強度差異較大;sub_inn均值為02599，即政府創新資助占企業總資產的均值為026%，該數字略高于王維等（2017）[27]的統計結果（025%）;sub_inn中位數（01182）小于均值（02599），表明樣本中有受政府創新資助力度較大的企業;sub_inn極差為22213，表明企業間政府創新資助強度差距較大。

（五）相關性檢驗

相關系數矩陣，見表3。可以看出：在相關系數矩陣主要研究變量中，sub_inn與rd_f呈顯著正相關關系（Coef=02078，P<001）;sub_inn與fc呈顯著負相關關系（Coef=01540，P<001），因SA指數為負值，絕對值愈大融資約束程度愈高;fc與rd_f呈顯著負相關關系（Coef=00986，P<001）。因此，初步驗證假設H1。大多變量間存在顯著相關關系且相關程度較低，說明共線性可能性較弱;方差膨脹因子（VIF）檢驗顯示，VIF值最大為129，均值為114，再次印證模型不受多重共線性所干擾。

（六）回歸結果分析

1融資約束的中介效應。假設H1中介效應的檢驗結果，見表4。可以看出：列（1）為控制變量對被解釋變量rd_f的回歸結果。列（2）在列（1）的基礎上納入解釋變量sub_inn后，R2由02052升至02345，模型擬合優度提升，sub_inn系數00221，在1%水平上顯著，表明政府創新資助顯著促進戰略性新興企業技術創新投入。在控制變量上，tobinq（Coef=00071，P<001）、dual（Coef=00085，P<001）、indep（Coef=00279，P<001）、cash（Coef=00177，P<001）、cr（Coef=00072，P<001）均顯著促進戰略性新興企業技術創新投入，lev（Coef=-00060，P<001）顯著抑制戰略性新興企業技術創新投入，與本文預期一致。roa系數為-00327，在1%水平上顯著，表明盈利能力顯著抑制戰略性新興企業技術創新投入。其原因是企業盈利水平越高、生存壓力越小，管理層創新惰性增強，投資決策相對保守，對研發投入需求隨之降低。列（3）中sub_inn系數00192，在1%水平上顯著，鑒于SA指數為負值，絕對值越大，融資約束程度越高，表明政府創新資助顯著抑制融資約束。列（4）中fc系數為00298，在1%水平上顯著，表明融資約束對戰略性新興企業技術創新投入具有顯著抑制作用，加之sub_inn系數為00215，在1%水平上顯著。按照圖2中介作用檢驗程序，意味著融資約束是政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入間的中介變量，在兩者關系中發揮局部中介效應，即政府創新資助可通過紓解融資約束促進戰略性新興企業技術創新投入，假設H1得以驗證。

2產品市場競爭的調節效應。產品市場競爭的調節效應，見表5。可以看出：列（1）中sub_inn系數為00218，在1%水平上顯著，表明政府創新資助顯著促進戰略性新興企業技術創新投入;列（2）中sub_inn系數00184，在1%水平上顯著，表明政府創新資助顯著抑制融資約束;列（3）中fc系數00291，在1%水平上顯著，加之sub_inn系數為00213，在1%水平上顯著，進一步印證融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入間發揮局部中介效應;列（4）中交乘項fc×hhi系數01219，在1%水平上顯著，表明融資約束對戰略性新興企業技術創新投入的抑制效應隨hhi值增大而增大，即當產品市場競爭程度越激烈時越能削弱融資約束企業技術創新投入的抑制效應。因此，以融資約束作為中介變量時，產品市場競爭對融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入間具有中介調節正向效應，即產品市場競爭越激烈融資約束中介效應越強，假設H2得以驗證。

3產權性質的調節效應。產權性質的調節效應見表6，采用Bootstrap法進行區間檢驗見表7。

根據前文調節的中介效應檢驗流程，列（1）中sub_inn系數為00221，在1%水平上顯著，表明政府創新資助顯著促進戰略性新興企業技術創新投入。列（2）中sub_inn系為00197，在1%水平上顯著，表明政府創新資助顯著抑制融資約束。列（3）中fc系數00255，在1%水平上顯著，加之sub_inn系數00216，在1%水平上顯著，進一步印證融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入間發揮中介調節效應。列（4）中交乘項fc×soe系數-00032，并未通過10%顯著性水平檢驗，意味著無法確定產權性質對融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入關系間是否發揮中介調節效應。在非國企中政府創新資助通過融資約束對戰略性新興企業技術創新投入影響顯著（Coef=00007，P<001，95%置信區間為[00003，00012]，不含0），而在國企中政府創新資助通過融資約束對戰略性新興企業技術創新投入影響不顯著（Coef=00004，95%置信區間為[-00001，00008]，含0），兩者間接效應差異顯著。因此，以融資約束作為中介變量時，產權性質對融資約束在政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入間具有中介調節負向效應，即當企業為國企時融資約束中介效應越弱，假設H3得以驗證。

（七）穩健性檢驗

為增加本文結論可信度，進行如下穩健性檢驗，相關結果見表8和表9。

1替換企業技術創新投入變量。考慮到營業收入易受管理層操縱，本文采用研發資金投入與總資產比值（rd_a）作為被解釋變量的替換變量對原有模型重新檢驗，結果見表8中列（1）至列（3），各變量系數符號和顯著性與前文估計結果基本吻合。

2替換政府創新資助變量。本文采用政府創新資助金額與營業收入比值（sub_inc）作為解釋變量的替換變量重新檢驗，結果見表8中列（4）至列（6），各變量系數符號和顯著性與前文估計結果基本吻合。

3自變量滯后。考慮到核心變量間影響的時滯效應，即當年企業所獲政府創新資助可于下年度發揮效果，本文以當年企業技術創新投入強度為被解釋變量，以上年政府創新資助強度（Lsub_?inn）為解釋變量對原有模型重新檢驗，結果見表8中列（7）至列（9），除列（8）Lsub_inn系數的顯著性水平由1%變為10%外，其余變量系數符號和顯著性與前文回歸結果基本吻合。

4改變樣本區間。考慮到外部經濟環境波動（金融危機后政府刺激舉措）對企業創新決策造成影響，本文剝離2009-2010年數據對原有模型重新檢驗，結果見表8中列（10）至列（12），除列（11）sub_inn系數的顯著性水平由1%變為5%外，各變量系數符號與顯著性與前文回歸結果基本吻合。

5改變檢驗方法。本文采用較為嚴格的Bootstrap區間檢驗法對“政府創新資助—融資約束—企業技術創新投入”中介效應渠道再次檢驗（見表9）。其融資約束間接效應的95%置信區間為[00013，00020]，表明融資約束局部中介效應存在，確保實證結果穩健可信。

（八）內生性討論

因可能遺漏影響企業技術創新投入的因素，如政治關聯，以及政府創新資助與企業技術創新投入可能存在因果倒置關系，即政府創新資金傾向于投放至研發能力強的企業。為緩解原有模型中潛在的“內生性”問題，參照任鴿等（2019）[28]的研究，本文選取滯后一期政府創新資助（Lsub_inn）作為工具變量進行兩階段最小二乘估計（2SLS），結果見表10。

其中，工具變量選取原因：滯后一期政府創新資助與當期政府創新資助相關，符合相關性要求;滯后一期政府創新資助為歷史數據，不受企業技術創新投入影響，符合外生性要求。列（1）、列（3）和列（5）分別為2SLS第一階段估計結果，所有第一階段估計Lsub_inn系數均為正值（04977、04938、04936），在1%水平上顯著，工具變量合乎相關性，F統計量遠大于經驗值10，在1%水平上顯著，表明不存在弱工具變量問題。列（2）、列（4）和列（6）為2SLS第二階段估計結果，除列（4）sub_inn系數的顯著性水平由1%變為10%外，各變量系數符號與顯著性與前文回歸結果基本吻合。因此，前文實證結果較為穩健。

（九）拓展分析：倒U型關系檢驗

既有研究認為，政府創新資助對企業技術創新投入不單只有促進或是抑制效應，還可能存在著倒U型關系[29]。為驗證這一推論并考察在不同產品市場競爭、產權性質情境下倒U型關系是否成立，本文在模型（1）的基礎上引入政府創新資助平方項（sub_inn2）進行檢驗，構建模型為：

rd_fit=α0+α1sub_innit+α2sub_inn2it+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit?（8）

式中，各變量描述同模型（1）。檢驗結果見表11。其中，第（1）列為全樣本政府創新資助與戰略性新興企業技術創新投入倒U型關系檢驗結果，sub_inn系數為00309，sub_inn2系數為-00053，分別在1%、5%水平上顯著，易得rd_f為sub_inn的二次函數，且開口向下呈“倒U型”，創新資助強度最優值為292。其原因在于：政府創新資助作為無須付出成本而獲得的營業外收入，在資助強度持續升高時企業具有更強的動機進行尋租活動，這類“尋補貼”等非實質性創新支出可能擠出研發投入，同時較高的資助會降低企業改善運營和研發創新的動力，使企業患上“資助依賴癥”。列（2）中sub_inn系數為00232，在1%水平上顯著，sub_inn2系數為00010，未通過10%顯著性水平檢驗，說明產品市場競爭程度高時創新資助的影響效應不呈倒U型。列（3）中sub_inn系數為00390，在1%水平上顯著且sub_inn2系數為-00106，在5%水平上顯著說明產品市場競爭程度低時創新資助的影響效應呈倒U型，資助強度最優值為184。其原因為：當產品市場競爭不激烈時，企業面臨的生存壓力較小，適度的創新資助有助于企業達到創新“門檻”，紓解企業研發資源不足窘境，增強了企業創新信心，但在資助強度持續升高時，過高的資助強度易使企業患上“資助依賴癥”，降低研發動力，同時也易使企業染上尋租獲利的慣性，這類“尋補貼”等非實質性創新支出擠出了研發投入。列（4）sub_inn系數為00204，在1%水平上顯著，sub_inn2系數為00011，未通過10%顯著性水平檢驗，說明國企創新資助的影響效應不呈倒U型。列（5）sub_inn系數為00345，在1%水平上顯著，且sub_inn2系數為-00078，在1%水平上顯著，表明非國企創新資助的影響效應呈倒U型，資助強度最優值為221。其原因是非國企管理層相比國企更具危機意識，高管選聘更為關注其經營管理能力，適度的創新資助可緩解非國企融資約束，促進企業技術創新投入，過高的資助強度同樣會增加非國企“尋補貼”概率，也易使企業患上“資助依賴癥”，削弱研發動力。

四、結論與啟示

本文以2009-2019年中國戰略性新興產業上市企業數據為樣本，引入中介變量融資約束，檢驗政府創新資助對戰略性新興企業技術創新投入的中介渠道，并考察產品市場競爭和產權性質對融資約束中介渠道的調節效應，得出以下結論：一是融資約束在政府創新資助與企業技術創新投入關系中具有局部中介效應，即政府創新資助通過紓解融資約束促進企業技術創新投入。二是產品市場競爭正向調節融資約束的中介效應，即產品市場競爭程度越激烈融資約束的中介效應越強。三是產權性質負向調節融資約束的中介效應，即當企業為國企時融資約束的中介效應越弱。四是從總體上看，政府創新資助與企業技術創新投入存在倒U型關系，其資助強度最優值為292;從產品市場競爭上看，競爭程度低時創新資助效應呈倒U型，其資助強度最優值為184，產品市場競爭程度高時創新資助效應不呈倒U型;從產權性質上看，非國企中創新資助效應呈倒U型，其資助強度最優值為221，國企中創新資助效應不呈倒U型。

根據研究結論，其啟示主要包括以下四個方面：

第一，加大政府創新資助力度，激發企業創新活力。政府創新資助本質是提升企業自主創新能力，故而政府可繼續加大對戰略性新興企業的資助力度，合理利用“資源補償”提升企業內源融資能力，更要充分發揮“信號傳遞”的“燈塔”效應，引導社會資本投入企業創新活動，實現與市場資源聯動，紓解企業外源融資約束，激發企業自主創新活力。

第二，提高信息披露質量，弱化相關信息不對稱性。本文研究結果表明，企業與社會投資者間、股東與管理層間的信息不對稱性會加劇戰略性新興企業融資約束。因此，戰略性新興企業可結合自身實際做出最優信息披露決策，通過增加企業與社會投資者間的信息透明度，提升股東與管理層互信程度，進而促進企業技術創新投入。

第三，制定匹配創新資助策略，提升資源配置效率。政府可采取適度的激勵策略，即當產品市場競爭程度較高時適當增加創新資助額度，從而激發企業創新活力。同時，還應加快推動國企改革和非國企創新資助力度，強化政府創新資助的促進效應。

第四，健全審核評估機制，“動態”調整資助額度。當產品市場競爭程度低、戰略性新興企業為非國企時，政府創新資助與企業技術創新投入為倒U型關系。因此，政府既要健全創新資助的“事前”資格審查機制而加大監管力度，避免放大過度資助對企業創新抑制效應，又要“事后”定期審核企業研發績效，適時抓住創新資助拐點“動態”調整資助額度。

參考文獻：

[1]?Petti?C，?Rubini?L，?Podetti?S.Government?Support?and?R&D?Investment?Effectiveness?in?Chinese?SMEs：?A?Complex?Relationship[J].Asian?Economic?Papers，2007，16（1）：201-226

[2]?蔣長流，韋輝.政府補貼有利于提高企業全要素生產率嗎？——基于戰略性新興產業上市公司的實證檢驗[J].哈爾濱商業大學學報（社會科學版），?2021（2）：69-81.

[3]?杜江，吳瑞兵.融資約束、政府補貼與企業全球價值鏈升級——基于出口技術復雜度的實證分析[J].河南師范大學學報（哲學社會科學版），2020，47（1）：64-70.

[4]?江濤，郭亮璽.政府研發補貼、融資約束與企業創新績效——基于所有權性質視角[J].商業經濟與管理，2021（2）：44-55.

[5]?毛其淋，許家云.政府補貼對企業新產品創新的影響——基于補貼強度“適度區間”的視角[J].中國工業經濟，2015（6）：94-107.

[6]?Grg?H，?Strobl?E.The?Effect?of?R&D?Subsidies?on?Private?R&D[J].Economica，2007，74（294）：?215-234.

[7]?黎文靖，鄭曼妮.實質性創新還是策略性創新？——宏觀產業政策對微觀企業創新的影響[J].經濟研究，2016（4）：60-73.

[8]?張彩江，陳璐.政府對企業創新的補助是越多越好嗎？[J].科學學與科學技術管理，2016（11）：11-19.

[9]?Yu?F，?Guo?Y，?Le-Nguyen?K.The?Impact?of?Government?Subsidies?and?Enterprises?R&D?Investment：?A?Panel?Data?Study?From?Renewable?Energy?in?China[J].Energy?Policy，2016，89（2）：106-113.

[10]Lach?S.Do?R&D?Subsidies?Stimulate?or?Displace?Private?R&D？Evidence?from?Israel?[J].Journal?of?Industrial?Economics，2002（4）：369-390.

[11]熊和平，楊伊君，周靚.政府補助對不同生命周期企業R&D的影響[J].科學學與科學技術管理，2016（9）：?3-15.

[12]溫明月.政府研發補貼的連續性與企業研發投入——基于185家制造業上市公司的實證分析[J].公共行政評論，2017（1）：116-140.

[13]姚東旻，朱泳奕.指引促進還是“錦上添花”？——我國財政補貼對企業創新投入的因果關系的再檢驗[J].管理評論，2019（6）：77-90.

[14]錢雪松，丁滋芳，陳琳琳.緩解融資約束促進了企業創新嗎？——基于中國《物權法》自然實驗的經驗證據[J].經濟科學，2021（1）：96-108.

[15]周晨，趙秀云.政府減稅有助于提升企業風險承擔嗎——來自中國上市公司的經驗證據[J].江西財經大學學報，2021（1）：29-42.

[16]劉亭立，孔嘉欣，楊松令，等.政府補貼與投資效率的金融錯配門檻效應研究[J].科學學研究，2020（3）：457-465.

[17]蔣樟生，周潔，趙馨子，等.雙重環境規制、創新開放度與制造企業創新投入[J].中國環境管理，2021（1）：128-135.

[18]郭玥.政府創新補助的信號傳遞機制與企業創新[J].中國工業經濟，2018（9）：98-116.

[19]李園園，李桂華，邵偉，等.政府補助、環境規制對技術創新投入的影響[J].科學學研究，2019（9）：1694-1701.

[20]盧太平，張東旭.融資需求、融資約束與盈余管理[J].會計研究，2014（1）：35-41.

[21]胡令，王靖宇.產品市場競爭與企業創新效率——基于準自然實驗的研究[J].現代經濟探討，2020（9）：98-106.

[22]封海燕.股權激勵與企業技術創新：激勵效應還是福利效應[J].價格理論與實踐，2020（5）：137-140.

[23]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發展[J].心理科學進展，2014（5）：731-745.

[24]溫忠麟，劉紅云，侯泰杰.調節效應和中介效應分析[M].北京：教育科學出版社，2012.

[25]潘海英，胡慶芳.生命周期視角下企業融資結構與創新水平互動效應研究——基于戰略性新興產業A股上市公司的經驗證據[J].南京審計大學學報，2019（4）：81-92.

[26]盧馨，何小華，戴歆婷，等.金融發展、政府補貼與企業研發投入——來自戰略性新興產業上市公司的經驗證據[J].首都經濟貿易大學學報，2018（1）：49-58.

[27]王維，李昊展，喬朋華，等.政府補助方式對新能源汽車企業績效影響研究——基于企業成長性的深入分析[J].科技進步與對策，2017（23）：114-120.

[28]任鴿，孫慧.政府補助如何影響企業研發投入？——高管垂直薪酬差距的中介作用和董事會規模的調節作用[J].研究與發展管理，2019（6）：70-79.

[29]劉虹，肖美鳳，唐清泉.R&D補貼對企業R&D支出的激勵與擠出效應——基于中國上市公司數據的實證分析[J].經濟管理，2012（4）：19-28.

The?Intermediary?Effect?of?Government?Innovation?Subsidy?on?Technological

Innovation?Investment?of?Strategic?Emerging?Enterprises

GAO?Lin-tong，TIAN?Qi-bo，MENG?Fei

（China?Special?Economic?Zone?Research?Center，?Shenzhen?University，?Shenzhen?518000，China）

Abstract：Select?the?data?of?listed?enterprises?in?China′s?strategic?emerging?industries?from?2009?to?2019，?introduce?intermediary?variable?financing?constraints，?test?the?intermediary?channels?of?government?innovation?funding?for?enterprise?technological?innovation?investment，?and?investigate?the?regulatory?effects?of?product?market?competition?and?property?rights?on?the?intermediary?channels?of?financing?constraints.The?results?show?that?financing?constraints?play?a?partial?intermediary?effect?in?the?relationship?between?government?innovation?funding?and?enterprise?technological?innovation?investment，?government?innovation?funding?can?promote?enterprises?to?increase?technological?innovation?investment?by?relieving?financing?constraints;?Product?market?competition?positively?regulates?the?intermediary?effect?of?financing?constraints，?the?more?intense?the?product?market?competition，?the?stronger?the?intermediary?effect?of?financing?constraints;?The?nature?of?property?rights?negatively?regulates?the?intermediary?effect?of?financing?constraints，??when?the?enterprise?is?a?state-owned?enterprise，?the?weaker?the?intermediary?effect?of?financing?constraints;?When?the?product?market?competition?is?gentle，?the?relationship?between?the?two?is?inverted?U-shaped;?When?the?enterprise?is?a?non-state-owned?enterprise，?the?relationship?between?the?two?is?inverted?U-shaped.

Key?words：government?funding?for?innovation;?financing?constraints;?intermediary?effect;?investment?in?technological?innovation

（責任編輯：李江）