政府補助與中小企業技術創新：基于融資約束的調節效應

王珍義，陳九萍，陳 曦

（1.武漢紡織大學 會計學院，武漢 430200；2.武漢工程大學 管理學院，武漢 430205）

0 引言

技術創新離不開資金的支持，中小企業由于規模較小、信用水平及抵押品價值低等自身原因以及銀行等金融機構存在的“惜貸”行為，使其創新行為極易面臨資金短缺及融資難、融資貴的困境。此外，研發活動本身的高風險性以及研發成果商業化過程中面臨的市場風險，也成為影響企業技術創新的掣肘因素，技術創新的“市場失靈”時有發生。

政府補助是政府行政干預的一項重要手段，當企業的研發活動出現“市場失靈”時，政府可發揮“有形之手”的宏觀調控作用，彌補市場機制的不足。據國泰安數據服務中心統計，我國中小上市企業平均每年獲取的政府補助從2009 年約907 萬元增長到2021 年約4240 萬元，支持力度不可謂不大。那么“政府補助”的宏觀政策對微觀企業的技術創新行為產生了怎樣的影響？

伴隨著國內外學者對“政府補助”動機及經濟后果的持續研究，政府補助與企業技術創新關系的研究得到了我國學者們的關注，并取得了較為豐富的研究成果。石俊國等（2019）[1]研究發現，政府補助對企業研發活動總體表現為激勵作用。而顧鑫等（2020）[2]研究發現政府補助抑制了政企關聯企業的研發活動，對非高新技術企業的研發投資存在完全擠出效應。此外，李園園等（2019）[3]研究發現政府補助與研發之間呈現“倒U”型關系。綜合來看，關于政府補助與企業技術創新的關系，已有文獻的研究結論莫衷一是，學者們并未達成共識。鑒于此，本文認為或許存在某些因素在政府補助與企業技術創新關系中發揮著調節效應，因此，需要尋找合適的調節變量，進一步厘清政府補助與企業技術創新的關系。

本文借鑒國內外學者的相關研究成果，選取中小板上市公司為樣本，以2009—2021 年為考察期，聚焦中小企業，引入融資約束作為調節變量，探究政府補助對企業技術創新投入、產出的作用機理。

1 理論分析與研究假設

1.1 政府補助與企業技術創新

研發活動本身的高風險性以及研發成果商業化過程中面臨的“市場失靈”現象掣肘了企業的創新活力。作為政府行政干預重要手段的政府補助，可以彌補市場機制的不足，其對企業技術創新的影響主要體現在：一方面，政府補助降低了企業技術創新投入成本和資金短缺風險，從而使因研發投入較高擬被企業放棄的項目變得有利可圖，從而促進企業的技術創新[4]。另一方面，政府補助具有較強的信號傳遞作用，為企業的技術創新提供隱性擔保[5]。只有經過了政府在創新性及社會、經濟貢獻等方面考量的企業才可能獲得補助[6]。這種官方認可的優勢通過市場傳遞，緩解了外部投資者信息不對稱，有效規避逆向選擇問題[7]。政府會采取多種方式對享受政府補助企業的技術創新活動進行持續的監督和考評，市場投資者基于政府補助釋放的技術認證和監管認證雙重信號，給予企業更高的信用認可[8]，從而降低其對企業技術創新的風險評估，帶動社會資本的不斷聚集，為企業加大創新力度提供資金保障，最終形成多元化創新投入資金支持鏈。政府補助的“光環效應”在為企業聚集社會資本投入的同時，加速了企業各種創新資源的集成與整合，并通過創新投入實現對創新產出的傳導作用[4]，從而促進企業的技術創新產出。張慧雪等（2020）[9]實證分析發現，政府補助提高了企業研發支出和專利產出，也提高了企業發明專利數，即政府補助同時提高了企業創新產出的數量與質量。鑒于此，本文提出：

假設1a：政府補助顯著促進了企業的技術創新投入。

假設1b：政府補助顯著促進了企業的技術創新產出。

在我國轉型經濟的制度背景下，政府對補助資金擁有一定的“自由裁量權”，基于逐利的誘惑，企業對政府補助存在“尋租”的動機，且補助金額越大，“尋租”動機越強[10]，企業會通過構建政治關聯產生“尋補貼”行為。其結果體現在：（1）雖然“尋補貼”會付出成本，但一旦尋租成功，其帶來的超額利潤誘惑，會降低企業通過技術創新提升盈利能力的動力。這種逆向選擇行為一旦在企業間形成潛在共識，則會產生傳染效應，其結果破壞了企業技術創新生態圈，從而削弱企業自主技術創新能力。顧鑫等（2020）[2]研究發現當政府資源并未按期望使用時，政府補助表現出對創新的擠出效應。（2）當企業資源有限時，行業中激烈的價格競爭使得利潤被壓縮，此時，一方面有限的利潤限制了企業的創新投入；另一方面為了生存，企業不得不進行成本控制，而一旦成本控制未果，則會期望通過政府補助以維持現有的經營狀況。此種對政府補助的依賴現象，削弱了企業主動謀求技術創新并通過技術創新提升盈利能力以維持其可持續發展的動力。鑒于此，本文提出：

假設2a：政府補助對企業技術創新投入具有顯著的抑制作用。

假設2b：政府補助對企業技術創新產出具有顯著的抑制作用。

1.2 融資約束的調節效應

融資約束是中小企業普遍面臨的問題，一般而言，融資約束程度越高的企業，在經營資金缺口壓力下，企業有可能改變政府補助的用途，并非用于技術創新。此外，技術創新需要持續的資金支持，政府補助只能緩解一時之需。受到融資約束的企業可能會因資金短缺而放棄創新活動，從而使得技術創新活動“中途夭折”或難以堅持到市場化階段[11]。鑒于此，本文提出：

假設3a:融資約束負向調節政府補助與企業技術創新投入的關系。

假設3b:融資約束負向調節政府補助與企業技術創新產出的關系。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據說明

本文實證分析的樣本為深市中小板上市公司，數據區間為2009—2021 年，為了避免某些“噪音”對實證結果的干擾，對樣本公司及數據的篩選執行如下原則：（1）剔除ST和PT公司；（2）剔除銀行等金融類公司；（3）考慮到在檢驗區間內，某些樣本公司的數據不完整，因此剔除數據缺失的公司。經過以上篩選和處理，共得到6930 個有效觀測值。本文數據處理選用Excel2010 及Stata15.0 軟件，所需數據來自國泰安數據庫（CSMAR）。

2.2 變量說明

（1）被解釋變量

將被解釋變量技術創新區分為技術創新投入（In）和產出（Out）兩個維度。考慮不同規模、不同資產負債率企業的可比性，本文借鑒李園園等（2019）[3]的做法，采用“研發支出/營業收入”對技術創新投入（In）進行衡量。

技術創新產出是指企業通過研發而獲取的創新成果。唐松等（2020）[12]認為企業獲得的專利數據更適合于考量其技術創新成果，但由于專利的形成要經過申請、受理、授予、公開等過程，且時間跨度較大，因此，本文借鑒王珍義等（2021）[13]的方法，采用“申請專利數*0.5+受理專利數*0.5”加1 取自然對數對技術創新產出進行衡量。在穩健性檢驗中采用“發明專利申請數*0.5+發明專利受理數*0.5”加1取自然對數衡量。

（2）解釋變量

對解釋變量政府補助（GovSub）的測量，根據《企業會計準則第16號——政府補助》的相關規定，以企業定期公告的“營業外收入”和“其他收益”項下披露的政府補助為基礎，考慮到披露的口徑不一致，不再區分補助、補貼、資助，同時，為了控制體量因素的影響，借鑒李園園等（2019）[3]的方法，采用“政府補助/期末總資產”衡量。

（3）調節變量

對調節變量融資約束（Fc）的測量，采用WW 指數賦值。WW指數越大表示企業融資約束程度越高，當WW指數高于年度行業中位數時取1，否則為0。

（4）控制變量

本文選取企業規模（Size）、盈利能力（Roa）、經營現金流（Cf）、成長能力（Growth）、股權集中度（Shareholding）、企業年齡（Age）、銷售費用率（Salesfee）作為控制變量，同時還控制了行業（Ind）和年份（Year）。

2.3 模型設定

為了檢驗前文提出的假設，本文構建如下4個計量模型，考察政府補助與企業技術創新的關系以及融資約束在二者之間的調節效應：

模型（1）用來驗證假設1a、假設2a；模型（2）用來驗證假設1b、假設2b，考慮到專利申請與授權的時滯性，本文將專利數據滯后一期。模型（3）和模型（4）分別在模型（1）和模型（2）的基礎上加入Fcit、GovSubit×Fcit，用來驗證假設3a、假設3b。

3 實證結果分析

3.1 描述性統計分析

表1 為變量的描述性統計結果，其中，In 的中位數為0.036，最大值和最小值分別為0.266和0，均值為0.045，標準差為0.039，通過計算，標準差系數為86.67%，說明樣本公司的研發投入水平內部差異整體較大。Out的中位數為2.708，最大值和最小值分別為6.650和0，均值為2.656，標準差為1.438，通過計算，標準差系數為54.14%，可見，樣本公司在專利申請、受理數量上內部差異整體較大。

表1 主要變量的描述性統計

3.2 基準回歸結果分析

解釋變量之間相關系數的絕對值均小于0.5，且VIF＜10（限于篇幅結果未展示），說明變量間相關程度較低，且不存在明顯共線性。同時，本文采用控制異方差后的回歸模型進行分析。

表2 顯示：列（1）至列（4）的擬合優度（Adj-R2）分別為0.332、0.363、0.334 和0.366，說明模型的解釋度較好。列（1）中，政府補助（GovSub）與技術創新投入（In）在1%的水平上顯著正相關，列（2）中，政府補助（GovSub）與技術創新產出（Out）在1%的水平上亦顯著正相關，說明政府補助顯著促進了企業的技術創新投入與技術創新產出。其可能的原因是，政府補助降低了企業的研發成本，企業研發創新的意愿以及通過預期創新效益來提升企業價值的研發動力將會極大地增強，致使政府補助對企業技術創新投入、產出的政策效果十分顯著。從而驗證了假設1a、假設1b，拒絕假設2a、假設2b。列（3）中，GovSub與Fc的交乘項（GovSub*Fc）系數在5%的水平上顯著為負，說明融資約束顯著負向調節政府補助與技術創新投入的關系。列（4）中，GovSub 與Fc 的交乘項（GovSub*Fc）系數在5%的水平上顯著為負，說明融資約束在政府補助與技術創新產出關系間也存在負向調節作用。其可能的原因是，技術創新需要大量的資金持續支持，相比大型企業，中小企業內部的資金積累有限，若無法通過外部融資渠道獲得資金，即在面臨內外部資金約束的條件下，存在技術創新因資金鏈斷裂而“中途夭折”的風險，此時企業技術創新的意愿下降。當經營資金缺口壓力較大時，面對政府補助，其套利動機增強，從而影響政府補助對技術創新投入與產出的作用。假設3a、假設3b得到驗證。

表2 基準回歸結果

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 更換變量的衡量方法

為了使實證結果更具說服力，排除由于變量的度量方式而導致的偶然性結論，本文采取以下方式進行穩健性檢驗：（1）將技術創新投入（In）變量用“研發支出/總資產”衡量；（2）將技術創新產出（Out）變量用“發明專利申請數*0.5+發明專利受理數*0.5”加1取自然對數衡量。

下頁表3 顯示：列（1）中，GovSub 的系數在1%的水平上顯著為正，假設1a 得到驗證，拒絕假設2a。列（2）中，GovSub 的系數在1%的水平上顯著為正，假設1b 得到驗證，拒絕假設2b。列（3）中，GovSub 與Fc 交互項（Gov-Sub*Fc）的系數在1%的水平上顯著為負，說明融資約束在政府補助與技術創新投入關系間起到負向調節作用。列（4）中，GovSub 與Fc 交互項（GovSub*Fc）的系數在1%的水平上顯著為負，說明融資約束在政府補助與技術創新產出關系間起到負向調節作用，檢驗結果與前文實證結果相同，證明了上文回歸結果的穩健性。

表3 穩健性檢驗：更換變量衡量方法

3.3.2 傾向得分匹配（PSM）檢驗

有學者提出，政府可能存在補貼偏好的問題，對科創企業或某些特殊行業發放的補貼更多，而對其他類型的企業則發放得較少[14]。鑒于此，本文選擇傾向得分匹配（PSM）進行穩健性檢驗。當政府補助（GovSub）高于年度行業中位數時取1（處理組），否則為0（對照組）。通過Logit 模型估計傾向得分（限于篇幅，結果未報告）進行匹配，并進行了均衡性檢驗。表4和表5分別報告了傾向得分匹配的均衡性檢驗和平均處理效應的結果，表4的結果顯示：匹配后協變量標準化偏差的絕對值均小于10%，說明處理組和對照組不存在顯著差異。為了進一步驗證政府補助金額的高低對企業技術創新的識別效應，選擇卡尺最近鄰匹配來估計平均處理效應（ATT）。表5 的結果顯示，無論匹配前后，擁有較高金額政府補助的企業，其技術創新投入、產出水平均高于政府補助金額低的企業，并且在1%的統計水平上顯著（t>2.58）。綜上，傾向得分匹配分析結果表明：政府補助依然顯著促進了企業的技術創新投入和產出，再一次驗證了本文基準回歸的結果。

表4 均衡性檢驗

表5 平均處理效應

3.4 進一步分析

高管政治關聯、區域創新環境作為企業生產經營過程中不可忽視的重要影響因素，對企業的融資、投資及運營效率等會產生影響。因此，本文從政治關聯和區域創新環境這兩個視角，進一步考察融資約束的調節效應是否存在顯著異質性表現。

3.4.1 高管政治關聯分組檢驗

本文參考羅喜英和劉偉（2019）[15]的做法，將樣本公司按其董、監、高曾經是否在“一府兩院”（各級政府、法院、檢察院）任職，或者曾經或當前是否擔任各級政協委員及人大代表進行分組。其分組檢驗結果（下頁表6）顯示：列（1）、列（2）中，GovSub 與Fc 交互項（GovSub*Fc）的系數均沒有通過顯著性檢驗；列（3）、列（4）中，GovSub 與Fc 交互項（GovSub*Fc）的系數分別在5%和10%的統計水平上顯著為負，說明融資約束的調節作用在無政治關聯企業中較為顯著。其可能的原因是，相比無政治關聯的企業，存在政治關聯的企業可獲得更多的外源融資便利，從而緩解融資約束，此時，融資約束調節作用不明顯。

表6 異質性分析

3.4.2 區域創新環境分組檢驗

本文參考張慧雪等（2020）[9]的做法，利用《中國區域創新能力評價報告》中的評價指數測量區域創新環境，并將樣本公司根據區域創新環境指數（指數高于年度中位數時取1，否則為0）進行分組。其分組檢驗結果（見下頁表6）顯示：列（5）、列（6）中，交互項GovSub*Fc的系數均沒有通過顯著性檢驗；列（7）、列（8）中，交互項GovSub*Fc的系數均在5%的水平上顯著為負，說明當企業面臨的區域創新環境較差時，融資約束的調節作用更顯著。其可能的原因是，相比創新環境差的地區，創新環境較好的地區創新型企業高度聚集，各主體之間的融通創新、創新促進科技轉換機制相對靈活，企業技術創新融資相對較容易，此時，融資約束對政府補助與企業技術創新關系的負向調節作用不明顯。

4 結論與啟示

4.1 結論

本文以2009—2021 年中小板上市公司為研究對象，實證考察了政府補助對中小企業技術創新的作用機理及融資約束對二者之間關系的調節作用，得出如下主要結論：（1）政府補助顯著促進了中小企業的技術創新投入和技術創新產出。實證結果表明政府補助與中小企業技術創新投入、技術創新產出均顯著正相關，盡管存在“尋補貼”與逆向選擇現象，但并非中小企業主流行為。（2）總體而言，融資約束顯著負向調節政府補助與中小企業技術創新投入和技術創新產出間的關系。異質性分析發現，存在高管政治關聯的企業、面臨的創新環境較好的企業，其融資約束的負向調節作用不明顯。

4.2 啟示

基于上述研究結論，得出如下啟示：（1）企業層面。在普遍面臨融資難融資貴的環境下，中小企業一方面應力爭獲取政府補助，并借助政府補助“信號彈”作用，吸引更多社會資本聚集，以緩解技術創新中面臨的資金短缺困境。另一方面，應提升自身的盈利能力和綜合實力，降低融資約束程度，以此克服因融資約束帶來的負面影響，從而為企業的技術創新創造良好的資金支持環境。（2）政府層面。當企業的技術創新出現“市場失靈”時，政府一方面應發揮“有形之手”的宏觀調控作用，采取政府補助手段實施行政干預，彌補市場機制不完善而給企業技術創新帶來的不利影響。另一方面應完善相關的法律法規，強化監管，進一步加強對政府補助資金使用情況的跟蹤管理，尤其對于融資約束程度較高的企業，防止政府補助資金被挪作他用。