如何提高政府補貼和稅收優惠促進技術創新的有效性
——來自中國A 股上市公司的證據

賀炎林，張 楊，尹志超

（1.對外經濟貿易大學 金融學院，北京 100029；2.首都經濟貿易大學 金融學院，北京 100070）

一、引言

技術創新是經濟轉型升級和企業維持核心競爭力的關鍵，但其固有的正外部性和準公共產品屬性，使得企業在市場競爭中常會由于融資約束和信息不對稱等而放棄技術創新，出現市場失靈。為克服市場失靈，需要政府的積極干預。政府補貼和稅收優惠是政府干預技術創新的兩種重要政策工具（楊國超和芮萌，2020），目的是彌補市場機制的不足而有效促進技術創新，但其實施效果存在爭議。

實踐中，雖然大多發現，政府補貼和稅收優惠促進了技術創新（柳光強等，2015），但其有效性尚顯不足，存在企業通過研發操縱實現騙補等現象（安同良和千慧雄，2021），而政府常采取3%的“一刀切”式的認定標準，也引發企業的研發操縱、策略性創新和政策迎合行為等問題（黎文靖和鄭曼妮，2016），偏離了政府通過政府補貼和稅收優惠來營造良好的技術創新環境、促進有效創新的預期目標。理論分析中，主流觀點認為，兩種政策工具對技術創新產生了促進作用（Howell，2017；郭玥，2018；安同良和千慧雄，2021），但也有部分研究發現，兩種政策工具對技術創新影響不顯著甚至阻礙了技術創新（Catozzella 和Vivarelli，2016；Chen et al，2021；張杰，2021；Wang et al，2022）。

現有的實踐和理論研究結果顯示，政府補貼和稅收優惠對技術創新影響的有效性存在爭議。政府推出政府補貼和稅收優惠兩種政策工具的預期目的是克服市場失靈以有效促進技術創新，但政策工具實施效果的有效性存在爭議的結果意味著，該預期目的并未得到實現。因此，為了實現該預期目的，就需要研究如何提高政府補貼和稅收優惠在促進技術創新中的有效性，以彌補市場機制在技術創新中的不足，這對于真正“讓市場在資源配置中發揮決定性的作用”極為重要，但目前還未檢索到相關文獻，本文擬對此進行研究。

對現有實踐和理論研究分析后發現，用于克服市場失靈的兩種政策工具，之所以在有些時候未能發揮作用來有效促進技術創新，反而導致了政府失靈，是因為單一政策工具的實施存在局限性。由于政府補貼更多采用了政府的直接干預方式，而稅收優惠主要采用了市場化的間接手段。因此，在某種情況下兩種政策工具對技術創新影響正向顯著，而在另一些情況下他們對技術創新影響則不顯著甚至為負，進而呈現出兩種政策的有效性存在爭議的結果。如果由兩種政策工具構成的組合，能夠相互匹配、優勢互補，在某些情況下就能實現影響效果的最大化，克服單一政策有效性出現爭議的結果。目前，還較少能夠檢索到文獻對政策工具組合進行研究。為提高政策工具促進技術創新的有效性，本文擬定的研究目的是，比較研究兩種政策工具對技術創新的影響效果，深入分析兩種政策工具構成的組合中是否能夠相互匹配、優勢互補以實現1+1＞2 的政策效果。

為實現上述研究目的，首先需要比較兩種政策工具對技術創新的影響是否存在差異。如果存在差異，意味著兩種政策工具各有其優劣勢和作用邊界，它們在技術創新中就可能存在互斥或互補的情況。本文關注兩種政策工具在技術創新中的優勢互補，以2009—2019 年A 股上市公司為樣本實證發現：①政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響效果差異顯著，且稅收優惠的效果優于政府補貼；②政府補貼和稅收優惠在促進技術創新中能實現優勢互補，因為二者的搭配實施能夠有效緩解企業的融資約束，并改善人力資本的配置；③兩種政策工具間的互補在高科技企業、東部和東北地區的企業、民營企業和小企業中更明顯，能更加有效促進技術創新。

本文的可能創新之處在于：第一，與大多文獻分析單一政府補貼或稅收優惠政策工具對技術創新的影響不同，本文比較研究了政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響差異，并發現稅收優惠能更有效地促進技術創新；第二，首次研究了政府補貼和稅收優惠構成的組合在促進技術創新中的優勢互補和相互匹配問題，并從融資約束和人力資本方面對此進行了機理上的檢驗。

二、文獻綜述和研究假設

（一）政府補貼或稅收優惠對技術創新的影響

政府補貼是促進技術創新的重要政策工具，學者們研究發現，政府補貼能促進技術創新。理由如下：第一，政府補貼可直接作為企業技術創新的研發資金，緩解企業所面臨的融資約束（姚維保和張翼飛，2020）；第二，政府補貼可用于補償因技術外溢而導致的損失，降低技術創新風險（安同良和千慧雄，2021）；第三，政府補貼作為重要的企業外部資金，與企業內部資源形成優勢互補，能縮減創新項目的企業收益和社會收益間的差距，增加企業在創新項目中的績效，提升企業參與創新投資的信心（馬永軍和李毅凡，2021）；第四，政府在提供補貼時，會對企業的技術創新能力進行考察評估，獲得補貼的企業往往是通過評估的企業，這會向外界釋放積極的信號，減輕內外部之間的信息不對稱程度，規避可能面臨的逆向選擇問題，吸引更多的外部資金支持技術創新（郭玥，2018）；第五，獲得政府補貼的企業往往是政府重點幫扶的對象，可以視為政府對其提供了一種隱形的信用擔保，使外界對企業的信貸資金形成了可償還的穩定預期，提升了投資者對企業的信心（王剛剛等，2017），促使其他多元化資金的不斷投入。大量文獻證實了政府補貼對技術創新的正向促進作用（姚偉民等，2021；Howell，2017）。由此，本文提出假設：

政府補貼促進了技術創新（H1）。

與政府補貼類似，稅收優惠也是政府激勵技術創新的常用政策工具。大量文獻發現，稅收優惠促進了技術創新。理由如下：首先，稅收減免等稅收優惠政策能在一定程度上補償技術溢出給企業帶來的風險和不確定性，彌補企業創新的正外部性損失，有效促進創新投入（楊國超和芮萌，2020）；其次，所得稅優惠、研發加計扣除、加速折舊等稅收優惠政策，降低了企業納稅義務，相當于政府分擔了一部分企業創新活動的成本，從而緩解企業的內源性和外源性融資約束，激勵企業增加研發投入（Chen et al，2021）；最后，企業所得稅稅率降低，員工工資可以獲得顯著提高，這有助于吸引更多高素質研發人才加入企業，從而帶動其他創新生產要素的流動和集聚，激勵企業創新（Fuest et al，2018）。劉詩源等（2020）實證發現，平均稅率每降低1 個百分點，可促進0.012 個百分點的研發投入。由此，本文提出假設：

稅收優惠促進了技術創新（H2）。

（二）政府補貼和稅收優惠對技術創新的作用效果差異

政府補貼和稅收優惠這兩種政策工具的目的都是通過“政府之手”，直接讓渡一部分經濟利益給微觀市場主體，從而彌補技術創新的“市場失靈”，促進技術創新（楊國超和芮萌，2020）。但這兩種政策工具存在許多差異：第一，促進時機上，政府補貼是事前激勵手段，主要在企業研發前期的投入階段發揮引導作用，能用于彌補企業在創新初期的融資缺口，緩解企業的融資約束；稅收優惠是事后激勵手段，在企業創新活動的中后期和成果轉化階段提供幫助，對企業創新前期面臨的融資約束緩解不明顯（柳光強等，2015）；第二，促進方式上，政府補貼屬于直接補貼，通過直接撥款或融資貼息等措施對企業實施資助，可以直接補充企業的現金流，具有目的性和計劃性，能有效緩解融資約束；稅收優惠則屬于間接補貼，主要運用稅率優惠、稅收減免、稅前扣除等方式減輕企業稅收負擔，企業可自主選擇是否采用，受惠對象可以為各種類型的企業，具有一致性和普惠性；第三，政府補貼在實施過程中更為主觀且非隨機，可能引發企業的尋租行為；而稅收優惠則更為客觀和隨機，注重市場調節，實施起來覆蓋面更廣，對企業更為公平和靈活，對資源配置的扭曲效應更低。這些差異，導致這兩種政策工具的實施效果不同。

一些文獻認為，政府補貼具有更強的促進效應，會鼓勵企業更多投資于研發活動（Takalo et al，2013）。首先，從時效性來看，政府補貼的實施更為精準和迅速，且效果明顯，而稅收優惠政策存在時滯，影響了資金利用效率（柳光強，2016）；其次，從運行成本來看，政府補貼的政策成本更低，易于實施，而稅收優惠的上報、審批流程復雜，一旦制定則相對固定，不易調整，導致效率損失相對較高（張同斌和高鐵梅，2012）；最后，從引導性來看，獲得政府補貼的項目更易于被外部投資者認可，會產生一種外部融資的標準效應，為其他投資者提供了一個風向標，進而帶來更多的資金，促進研發投入（Neicu，2019）。

相反，也有部分研究認為稅收優惠的促進作用更強（安同良和千慧雄，2021）。這是因為政府補貼在某種程度上扭曲了市場的競爭準則，而稅收優惠可以對全行業從事創新活動的企業給予激勵，能鼓勵企業創新，放松未來的融資約束壓力，在公平性和靈活性等方面更有優勢（周燕和潘遙，2019）。因其通過市場機制配置財政資源，緩解了政府補貼可能產生的“政府失靈”問題，能夠在政府政策層面“讓市場在資源配置中發揮決定性的作用”。

基于上述分析，本文提出如下互斥的假設：

政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響差異顯著且政府補貼的影響更顯著（H3a）；

政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響差異顯著且稅收優惠的影響更顯著（H3b）。

（三）政府補貼和稅收優惠在技術創新中的政策組合效應

總體而言，政府補貼和稅收優惠都能有效緩解企業的融資約束和信息不對稱，通過事前扶持、事后補助和引導投資等方式為企業營造良好的發展環境，幫助企業克服各種不確定性，促進企業的技術創新（柳光強，2016）。但是由于兩種政策工具在促進時機、促進方式和操作模式等方面并不相同，對技術創新的影響效果也存在差異。因此由政府補貼和稅收優惠構成的政策組合會對技術創新產生什么影響？互補還是互斥，下面對此具體分析。

本文認為，政策組合中兩種政策工具對技術創新的影響是互補的，它們對技術創新的促進作用相互增強。首先，政府補貼和稅收優惠可以在時間上形成互補，分別在創新項目的初期和后期為其提供資金支持，為企業的創新活動保駕護航（馬文聰等，2022）；其次，兩種政策工具都能向外界發出該項目得到政府認可、具有投資價值的信號，從而產生相互增強的協同作用，增強投資者信心，吸引更多的外部投資者參與投資，加大研發投入（Takalo et al，2013）；最后，政府補貼由政府直接發放，速度快且效果明顯，而稅收優惠由市場調節，客觀而隨機，速度慢且效果不明顯，兩者搭配使用，能對緩解技術創新中的融資約束和信息不對稱產生互補作用（周江華等，2017）。基于此，本文提出假設：

政策組合中政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響是互補的（H4）。

三、數據與模型

（一）數據

本文選取2009—2019 年所有A 股上市公司為樣本，剔除如下樣本：①金融類行業上市公司；②ST（special treatment）、*ST（* special treatment）及終止上市的公司；③數據缺失的公司。最終得到2919 家上市公司的17158 個觀測樣本。對存在極端值的連續變量，做1%的Winsorize 處理。本文搜集的數據來源于銳思數據庫（RESSET）和國泰安數據庫（CSMAR）。

（二）變量定義

1.被解釋變量：技術創新（rdt）

現有文獻大多從創新投入和創新產出兩方面來衡量技術創新，采用創新投入的學者如郭玥（2018），劉詩源等（2020），創新產出的學者有黎文靖和鄭曼妮（2016），Liu 和Qiu（2016）。創新投入作為技術創新研發階段的衡量指標，能相對真實地反映技術創新的投入水平；而創新產出受外生變量影響較大，且創新成果參差不齊，在企業之間的可比性較差。鑒于本文研究目的及數據獲得情況，參考郭玥（2018）、劉詩源等（2020）的研究，采用創新投入作為技術創新的代理變量，用研發投入與總資產的比值來度量。同時，采用研發投入占銷售收入的比重及創新產出指標來對實證結果的穩健性進行檢驗。

2.解釋變量：政府補貼（subt）、稅收優惠（tax）

政府補貼為企業獲得的所有政府補助總額，包括財政補貼、貸款貼息、稅收返還等。本文參考余明桂等（2010）、柳光強（2016）的研究，采用政府補貼與總資產的比值來表示。其中，政府補貼數據來源于企業年報財務報表附注“營業外收入”科目下的政府補助總額，并扣除所有的稅收返還、即征即退、稅收減免等稅收優惠得到實際的政府補助。

稅收優惠反映企業享受的直接稅收優惠情況。本文參考柳光強（2016），采用“收到的各項稅費返還/（收到的各項稅費返還+支付的各項稅費）”來表示。其中，收到的稅費返還是指企業收到的返還的增值稅、所得稅、消費稅和教育稅附加等各項稅費的返還款；支付的各項稅費指企業本期發生并支付的、本期支付以前各期發生的及預交的稅費。

3.控制變量

參考黎文靖和鄭曼妮（2016）、柳光強（2016），選取公司年齡（age）、企業資產規模（ta）、總資產收益率（roa）、營業現金流（cft）、總資產周轉率（tar）、資本密集度（cap）和資產負債率（lev）作為控制變量，同時，加入年份虛擬變量，控制由于政府政策調整或宏觀經濟變化對企業創新的沖擊；加入行業虛擬變量，控制不同行業中由于政府政策的支持力度差異、技術水平差異等因素對企業創新活動造成的影響。各主要變量的名稱及定義見表1。

表1 主要變量名稱及定義

（三）描述性統計分析

主要變量的描述性統計結果見表2，其中創新投入均值為2.23%，高于郭玥（2018）利用2008—2015 年2707 家企業得出的均值1.91%，說明上市公司的創新投入水平逐年遞增。政府補貼均值為0.38%，稅收優惠均值為15.10%，兩者均低于柳光強（2016）搜集的2007—2012 年戰略新興產業上市公司的政府補貼均值1.13%和稅收優惠均值19.30%，說明兩種政策工具在近年來的力度有所下降，符合我國降低政府干預力度、提升市場化力量的方向。

表2 主要變量描述性統計

（四）模型設定

1.檢驗假設H1 和假設H2 的模型設定

為單獨檢驗政府補貼或稅收優惠對技術創新的影響，構建如下實證模型：

其中：i為企業；t為時間；rdti，t為被解釋變量；subti，t和taxi，t為解釋變量；Xi，t為影響企業技術創新的一組控制變量；Yeart為年份固定效應；Indusi為行業固定效應；β為估計系數；εi，t為隨機擾動項。模型（1）和模型（2）中，若subt或tax的系數為正，且顯著，表明政府補貼或稅收優惠對技術創新產生了明顯的促進作用，驗證了假設H1、假設H2。

2.檢驗假設H3 的模型設定

為比較政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響效果差異，構建如下實證模型：

由于政府補貼和稅收優惠指標存在量綱的差異，不具有可比性。因此本文參考陸國慶等（2014）的方法，首先將解釋變量的量綱進行標準化，再比較兩者的系數。標準化的方法參考柳光強等（2015）的方法，采用標準差標準化方法進行處理，即將政府補貼和稅收優惠的原始數據Xi，t轉換為，其中，為Xi，t均值；Si，t為Xi，t的標準差，標準化處理后兩個解釋變量的均值為0，方差為1。

模型（3）中，若系數β1和β2大小不同，可初步認為兩種政策工具對技術創新的促進效果不同，還需對此進一步檢驗。本文參考杜勇等（2019）的方法，對β1和β2的差異進行顯著性F檢驗，若通過了系數差異的顯著性檢驗，則認為政府補貼和稅收優惠對技術創新的作用效果存在明顯差異，驗證了假設H3。

3.檢驗假設H4 的模型設定

為檢驗兩種政策工具搭配實施的政策效應，在模型（3）中加入政府補貼和稅收優惠的交乘項（subt×tax），具體模型如下：

模型（4）中，主要關注β3的符號，β3衡量了政府補貼和稅收優惠所構成的組合對技術創新的影響，若系數為正且顯著，則認為政府補貼的引入提高了稅收優惠對技術創新的促進作用，或稅收優惠的引入提高了政府補貼對技術創新的促進作用，即政府補貼和稅收優惠在促進技術創新中形成了互補，驗證了假設H4。

四、政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響

（一）政府補貼和稅收優惠對技術創新的單獨影響

在回歸分析前，對各變量進行了方差膨脹因子檢驗，結果顯示不存在多重共線性問題。表3 報告了式（1）和式（2）對應的政府補貼或稅收優惠對技術創新的單獨影響效果。模型（1）和模型（3）為全樣本回歸結果，模型（2）和模型（4）分別為不包括政府補貼或稅收優惠為0 的樣本回歸結果。模型（1）～模型（4）結果顯示，政府補貼或稅收優惠的系數均為正，且在1%的水平上顯著，說明政府補貼或稅收優惠對技術創新均具有明顯的促進作用，驗證了假設H1 和假設H2。模型（1）和模型（2）表示，政府補貼占總資產比例每增加1%，研發投入占總資產比例就增加0.54%，經濟意義上顯著。

表3 政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響效果檢驗

在控制變量方面，企業規模（ta）的系數為負，且顯著，這說明規模越大的企業其創新動力越小。總資產收益率（roa）的系數為正，在1%的水平上顯著，可見超額利潤是企業開展創新活動的必要保障；營業現金流（cft）的系數為正，（1）～（3）列系數顯著，說明營業現金流可以顯著緩解企業的融資約束，促進了創新投入的提高；總資產周轉率（tar）的系數為正，系數顯著，說明公司的營運能力越強，技術創新水平越高；資本密集度（cap）、資產負債率（lev）對技術創新的影響為負，系數顯著，意味著當企業的固定資產和負債占比較高時，將不利于企業創新投入的提高。

（二）政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響差異

為檢驗政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響是否存在顯著差異，將政府補貼和稅收優惠變量標準化，并放入同一回歸模型進行分析，對應的回歸結果見表4。模型（1）～模型（4）顯示，政府補貼和稅收優惠對技術創新都在1%水平下產生了正向顯著影響，這證實了假設H1 和假設H2。仔細分析發現，在模型（1）中，兩者的系數大小差異不明顯。但在采用逐步回歸法加入控制變量后得到的模型（2）～模型（4）中，稅收優惠的系數更大；進一步對兩者系數差異的顯著性進行F檢驗，發現兩者系數差異在1%水平下顯著，說明稅收優惠促進技術創新的效果顯著優于政府補貼，這驗證了假設H3b 而不支持假設H3a。

表4 政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響產生差異的檢驗結果

（三）穩健性檢驗

1.內生性討論

本文的內生性主要來源于兩個方面。一方面，互為因果關系。創新能力強的公司會向外界傳遞積極的信號，更容易獲取政府補貼和稅收優惠的支持。因此存在反向因果的問題；另一方面，遺漏變量問題。由于每個企業的情況不同，盡管模型中控制了其他變量的影響，但仍可能存在遺漏變量，比如企業所在地區的宏觀金融水平、企業內部的人力資本情況等，這會影響企業技術創新。以上兩種情況均可能導致內生性問題，造成估計結果有偏。針對該問題，采用兩階段最小二乘法解決。

本文采用政府補貼和稅收優惠相關研究中較為通用的做法（范子英和王倩，2019），用企業所處行業和年份的政府補貼和稅收優惠的均值作為工具變量，一階段將內生變量對工具變量和控制變量進行回歸，得到內生變量的擬合值，二階段將內生變量擬合值代入到模型中進行回歸分析。結果顯示，政府補貼和稅收優惠對技術創新都產生了顯著影響且影響效果差異顯著（兩者系數差異的F值為74.45，P值為0.0000，在1%水平下顯著），稅收優惠的促進作用大于政府補貼，具有穩健性。

2.Heckman 樣本選擇模型

對于以上結果可能還存在一個問題，由于本文采用的樣本剔除了數據缺失的公司，也就是沒有披露創新投入、政府補貼或稅收優惠的企業未能進入回歸模型。因此可能存在樣本自我選擇問題造成的回歸結果偏差。為了糾正模型中可能存在的樣本選擇偏差，這里進一步用Heckman 兩階段模型進行估計。采用賀炎林等（2020）的方法，第一階段分別對政府補貼虛擬變量和稅收優惠虛擬變量做Probit 回歸，計算出逆米爾斯比率IMR1 和IMR2；第二階段將IMR1 和IMR2 作為控制變量加入回歸模型中，以修正自選擇導致的偏誤。

結果顯示，政府補貼和稅收優惠對技術創新都產生了顯著影響且影響效果差異顯著（兩者系數差異的F值為12.28，P值為0.0000，在1%水平下顯著），且稅收優惠的系數更大，即兩者影響效果差異顯著且稅收優惠的促進作用更大的結論具有穩健性。

3.替換技術創新指標

上面分析了政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響時，采用了研發投入占總資產的比重作為創新投入的代理指標，文獻中也多使用研發投入占銷售收入的比重來衡量創新投入強度（Lin et al，2010）。同時，創新產出也是常用的用于度量技術創新的指標，創新產出主要包括新產品產值、發明專利的申請數或授權數（黎文靖和鄭曼妮，2016；Liu 和Qiu，2016）。新產品產值體現了技術創新的市場價值及為企業帶來的收益，代表創新成果的商業化水平，但受限于個體企業的披露情況，目前文獻中多用該指標的宏觀數據來衡量某一地區的技術創新能力；發明專利申請數或授權數也能夠反映企業真實創新水平，發明專利是對產品和方法的創新，技術含量最高，更能反映企業的實質性技術創新和核心競爭力。專利申請或授權數反映了創新資源投入的效率，能夠更真實地體現技術創新的能力。

鑒于此，為了驗證上述結果是否穩健，采用研發投入占銷售收入的比重替換創新投入，分別采用發明專利申請數、發明專利授權數作為創新產出變量，重新驗證兩種政策工具對技術創新的影響效果及影響差異。所得結果顯示，政府補貼和稅收優惠的系數差異顯著，稅收優惠的系數均高于政府補貼的系數，兩者的差值檢驗的F值分別為5.06、3.18 和3.85，且均在5%水平下顯著，所得結論與前述一致，結果穩健。

五、政府補貼和稅收優惠組合對技術創新的影響

上面的實證分析發現，政府補貼和稅收優惠對技術創新的促進作用差異顯著，且稅收優惠的促進作用更強。本文認為，兩者差異顯著的原因是兩種政策工具都有其優劣勢，對技術創新的著力點不同，作用效果存在邊界或此消彼長的情況，因而一種政策工具的使用不能過度。如果兩種政策工具相互匹配、優勢互補，就能實現作用效果的最大化。上述觀點是否正確，需要進行驗證，下面分析政府補貼和稅收優惠所構成的組合對企業技術創新的影響，對假設H4 進行實證檢驗，并從融資約束和人力資本兩方面對該實證結論的影響機制進行深入探析。

（一）政府補貼和稅收優惠組合對技術創新的影響

用于檢驗假設H4 的式（4）對應的回歸結果見表5，模型（1）～模型（4）中，交乘項（subt×tax）的系數在1%的水平上均顯著為正，說明政府補貼和稅收優惠構成的組合在促進技術創新方面形成了互補，實現了1+1＞2 的效果，驗證了假設H4。

表5 政府補貼和稅收優惠在技術創新中的組合效應檢驗

雖然有文獻研究了政府補貼和稅收優惠單獨對技術創新的影響，但現實中政府卻同時采用了兩種政策工具來干預技術創新，這樣的干預是否合理，目前還未檢索到相關文獻，也沒發現對應的理論支撐。筆者認為，要回答清楚干預是否合理這個疑問，需要解決兩個問題：第一，在技術創新中是否需要政府補貼或稅收優惠的干預；第二，在干預技術創新中是否需要政府補貼和稅收優惠的組合。

要回答第一個問題，就需要考察政府補貼或稅收優惠的干預是否有助于技術創新。本文對假設H1 和假設H2 的檢驗結果表明，政府補貼或稅收優惠的干預對技術創新產生了正向顯著影響，即政府補貼或稅收優惠的干預有助于技術創新，能夠彌補市場機制的失靈，有助于“讓市場在資源配置中發揮決定性的作用”。因此在技術創新中需要政府補貼或稅收優惠的干預。

要回答第二個問題，就需要考察政府補貼和稅收優惠在促進技術創新中是否形成了互補。對假設4 的檢驗結果表明，政府補貼和稅收優惠在技術創新中能夠相互促進，實現了1+1＞2 的效果。因此在干預技術創新中需要政府補貼或稅收優惠的組合。

可見，本文的實證研究對兩個問題都給出了肯定的答案，給出了現實中政府為什么要同時采用兩種政策工具來干預技術創新的原因。其中一個重要原因就是，兩種政策工具在促進技術創新中形成了互補，目前還很少有文獻對兩種政策工具的組合在技術創新中的作用進行研究，而要弄清楚為什么兩種工具能夠形成互補，需要深入分析兩種工具在技術創新中的作用機制。目前還未檢索到對此的相關研究，下面從融資約束和人力資本這兩個方面，研究兩種政策工具作用于技術創新的機制。

（二）融資約束在政府補貼和稅收優惠組合作用于技術創新中的機制檢驗

企業創新活動普遍面臨較為嚴重的融資約束，政府補貼和稅收優惠的搭配可以為企業提供資金支持，有效緩解融資約束，進而促進技術創新。首先，企業獲取政府補貼時，因存在尋租、迎合行為或故意浪費等而降低了補貼的效率（范子英和王倩，2019），稅收優惠作為市場化的手段就會在這方面產生互補作用，在一定程度上緩解補貼過程中的“政府失靈”問題，降低政府補貼造成的大量扭曲；與此同時，稅收優惠屬于事后激勵措施，需要企業有正常利潤時才能發揮作用，而很多高科技企業在初創階段沒有利潤甚至虧損，但它們需要大量的資金進行研發，此時政府的直接補貼就能發揮重要的補充和引導作用，緩解融資約束，彌補稅收優惠的不足（郭玥，2018）。因此預期，政府補貼和稅收優惠可以形成互補，緩解企業融資約束，促進技術創新。

為了檢驗上述預期，建立如下實證模型：

其中：α為估計系數；SA為融資約束。目前，測度融資約束的指標并沒有統一的標準，主要有以下幾種計算方法：一是Fazzari et al（1988）提出的敏感度分析框架，包括投資-負債敏感度和現金-現金流敏感度等，但是使用該指標只能判別樣本整體上是否存在融資約束，而無法衡量每個企業的融資約束程度；二是使用單一指標，如選用利息支出、現金流指標等（Fisman 和Love，2007）；三是使用綜合指標，如KZ 指數、WW 指數和SA 指數等（Kaplan 和Zingales，1997；Hadlock 和Pierce，2010），但KZ 指數和WW 指數所使用的變量可能導致模型出現內生性問題。本文綜合考慮后，參考余明桂等（2010）、Hadlock 和Pierce（2010）的研究，采用SA 指數作為融資約束的代理變量。具體計算方法如下：

其中：size為企業總資產換成單位為百萬元再取對數；ageIPO為企業上市年限。SA指數越大代表企業融資約束程度越小。式（5）中，若交乘項的系數α3顯著為正，則表示政府補貼能夠彌補稅收優惠在降低企業融資約束中的不足，或稅收優惠能夠緩解政府補貼在降低企業融資約束中可能出現的“政府失靈”問題，即政府補貼和稅收優惠組合能夠緩解企業的融資約束，促進技術創新，驗證了本文的預期。

式（5）對應的回歸結果見表6。模型（4）中，交乘項對融資約束的影響為正，在1%的水平上顯著，這意味著政府補貼和稅收優惠所構成的組合能顯著的緩解企業的融資約束，在促進技術創新中形成互補，驗證了本文的預期。

表6 融資約束中介機制回歸結果

（三）人力資本在政府補貼和稅收優惠組合作用于技術創新中的機制檢驗

人力資本是技術創新的重要影響因素，兩種政策工具常通過對人力資源的影響來促進技術創新。事實上，政府補貼和稅收優惠的組合實施有利于企業在技術創新中吸引優秀的研發人員，以此促進技術創新。

首先，政府補貼可以一次性解決研發人員的短期資金需求，比如安家費和購房補貼等，而稅收優惠可以長期激勵研發人員，與政府補貼形成互補。比如個人所得稅優惠政策專門對高層次人才給予獎勵，減少人才流失和吸引更多高素質人才，激發他們的創新熱情，促進技術創新（Fuest et al，2018）。其次，政府補貼往往會過度集中資助個別企業或行業（朱平芳和徐偉民，2003），而稅收優惠作為更加普惠性和公平性的政策設計，可以與政府補貼形成互補，增強對研發人員的引導效果，改善企業人力資本的配置，以此促進技術創新。由此預期，政府補貼和稅收優惠可以形成互補，增強對研發人才的吸引力，促進技術創新。

為驗證上述預期，本文選取了研發人員數量占比（rdper）作為人力資本的替代指標，同時建立如下實證模型，研究政府補貼和稅收優惠組合對人力資本的影響：

其中：λ為估計系數。式（7）對應的回歸結果見表7。模型（4）顯示，交乘項系數λ3為正，在1%的水平上顯著，說明政府補貼能夠彌補稅收優惠在吸引研發人才中的不足，或稅收優惠能夠彌補政府補貼在吸引研發人才中的不足，即政府補貼和稅收優惠所構成的組合提升了企業對研發人員的吸引力，驗證了本文的預期，即政府補貼和稅收優惠組合能顯著改善研發人員數量占比，在促進技術創新中形成互補。

表7 人力資本中介機制回歸結果

六、政府補貼和稅收優惠組合的異質性分析

上述研究發現一個重要規律，政府補貼和稅收優惠的搭配組合，通過緩解融資約束和改善人力資本，能夠在促進技術創新方面實現互補。那么這種互補在所有情況下都成立，還是只在某種情況下成立，這對于提高兩種政策工具促進技術創新的有效性，具有重要意義。下面從企業是否屬于高科技行業、所屬地區、產權性質與企業規模3 個維度，比較分析政府補貼和稅收優惠組合對技術創新的影響。

（一）高科技行業的異質性分析

高科技企業的發展高度依賴于不斷升級發展的前沿技術，技術創新關系到高科技企業的核心競爭力。因此，高科技企業的創新活動更頻繁，對應的失敗風險更高，面臨更強的融資約束，對產業政策的實施也更為敏感（張同斌和高鐵梅，2012）。政府補貼和稅收優惠等產業政策的實施有利于提升高科技企業的創新水平。首先，政府補貼和稅收優惠政策的組合可以減輕企業融資約束，激發高科技企業的技術創新熱情，從而發揮出杠桿效應，拉動企業自身的研發投入（李萬福等，2017）。其次，由于高科技行業競爭激烈、產品更新換代快、稍有不慎就會被淘汰（比如從事手機生產的摩托羅拉）。因此，其對技術創新和新產品研發的需求更強，對從事研發的創新人才引入的意愿要強于傳統行業。而由于傳統行業企業的優勢一般來源于人力資本、銷售渠道和成本管理等能力（劉詩源等，2020），對從事技術創新的研發人才需求并不強烈。因此，產業政策的組合對其促進作用有限。基于此，本文預期，在高科技企業中，創新項目更多、資金和人力的投入規模更大、失敗的風險更高，政府補貼和稅收優惠組合能夠在緩解融資約束和改善人力資源方面產生更強的互補作用，對技術創新的促進效果更顯著。

參考黎文靖和鄭曼妮（2016），依據《證監會行業分類指引》（2012 版），本文將制造業中的通用設備制造業（C34），專用設備制造業（C35），鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業（C37），電氣機械和器材制造業（C38），計算機、通信和其他電子設備制造業（C39），儀器儀表制造業（C40）列為高科技行業，其余行業則為非高科技行業。定義高科技行業虛擬變量（tec=1，為高科技行業；tec=0 為非高科技行業），并構建高科技行業虛擬變量與subt×tax的交互項tec×subt×tax，檢驗高科技行業中政府補貼和稅收優惠組合在促進技術創新中的互補作用更強。

表8 的回歸結果中，交乘項subt×tax系數在模型（2）和模型（4）中均在1%的水平上顯著，表明政府補貼和稅收優惠組合對技術創新產生了互補作用，驗證了假設H4。同時，subt×tax的系數值在高科技企業中更大，鄒氏檢驗表明，系數差值在10% 水平下顯著（Chi2=3.27），說明政府補貼和稅收優惠組合對技術創新的互補作用在高科技行業中更強，驗證了上述預期。在模型（5）中，交互項tec×subt×tax的系數為正且在1%水平下顯著，進一步驗證了上述預期，即高科技行業中政府補貼和稅收優惠組合在促進技術創新中的互補作用更強。

表8 政府補貼和稅收優惠在高科技行業中的異質性

（二）所屬地區的異質性分析

中國在體制轉軌的過程中，各地區的經濟發展水平很不平衡，企業發展受到當地大環境的影響。因此產業政策的組合可能隨著各地區經濟發展程度的不同，產生不同的激勵效果（孔東民等，2013）。在經濟發展水平較高的東部地區，金融發展水平高，信息不對稱程度低，有利于發揮政府補貼和稅收優惠的信號協同效應，幫助吸引更多的外部資金緩解融資約束（Claessens 和Laeven，2003）；同時，在經濟發展水平高的地區，人才聚集現象更明顯，公司也更容易招聘到優秀的人才，進一步發揮政府補貼和稅收優惠的互補效果。

而在經濟發展水平較低的中部和西部地區，金融體系落后，政府干預較多，投資雙方信息不對稱問題嚴重，政府主導與市場配置之間的沖突加深，政府對特定企業、行業的政策支持信號對外部投資者的作用不強，使得企業對外部創新資金及高科技人才的獲取困難，反而面臨更強的融資約束和難以扭轉的人才流失問題。與此同時，在市場化水平滯后的中西部區域，非生產性的尋租活動更加頻繁，企業為獲得產業政策支持付出的“關系成本”將遠大于通過市場獲得的研發資源成本。因此，以市場機制作為主要調節作用的稅收優惠政策將難以發揮作用，無法彌補政府補貼引發的“政府失靈”問題，從而削弱了政府補貼和稅收優惠組合的實施效果（余明桂等，2010）。基于此，本文預期，東部地區的企業中政府補貼和稅收優惠組合在技術創新中的互補作用將比中西部地區更顯著。

為驗證上述預期，將樣本企業按所處地區分為東部、中部、西部和東北4 個子樣本組。地區的分組參考樊綱等編制的《中國分省份市場化指數報告（2018）》中對地區的劃分方法，東部地區包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南；中部地區包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆；東北地區包括遼寧、吉林和黑龍江。

表9 回歸結果顯示，在東部地區和東北地區的組別中，政府補貼和稅收優惠組合（subt×tax）對技術創新的促進效果顯著為正，然而在中部地區和西部地區的組別中，組合的促進效果不顯著，這說明兩種政策工具組合對技術創新的促進作用受地區經濟發展水平的影響，在經濟發展水平較高的東部地區及擁有豐富資源和工業基礎的東北地區，兩者的互補作用更顯著。

表9 政府補貼和稅收優惠在不同地區企業中的異質性

為進一步驗證上述結果，構建地區虛擬變量（dis=1，為東部和東北部；dis=0，為中部和西部），同時構建地區虛擬變量與subt×tax的交互項dis×subt×tax，帶入回歸模型，結果如模型（5）所示，交互項dis×subt×tax的系數為正且顯著，意味著東部和東北地區的企業中政府補貼和稅收優惠組合對技術創新產生了更為顯著的互補作用，再次驗證了表中的結果。

（三）產權性質和企業規模的異質性分析

企業產權性質和規模的不同可能導致產業政策在技術創新中的作用存在差異。民營企業往往處于較激烈的市場競爭環境中，且由于信息不對稱嚴重和容易受到信貸歧視等問題，面臨更為嚴重的融資約束（Brandt 和Li，2003）。因此，民營企業會將獲得的補助資源利用在產生最大化的研發收益上，它們對資金的利用效率更高，政府補貼和稅收優惠組合在民營企業中能夠更有效的發揮資金補充和信號傳遞效應，緩解融資約束的效果更明顯；而國有企業由于具有天然的政府資源，本就會受到財政政策的傾斜，從而面臨較輕程度的融資壓力。因此政府補貼和稅收優惠組合在國有企業中的互補作用將有所減弱。另外，民營企業也能夠提供更有競爭力的薪資水平和發展空間，吸引更多的優秀人才進行研發。因此進一步提高了兩種政策工具的組合效應。基于此，本文預期，在民營企業中，政府補貼和稅收優惠組合在促進技術創新中的互補作用更顯著。

企業規模的大小也可能影響產業政策對技術創新的作用效果，熊彼特從資源需求特征出發，強調足夠大的企業規模所具有的資源稟賦是創新的基本條件，而處于追隨地位的小企業往往僅有創新需求，而沒有資金、技術、人脈等資源的保障，企業提高創新投入會顯得力不從心；另外，由于研發活動需要大量資金的支持，創新活動面臨巨大風險，如果失敗常常難以逆轉，所以大企業比小企業具備更大的風險承擔能力（Lall，1992），而小企業相比大企業更需要政府補貼和稅收優惠政策的支持。基于此，本文預期，在小企業中，政府補貼和稅收優惠組合在促進技術創新中的互補作用更顯著。

為驗證上述預期，本文按照企業產權性質將樣本分為民營企業組和非民營企業組，同時參考陸國慶等（2014）的方法，用企業員工人數代表公司規模，并根據企業員工人數的中位數將樣本分為大企業組和小企業組，回歸結果見表10 模型（1）～模型（4）。政府補貼和稅收優惠組合（subt×tax）在民營企業中對技術創新的影響顯著性和影響系數均高于非民營企業，小企業的影響顯著性和影響系數也均高于大企業，這與本文的預期一致。為進一步驗證該結論是否穩健，構建產權性質虛擬變量（pe=1 為民營企業，pe=0 為非民營企業）及企業規模虛擬變量（empd=1 為小企業，empd=0 為大企業），與subt×tax形成交互項pe×subt×tax和empd×subt×tax，結果如模型（5）和模型（6）所示，交互項pe×subt×tax和empd×subt×tax的系數為正且在1%水平下顯著，驗證了上述結論的穩健性，即在民營企業或小企業中，政府補貼和稅收優惠組合在促進技術創新中的互補作用更顯著。

表10 政府補貼和稅收優惠在不同產權性質和不同規模企業中的異質性

上述分析發現，產權性質或企業規模導致了政府補貼和稅收優惠組合對技術創新影響效果的異質性。為進一步分析公司的這兩種重要屬性在異質性影響中的作用，本文采用賀炎林等（2012）的方法，依據產權性質虛擬變量和企業規模虛擬變量，將企業交叉分組為四種類型：大規模民營企業（sm1）、小規模民營企業（sm2）、大規模非民營企業（sm3）和小規模非民營企業（sm4）。本文預計，對于民營企業而言，大規模民營企業面臨融資約束水平較低，且積累的創新要素更充沛，自身抗風險能力強；而小規模民營企業擁有的創新資源較為匱乏，更需產業政策的扶持和外部資金的補充。因此政府補貼和稅收優惠組合在小規模民營企業中能發揮更顯著的互補效果。對于非民營企業而言，主要以國有企業為主，這些國有企業大多承擔著許多社會目標，且由于自身資源冗余和多重代理等問題的存在，技術創新的主動性并不高（Qu et al，2017）；而大規模國有企業因為具有豐富的政府、人脈資源，能夠更容易得到產業政策的支持和傾斜，其抗風險能力會更強，政府補貼和稅收優惠組合在大規模國有企業中能夠發揮更顯著的互補作用。

為驗證上述預期，本文考察四種企業類型（sm1～sm4）中政府補貼和稅收優惠組合對技術創新的影響結果列于表11。模型（1）～模型（4）中，大規模民營企業的交互項（sm1×subt×tax）比小規模民營企業的交互項（sm2×subt×tax）的系數和t 統計值更低，大規模非民營企業的交互項（sm3×subt×tax）比小規模非民營企 業的交互項（sm4×subt×tax）的系數和t統計值更高，這證實了本文的預期。為進一步驗證該實證結果，將sm1～sm4與subt×tax的交互項同時引入模型（5）、模型（6）。模型（5）中，sm1×subt×tax的系數和t值均低于sm2×subt×tax，sm3×subt×tax的系數顯著為正；模型（6）中，sm4×subt×tax的系數和t值均低于sm3×subt×tax，sm2×subt×tax的系數顯著為正，證實了本文的上述結論。即政府補貼和稅收優惠組合對技術創新的互補作用，在小規模民營企業中大于大規模民營企業、在大規模非民營企業中大于小規模非民營企業。

表11 產權性質和規模虛擬變量交叉分組的結果

七、結論

如何采取恰當的政策工具來有效促進技術創新以彌補“市場失靈”，是目前中國促進產業升級的一個關鍵問題。雖然國家采用了許多政府補貼和稅收優惠政策，這些政策也取得了很多效果，但這些政策對技術創新的作用效果存在差異，也存在政策工具的作用邊界問題，甚至會發生某些政策工具的互斥現象而不利于創新。因此如何有效發揮多個政策工具的作用以實現政策工具之間的互補，對于彌補市場失靈促進技術創新極為重要，但目前還鮮見研究。本文在這方面進行了嘗試，基于A 股上市公司2009—2019 年的微觀數據，實證檢驗了政府補貼和稅收優惠對企業技術創新的影響差異和政策組合的影響效果，得出如下研究結論：

（1）政府補貼和稅收優惠都對技術創新產生了正向顯著影響，但其影響效果差異顯著，稅收優惠的影響效果顯著大于政府補貼。實踐中，大多發現政府干預能夠促進技術創新，這也是我國發布很多產業政策和各種干預政策以促進技術創新的原因，但在采取什么政策來有效促進技術創新方面卻存在爭議并進行了很多探索，最終發現稅收優惠這種偏市場化的手段更為有效，為此2008 年我國審議通過了新《企業所得稅法》，明確我國采取稅收優惠為主，政府補貼為輔的財稅政策，以發揮稅收優惠這種市場化程度更高的間接激勵政策，在促進企業創新中的主體作用。

（2）政府補貼和稅收優惠對技術創新的影響存在互補性，由此構成的政策組合能產生1+1＞2 的影響效應，這是因為兩者的搭配實施能夠顯著緩解企業的融資約束，并提高研發人員占比。實踐中，在很長一段時間我們都采用單一政策工具來促進技術創新，雖然在這些政策工具中包含了政府補貼和稅收優惠等多個政策，但并沒有有意識的把兩個或多個政策工具進行組合。本文的研究結論顯示，在政策實施時應著眼于把政府補貼和稅收優惠這兩個政策工具進行組合，雖然稅收優惠這種偏市場化的政策對技術創新產生了顯著促進作用，但這種政策可能見效慢，并且只有在企業發展起來產生利潤時其作用才更為有效，當企業在初創期時其作用難以發揮，而這時政府補貼反而能直接給予企業補貼而發揮更大的作用。因此，稅收優惠作用的發揮離不開政府補貼，為此我國2005 年出臺的《國家中長期科學和技術發展規劃綱要（2006—2020）》強調，發揮“財政資金對激勵企業自主創新的引導作用”。綜上，在實踐中應通過政府補貼和稅收優惠的組合來實現1+1＞2 的效果。

（3）政府補貼和稅收優惠促進技術創新的互補性存在異質性特征。在高科技企業、東部地區和東北地區的企業、小規模民營企業和大規模非民營企業中，政府補貼和稅收優惠在技術創新中有更明顯的互補作用。實踐中，2016 年出臺的《高新技術企業認定管理辦法》中，根據研發投入占銷售收入3%的比例門檻來認定企業是否為高新技術企業，進而對其提供政府補貼和實施稅收優惠，本文研究結論顯示，這種“一刀切”式的政府補貼和稅收優惠政策，并非適用于所有類型企業的技術創新的提高，政府應突出重點和層次，針對不同領域和產業應明確產業政策的差異性。例如，對于高科技企業，可加大政府補貼和稅收優惠政策的支持力度，而對于非高科技企業，應合理引導和適當扶持，激發創新潛能，以提高中國產業整體的創新質量；同時進一步消除小規模民營企業的進入壁壘，強化大規模國有企業在創新中的主體地位，發揮大型國有企業在承擔國家大型科技創新活動中的主導作用，推動企業的技術創新。