政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的影響
——基于產品市場競爭的調節作用

高粼彤，田啟波，孟 霏

(1.深圳大學 a.中國經濟特區研究中心；b.生態文明與綠色發展研究中心，廣東 深圳 518000；2.吉首大學 商學院，湖南 吉首 416000)

一、引言

“十四五”規劃指出：“堅持創新驅動發展，全面塑造發展新優勢。”新經濟增長點挖掘需要創新，創新則需要資金、勞動力等資源投資助推。毋庸置疑，增加創新投資可為創新活動提供重要的資源保障，有助于提升企業自主創新能力，增強國家科技競爭實力。戰略性新興企業具備技術聚積、能耗少和成長后勁足等特征，是搶占未來競爭制高點的關鍵砝碼。然而，創新活動具有無法預知、正外部等特殊屬性，政府創新資助作為世界各國政府打破創新活動桎梏的政策工具之一，是糾正市場失靈、緩解企業創新投資不足的重要手段[1]。學術界對政府創新資助與企業創新投資之間的關系大致秉持三種不同觀點：第一，促進效果。一方面，政府創新資助作為企業創新資源的“增補劑”，能夠以資金供給方式彌合研發成本，分攤研發失敗風險，從而增強企業創新信心[2][3]；另一方面，政府創新資助作為向市場釋放的一種“利好信號”(項目認可、監管認證和聯系親疏)，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，帶動更多社會資本跟進，從而充分調動企業創新積極性[4][5]。第二，抑制效果。一方面，政府創新資助作為低成本優勢資源，過度依賴政府扶持可能誘使企業產生“尋租慣性”行為，而高昂的尋租費用會擠占企業生產性研發投資資源[6]；另一方面，政府在遴選資助對象時容易出現選擇性偏誤，即受資企業本身具備扎實的研發基礎，無需再投較多資金亦可獲得預期成效，其更傾向于將多余資金投至其他活動，譬如抵消稅費支出[7]。第三，作用效果不確定。部分學者認為，當企業置身于不同內外部環境下，政府創新資助對企業創新投資的作用效果也會有所差異，而這些內外部環境因素包含企業規模、生命周期、產權性質和所屬地區等。在當今中國政府不斷擴大科技資助規模的時代背景下，如何利用有限的政府創新資助引導戰略性新興企業煥發創新活力，是“新常態”下亟待解決的重要問題。此外，產品市場競爭作為企業經營離不開的外部環境，管理者創新決策勢必會受這一外部因素制約，進而對政府創新資助的實施效果產生一定影響。那么，在中國持續完善的市場經濟背景下，產品市場競爭在政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的影響中究竟發揮著何種調節作用？相關研究尚未得到足夠重視。因此，本文基于2009—2019年中國戰略性新興產業上市企業微觀數據，實證考察了政府創新資助對企業創新投資的影響以及產品市場競爭的調節作用，旨在為政府今后制定相關創新資助政策以及幫助戰略性新興企業提高自主創新能力提供有益參考。

二、理論分析與研究假設

(一)政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的影響

政府創新資助主要通過以下四種途徑促進戰略性新興企業創新投資。具體來說：第一，成本補償效應。創新項目在首倡及延續過程中需投入大量人力、物力、財力等創新資源，尤其對研發能力稍遜的企業而言，往往難以克服項目初期資金短缺的燃眉之急，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。政府創新資助作為直接性經濟補償，能夠充盈企業內在現金流，使企業擁有更多資金用于購置研發設備、引進科研人才，從而有效降低企業研發成本，調動企業創新積極性。第二，風險分攤效應。創新結果具有高度不確定性，加之市場發展空間不可預知，企業做出創新決策前往往事先預估必要成本和潛在收益，風險規避型企業面對高風險研發項目傾向于采取相對保守的研發策略，進而與發展良機失之交臂。政府創新資助作為一種特定的冗余資源，能夠為企業創新活動分攤一定風險，從而降低企業創新的“試錯成本”，提高企業創新意愿。第三，彌補正外部性效應。創新產生知識，是公共產品，具有較強的技術外溢效應，加之受知識產權法律保護不力等因素影響，企業研發成果容易輕松被其他企業以低成本形式“掠奪”，導致外部企業唯圖“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。政府創新資助能夠彌補企業因技術成果外溢等產生的利潤損失，從而有效糾正市場失靈引致的創新扭曲現象。第四，信號傳遞效應。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，尤其對中國這類的轉軌經濟體來說，信息非對稱問題更為嚴重。企業研發涉及許多技術細節機密，而這些技術信息由企業主導，出于對模仿者提防考量，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秉持謹慎態度，加重企業融資約束。此時，需要政府扮演中介角色，向市場傳遞出一種企業良性發展信號，降低社會投資者因信息不對稱引致的項目研判偏離程度，從而激勵企業自身增加創新投資。其中，良性發展信號包含三類：一是項目認可信號，政府創新資助預示著政府對創新項目的認可，側面反映出企業具備潛在的市場空間和可信的資金償還能力；二是監管認證信號，政府創新資助預示著企業創新項目執行情況會受政府動態持續監管，能夠弱化利益相關者潛在的監測成本和道德風險；三是聯系親疏，政府創新資助預示著企業與政府有著親密的聯系，易受外部投資者青睞。據此，本文提出如下假設。

(二)產品市場競爭對政府創新資助影響戰略性新興企業創新投資的調節作用

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，政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的影響過程可能會受制于產品市場競爭不平衡而迥然相異。具體來說：第一，破產清算效應。根據競爭優勢理論，激烈競爭程度的行業進入壁壘較低，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，增加其流動性風險，提高破產概率。管理者職位安全與企業業績直接“掛鉤”，倘若企業因經營不善遭受清算，將導致管理者聲譽受損，約束其再就業。出于保住現有職位目的，管理者迫切希望憑借創新擺脫企業原有技術軌跡，幫助企業樹立核心競爭優勢。第二，標桿效應。在激烈的行業競爭環境中，企業之間產品同質性較高，在成本、利潤等業績指標方面趨于一致，股東可多維度對比同行業其他企業所披露的信息，有利于監督高管對受托責任的踐諾情況，從而有效遏制管理者漁利舞弊行為，迫使其將更多資源傾斜至創新活動中，幫助企業提高經濟效益。綜上，激烈的產品市場競爭環境能夠通過破產清算效應和標桿效應來增強管理者內在創新動力，使得管理者會更加恰如其分地使用政府創新資助，從而強化政府創新資助對戰略性新興企業創新投資方面的促進效果。據此，本文提出如下假設。

H2：產品市場競爭能夠強化政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果，即產品市場競爭程度愈激烈，政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果愈顯著。

三、研究設計

(一)樣本選取及數據來源

本文選取2009—2019年中國滬深A股戰略性新興產業上市企業數據作為研究樣本。企業是否歸屬戰略性新興產業領域及數據篩選辦法如下：第一，匹配《“十二五”戰略性新興產業發展規劃(2012)》(1)《規劃》將戰略性新興企業所屬行業細化為七類，包含節能環保、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領域。等分類政策文件，根據主營業務收入占比20%以上產品，手工識別聚類樣本所屬子行業；第二，剔除樣本期內被ST、*ST、PT處理的財務狀況異常企業；第三，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；第四，為減輕離群值擾動，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家契合要求的樣本企業。相關數據主要源自Csmar數據庫，個別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。創新投資(rd_f)。由于創新活動須投入大量資金，且只有在獲取收入的基礎上企業才愿意開展創新，遵循收入支出配比原則，借鑒蔣樟生等(2021)[8]的研究，本文選取研發資金投入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)。延續傳統政府創新資助衡量方式，借鑒李園園等[9]的研究，本文選取政府創新資助金額與企業總資產比值衡量政府創新資助強度。需要說明的是，現存文獻未能明確區分創新類(產品技術升級等)資助與非創新類(燃油費等)資助，致使研究結論不夠精準。基于此，借鑒郭玥(2018)[10]的研究，本文采用“文本分析法”手工查詢并加總屬創新范疇資助項目，從而剝離非創新資助(sub_ninn)對研究結論的噪音干擾。創新范疇遴選標準：(1)技術創新，如“研發”“創新”“技術”等；(2)政府支持政策，如“火炬計劃”“小巨人”“863”等；(3)創新成果，如“版權”“專利”“新產品”等；(4)人才及技術合作，如“精英計劃”“產學研”“巨人計劃”等；(5)戰略性新興企業領域特有名詞，如“電子芯片”“數字化模具”“霉素”等。

4.控制變量。為避免相關因素缺失導致估計結果有偏，參照同類主題研究成果[12]，本文還引入了相關控制變量。此外，本文還引入年度(year)和行業(ind)啞變量至回歸模型中，以控制年份和行業效應對研究結論的潛在影響。控制變量具體定義見下頁表1。

短暫性腦缺血發作病情雖較輕，短時間內病情緩解，但如反復發作常可誘發卒中，其發病機制主要是微血栓形成和動脈粥樣硬化。依據其特點，可將其歸屬于中醫學“中風”范疇，其病機關鍵是瘀血阻于腦府脈絡，致脈絡不通而發病。因此中西醫在治療本病均以抗血栓形成、改善血液循環為主。疏血通注射屬于一種中成藥注射劑，其主要成分是水蛭、地龍，二者均屬于蟲類藥，具有搜剔脈絡、活血化瘀的功效，而疏血通注射液則具有活血化瘀、通經活絡的作用，藥理作用則顯示本品具有較好的抗凝、降低血液粘稠度、改善腦部微循環、修復損傷神經細胞等作用[4] 。綜上，采用疏血通注射液治療短暫性腦缺血發作效果理想，值得推廣。

(三)模型設計

為檢驗政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的影響，設計基準模型如下：

rd_fit=α0+α1sub_innit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit

(1)

式中，i代表企業；t代表年份；rd_f為創新投資；sub_inn為政府創新資助；controls為控制變量；ε為隨機擾動項。

為檢驗產品市場競爭在政府創新資助對戰略性企業創新投資的調節作用，引入政府創新資助與產品市場競爭的交乘項，設計模型如下：

rd_fit=α0+α1sub_innit+α2hhiit+α3sub_innit×hhiit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit

(2)

式中，hhi表示產品市場競爭程度；其他變量含義與式(1)相同。

表1 控制變量定義表

四、實證結果分析

(一)描述性統計

表2展示了各變量描述性統計結果。主要變量方面，rd_f均值為0.0488，且最大值(0.2760)與最小值(0.0004)相差較大，表明中國戰略性新興企業創新投資水平仍待提升，高創新投資企業與低創新投資企業差距明顯。sub_inn均值為0.2600，且中位數(0.1180)小于均值(0.2600)，表明中國戰略性新興企業之間獲取政府創新資助力度存在一定差異，超過一半企業的政府創新資助獲取力度低于樣本平均水平。hhi均值為0.0991，最大值為0.4110，最小值為0.0153，表明中國戰略性新興企業所屬七大細分領域競爭程度差異較大。

表2 描述性統計

(二)回歸結果分析

表3第M1列與第M2列展示了政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的基準回歸結果。其中，第M1列表示在不控制非創新資助情形下，創新資助對企業技術創新投入的影響。作為對比分析，第M2列納入了非創新資助變量，用于檢驗不同類型政府資助對戰略性新興企業創新投資的影響效應差異。列M1結果顯示，sub_inn系數為0.0206，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創新投資，假設H1得到經驗證據支持。列M2結果顯示，在控制sub_ninn情形下，sub_inn系數為0.0187，在1%水平上顯著，且sub_ninn系數為0.0122，在1%水平上顯著，表明相較創新資助，非創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果較弱。可能的解釋，非創新資助雖不以直接激勵企業創新為目的，但作為一種資金支持，仍可間接為企業提供物質保障，緩解內源融資約束，使企業擁有多余資金開展創新活動[13]。

在控制變量方面，綜合第M1、M2列結果可知，本文控制變量回歸系數與顯著性較為穩健。因此，本文以第M1列為基準進行分析，tobinq(Coef=0.0060，P<0.01)、dual(Coef= 0.0052，P<0.01)、indep(Coef=0.0333，P<0.01)、cash(Coef=0.0209，P<0.01)均顯著促進戰略性新興企業創新投資，lev(Coef=-0.0041，P<0.01)顯著抑制戰略性新興企業創新投資，與本文預期一致。size系數為-0.0044，在1%水平上顯著，表明企業規模顯著抑制戰略性新興企業創新投資，意味著小企業所具備的“戰略柔性”使其更有動機開展創新活動，大企業因其具備資源優勢反而疏于關注創新。age系數為-0.0163，在1%水平上顯著，表明企業年齡顯著抑制戰略性新興企業創新投資，意味著企業成立時間越久，為規避研發風險，創新投資決策相對保守，年輕企業則有活力、有沖勁，為追求企業長遠發展創新投資動力充足。roa系數為-0.0313，在1%水平上顯著，表明盈利能力顯著抑制戰略性新興企業創新投資，意味著企業盈利水平越高，企業面臨的生存壓力越小，管理層創新惰性增強，對研發投入的需求則隨之降低。此外，cr系數為-0.0018，未通過10%顯著性水平檢驗，表明股權集中度對戰略性新興企業創新投資的抑制作用不夠明顯。

表3 回歸結果

上頁表3第M3列展示了產品市場競爭程度在政府創新資助對戰略性新興企業創新投資影響過程中所發揮調節作用的回歸結果。結果顯示，sub_inn×hhi 系數為0.0588，在1%水平上顯著，表明產品市場競爭能夠弱化政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果，即當產品市場競爭程度愈激烈時，政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果反而愈不顯著，假設H2并未獲經驗證據支持。可能的解釋，當產品市場競爭程度過于激烈時，企業經營狀況受外界環境沖擊較大，“生存”便成為管理層決策重點，倘若持續增加創新投資可能引致企業陷入“窮困狀態”。出于職位穩固和薪酬契約考量，管理者往往傾向于采取謹慎的經營策略，無意將資源投至冒險激進的創新項目，從而在一定程度上抑制了政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果。圖1是產品市場競爭調節作用的直觀展示。

表4 PSM平衡性檢驗結果

(三)穩健性檢驗

1.內生性檢驗。考慮到政府對企業的扶持資金并非隨意分配，創新投資愈多的企業往往受政府扶持的概率愈大。因此，評估政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的作用效果時，應考慮資助對象遴選過程潛在的選擇性偏差。為緩解這一內生性問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)中1∶4最近鄰匹配法進行穩健性檢驗。從理論上講，對照組企業所受創新資助金額應為0，但中國上市企業受政府資助較為普及，本文已剔除創新資助發生額為0的樣本。因此，為較好刻畫政府創新資助強度差異，參照梁彤纓等(2017)[14]的研究，本文對創新資助強度進行四分位排序，位于3/4以上(0.3190～2.2220)屬高創新資助組(實驗組=1)，位于1/4以下(0.0004～0.0304)屬低創新資助組(對照組=0)，且本部分協變量選取與前文控制變量保持一致。

表5 PSM平均處理效應

上頁表4展示了PSM平衡性檢驗結果。不難看出，匹配前實驗組與對照組匹配變量差異顯著，匹配后兩組匹配變量標準偏差均在10%以內，表明匹配效果較好。T檢驗結果顯示，除indep外，匹配后兩組匹配變量在5%水平上不存在顯著差異，符合平衡性假設。

表5展示了政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的平均處理效應，以及不同產品市場競爭程度下這一平均處理效應。結果顯示，在全樣本中，匹配后實驗組企業平均創新投資強度為0.0630，高出對照組企業0.0218，t檢驗在1%水平上顯著，表明在考慮樣本選擇偏誤問題后，政府創新資助對戰略性新興企業創新投資仍具有促進效果。按均值將產品市場競爭程度分為高低兩組后，政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果存在顯著差異。從ATT處理效應看，低組(0.0246)ATT處理效應大于高組(0.0190)，表明當企業置身于平緩的產品市場競爭環境中，所獲政府創新資助強度愈大，其自身創新投資愈多，這也印證了本文研究結論較為穩健。

2.改變樣本區間檢驗。考慮到肇始于2008年金融危機這一外部環境沖擊可能會對政府創新資助的創新激勵效果產生一定影響。為增進研究結果可信度，本文剝離2009—2010年樣本數據后，分別對模型(1)與模型(2)重新進行回歸，結果如表6所示。

表6 改變樣本區間檢驗

由表6可以看出，列M1結果顯示，sub_inn系數為0.0192，在1%水平上顯著，表明政府創新資助能夠顯著促進戰略性新興企業創新投資。列M2結果顯示，sub_inn×hhi 系數為0.0535，在5%水平上顯著，表明相較表3中列M3 回歸結果，這一回歸系數僅在顯著性上有所下降，意味著產品市場競爭仍然能夠弱化政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果。綜上，在考慮2008年金融危機這一外部環境沖擊后，本文研究結論依然較為穩健。

(四)異質性檢驗

1.分地區檢驗。中國地區間經濟發展水平較不均衡，市場化程度差異較大，可能導致產品市場競爭在政府創新資助對不同地區戰略性新興企業創新投資影響中的調節作用有所差異。為考察地區差異性對產品市場競爭調節作用的影響，本文將樣本企業按注冊地劃為東部和中西部兩大地區，(2)本文東中西部劃分依據為國家統計局發布的《全國房地產開發投資和銷售情況(2016)》文件，東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省 (市)；中部地區包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏12個省(市、自治區)。分別對各組子樣本重新進行估計，結果如表7所示。

表7 分地區檢驗

由表7可以看出，列M1中sub_inn×hhi系數為0.0445，在5%水平上顯著，而列M2中sub_inn×hhi系數為0.0817，在1%水平上顯著，表明相較東部地區，產品市場競爭對政府創新資助促進中西部地區戰略性新興企業投資的弱化效果更為顯著。可能的解釋，相較東部地區，中西部地區市場化水平不高，政府對經濟的直接干預頻繁，戰略性新興企業往往更多地將精力耗費在與政府建立“關系”上而非研發創新。當產品市場競爭過于激烈時，迫于生存壓力，管理者往往更加無意將資源投至冒險激進的創新項目，最終弱化政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果。文后圖2a、圖2b 是地區差異性對產品市場競爭調節作用影響的直觀展示。

2.分產權性質檢驗。在中國企業二元所有制結構下，不同產權性質企業會伴生相異的資源稟賦，可能導致產品市場競爭在政府創新資助對不同產權性質戰略性新興企業創新投資影響中的調節作用有所差異。為考察產權性質差異性對產品市場競爭調節作用的影響，本文將樣本企業按產權性質劃為國有性質與非國有性質兩類，分別對各組子樣本重新進行回歸，結果如下頁表8所示。可以看出，列M1中sub_inn×hhi系數為0.0334，未通過10%顯著性水平檢驗，而列M2中sub_inn×hhi系數為0.0831，在1%水平上顯著，表明相較國有性質，產品市場競爭對政府創新資助促進非國有性質戰略性新興企業投資的弱化效果更為顯著。可能的解釋，相對而言，非國企缺少政府行政力量形成的“保護盾”，資源受限，且不存在“軟預算約束”問題，難以“旱澇保收”。當面對過于激烈的產品市場競爭環境時，非國企受政府支持力度較小，管理者更加在意企業短期生存問題，往往傾向于將資源用來改善企業財務績效的“貧困狀態”，最終弱化政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果。文后圖3a、圖3b 是產權性質差異性對產品市場競爭調節作用影響的直觀展示。

表8 分產權性質檢驗

五、結論與啟示

本文基于2009—2019年中國戰略性新興產業上市企業微觀數據，重點考察政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的影響以及產品市場競爭在這一影響過程中所發揮的調節作用，并深入挖掘地區差異性、產權性質差異性對產品市場競爭調節作用的影響，得出如下主要結論：第一，政府創新資助能夠顯著促進戰略性新興企業創新投資；第二，產品市場競爭能夠弱化政府創新資助對戰略性新興企業創新投資的促進效果；第三，分地區來看，產品市場競爭對政府創新資助促進中西部地區戰略性新興企業創新投資的弱化效果更為顯著；第四，分產權性質來看，產品市場競爭對政府創新資助促進非國有性質戰略性新興企業創新投資的弱化效果更為顯著。

根據研究結論，本文得到如下啟示：第一，加大政府創新資助力度，激發企業創新活力。目前，中國經濟發展尚處轉軌階段，戰略性新興企業作為新的經濟增長點，更應緊抓新技術革命的機會窗口，為早日實現經濟高質量發展目標“添磚加瓦”。因此，政府應積極推出更多扶植政策，擴大對戰略性新興企業的創新資助規模，既要利用好創新資助的“資源”屬性，增強企業內源融資能力，更要充分發揮創新資助的“信號”屬性，為企業持續創新提供更多潛在創新資源，紓解企業外源融資約束，從而幫助企業解決創新后顧之憂。第二，科學評估市場環境，制定匹配創新資助策略。本文研究發現，政府創新資助與產品市場競爭之間整體呈相互替代效果。為最大化創新資助的激勵效應，政府應根據不同的產品市場競爭環境，采取相匹配的創新激勵策略。譬如，當產品市場競爭較為激烈時，可適當減少創新資助額度，迫使企業改掉“需要持續輸血維生”的固化思維，使其充分意識到必須憑借自身不斷努力更新核心技術來提升自身獲利能力，最終從根本上提高企業效益。此外，在科學評估產品市場競爭環境的基礎上，也應當考慮企業自身所屬地區、產權性質等異質性因素，探索更富靈活性的創新資助政策，力圖將政府資金用在“刀刃”上。