政策支持與中小企業高質量發展

[摘要]中小企業作為經濟活力的重要來源，其高質量發展是經濟社會高質量發展的關鍵。以“專精特新”認定政策為準自然實驗，選取2015—2023年滬深A股上市公司面板數據，采用多期雙重差分模型，探究“專精特新”認定政策對中小企業全要素生產率的影響及作用機制。研究發現：“專精特新”認定政策對中小企業全要素生產率具有顯著正向促進作用，此結論在進行穩健性檢驗后依然成立，表明“專精特新”認定政策能夠推動中小企業高質量發展。機制檢驗表明，“專精特新”認定政策主要通過增加政府補助、緩解融資約束、加強協同創新以及促進數字化轉型四條路徑，提升中小企業全要素生產率。異質性分析表明，該政策對中小企業高質量發展的促進作用在東部經濟發達地區、營商環境較好地區以及不確定性感知較低的企業中更為顯著。研究結論不僅揭示了“專精特新”認定政策對中小企業高質量發展的影響及作用機制，而且有助于“專精特新”認定政策的進一步實施和完善，為更好引導中小企業高質量發展提供經驗證據。

[關鍵詞]政策支持；“專精特新”認定政策；中小企業；企業高質量發展

一、 引言

黨的二十屆三中全會指出：“高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務”1。中小企業作為國民經濟和社會發展的生力軍，是經濟社會高質量發展的重要載體。然而，在外部環境復雜性、嚴峻性以及不確定性加劇的背景下，我國中小企業面臨著關鍵技術封鎖、經營成本高、集群質量低、企業協同創新不足、數字化轉型等多重挑戰[1-2]。為有效促進中小企業高質量發展，工業和信息化部于2011年首次提出“專精特新”企業概念，并強調將其作為中小企業轉型升級的發展方向2。截至2024年9月，我國已累計培育“專精特新”中小企業超14萬家，其中，專精特新“小巨人”企業1.46萬家3，隨著“專精特新”企業在數量和規模上的顯著增長，該政策及政策的實施效果檢驗已成為國家及學術界關注的重點。

“專精特新”認定政策旨在通過政策扶持，引導中小企業走“專精特新”發展道路， 提升“專精特新”中小企業創新活力及核心競爭力。隨著國家對中小企業發展的高度重視，“專精特新”認定政策已被提升至國家戰略層面，成為破解“卡脖子”技術難題、推動中小企業高質量發展的重要舉措。企業的高質量發展體現為高水平、高層次、高效率的經濟價值和社會價值創造，以及塑造卓越的企業持續成長和價值創造能力的目標狀態[3]。中小企業作為“穩增長、促創新”的重要力量，其高質量發展是我國經濟高質量發展的基礎。然而，目前我國大部分中小企業存在融資約束高、創新能力弱及數字化轉型水平低等短板，相較于大型企業，中小企業僅靠自身內部資源及管理能力難以實現高質量發展的目標。因此，探討“專精特新”認定政策對中小企業發展的影響，對破解中小企業群體發展困境具有重要意義。

現有研究表明，“專精特新”認定政策對提升中小企業的創新能力、技術進步及發展質量等方面具有正面影響。“專精特新”認定政策的實施能夠激發中小企業創新活力[4]，提高中小企業的技術創新水平[5]，增加企業發明專利的申請數量[6]，推動企業進行突破式創新[7]，進而緩解企業創新“低端鎖定”困境，解決關鍵技術領域“卡脖子”問題[8]。而“專精特新”認定政策帶來的創新效應對中小企業的發展具有重要影響，“專精特新”認定政策能夠通過激勵企業創新提升企業績效[9]、促進中小企業數字化轉型[10]、優化企業供應鏈伙伴關系[11]、提高企業勞動雇傭水平[12]以及提升企業的全要素生產率，提升中小企業新質生產力[13]，全面提高中小企業的發展質量[14-15]。

綜上所述，現有研究大多聚焦“專精特新”認定政策對企業技術創新作用效果的理論及實證分析，較少有學者對“專精特新”認定政策與中小企業高質量發展之間關系進行深度研究。因此，以“專精特新”認定政策為準自然實驗，聚焦經濟高質量發展背景下，探究“專精特新”認定政策對中小企業發展的影響以及作用機理，具有一定學術價值和現實迫切性。

相較于已有研究，本文可能的邊際貢獻如下：首先，現有關于“專精特新”認定政策的研究大多關注“專精特新”認定政策對企業技術創新能力的影響，缺乏政策對企業高質量發展影響的關注。本文使用多期雙重差分模型研究“專精特新”認定政策效應對中小企業高質量發展的影響，豐富企業高質量發展相關的實證研究。其次，探究揭示“專精特新”認定政策影響中小企業高質量發展的路徑，有助于深化“專精特新”認定政策與中小企業高質量發展間的內在機理。最后，考察企業內外部因素對“專精特新”認定政策實施效果的差異化影響，有助于提升“專精特新”認定政策的實施效果。為政府完善“專精特新”認定政策提供參考，對我國中小企業高質量發展具有一定指導意義。

二、 理論分析與研究假設

1. “專精特新”認定政策與中小企業高質量發展

企業內生增長理論認為企業持續成長的決定要素來自企業內部資源，并構建了“企業資源—企業能力—企業成長”的分析框架，揭示了企業成長的內在動力[16]。與大型企業相比，中小企業人力、財力、物力等資源較為匱乏，其發展更多依賴資源配置效率的提高以及技術創新及進步[17]。“專精特新”認定政策不僅可以為中小企業的發展提供外部支持，也有助于中小企業自身能力的培養。從外部影響來看，“專精特新”認定政策為符合認定條件的中小企業提供了有效的外部支持。首先，“專精特新”認定政策能夠為“專精特新”中小企業提供差異化融資支持，緩解中小企業融資約束，鼓勵企業將更多資金投入研發創新中，提高創新水平，并且能夠有效降低由資源錯配導致的資源配置效率的損失；其次，政府鼓勵產業鏈上中下游、大中小企業融通創新、校企協同創新，建立良好的創新生態系統，能夠有效降低中小企業創新成本，提升創新效率，并推動科研成果的轉化，以科技進步賦能企業發展；此外，政府通過為“專精特新”中小企業提供數字化轉型服務，支持企業進行技術改造和設備更新，進而提高中小企業數字化、智能化水平，能夠有效提升企業生產及管理效率[18]。從企業內部來看，一方面，“專精特新”認定政策對符合一定條件的中小企業進行認定扶持，特別是對處于戰略新興行業、占有一定的市場份額以及擁有較強的研發能力或關鍵技術的中小企業而言，“專精特新”認定政策進一步強化了企業原有的資源基礎及競爭優勢；另一方面，成功獲得“專精特新”認定的企業，為滿足政策復核要求，會充分整合現有資源并利用政策支持優勢，持續強化在專業化、精細化、特色化和新穎化等方面的能力建設，從而增強企業核心競爭力，推動全要素生產率的提升。因此，本文提出如下假設：

假設1：“專精特新”認定政策能夠促進中小企業高質量發展。

2. “專精特新”認定政策對企業高質量發展的作用機制

（1）增加政府補助

政府補助是企業發展的重要外部資源，“專精特新”認定政策能夠為中小企業提供政府補助，增加企業活動資金供給、調節市場失靈以及釋放積極信號，從而促進中小企業高質量發展。中小企業是我國創新的主體，國家知識產權局數據顯示，截至2023年，國家高新技術企業、科技型中小企業擁有有效發明專利占國內企業總量的73.4%1。然而，受限于自身發展能力，中小企業在高端人才、資金、基礎設備等方面的資源較為匱乏，加之信息不對稱導致市場對其信任度較低，進一步阻礙了其從外部獲取資源的能力，影響了創新投入與產出效率[19]。此外，創新活動具有正外部性特征，這意味著企業創新活動的邊際收益往往低于社會邊際收益，中小企業難以從創新活動中直接獲得相應的經濟利益，導致研發成本與收益風險增加，抑制了其創新積極性[19]。首先，“專精特新”認定政策通過為中小企業提供資金，幫助中小企業改善人才儲備與設備條件，增強創新能力建設，加強企業創新能力建設；其次，“專精特新”認定政策通過為企業提供研發補助，補償企業創新活動的正外部性損失，降低企業創新成本，激勵中小企業加大研發投入；此外，政府對“專精特新”中小企業的補助可以釋放積極信號，引導地方財政和社會資本投入向“專精特新”企業傾斜，形成多方協同支持機制，推動企業高質量發展。盡管現有文獻指出，政府補助可能存在“擠出效應”，導致企業減少研發投入、增加策略性創新，但“專精特新”認定政策通過嚴格的資質審核、績效量化評價以及規定政府補助用途等措施，能夠有效規避上述現象，確保資源合理配置，進而提升中小企業全要素生產率。因此，本文提出如下假設：

假設2：“專精特新”認定政策通過增加政府補助促進中小企業高質量發展。

（2）緩解融資約束

融資約束是制約中小企業發展的重要因素，“專精特新”認定政策可以通過緩解中小企業融資約束推動中小企業高質量發展。“專精特新”中小企業具有高技術投入、高人力資本投入和輕資產等特點，對資金的需求較大，然而，與大型企業相比，中小企業存在信息披露不完善、經營風險較高、可抵押擔保資產不足等短板[2]，限制了中小企業從外部獲得資金的渠道，導致融資約束嚴重，阻礙企業發展。“專精特新”認定政策能夠緩解中小企業的融資約束，首先，認定成功的“專精特新”企業通常具備較好的經營狀況，擁有自主研發能力及關鍵技術，具有良好的發展前景，能夠通過信號傳遞效應向外部金融機構傳遞積極的信號，緩解企業與金融機構之間的信息不對稱，提升企業的融資能力[20]；其次，為解決中小企業融資難、融資貴的問題，政府聯合金融機構針對“專精特新”企業特點為其提供差異化服務，包括對“專精特新”企業經營風險進行精準評估，提供設計知識產權質押融資、應收賬款質押融資等“弱擔保、弱抵押”的信貸產品，例如，工商銀行推出的“專精特新貸”，建設銀行推出的“善新貸”等，為“專精特新”中小企業提供了更加便利及可得的金融服務，滿足了“專精特新”中小企業的融資需求；此外，政府通過為“專精特新”企業提供擔保補償基金進一步分擔融資風險，進而提高企業融資效率。融資約束的緩解能夠提升企業資源配置效率，引導企業資源更多流向企業核心業務領域，提高企業全要素生產率。因此，本文提出如下假設：

假設3：“專精特新”認定政策通過緩解融資約束促進中小企業高質量發展。

（3）加強協同創新

協同創新是企業實現價值共創、持續發展的關鍵。“專精特新”認定政策通過加強企業間、校企間的協同創新，推動中小企業高質量發展。創新生態系統是核心企業與相關組織由于對異質性資源的依賴而形成合作創新、建立合作關系的一種形式[21]，中小企業通過與供應鏈上的核心企業達成相互合作、協同創新，推動知識、技術等資源的跨組織流動，實現資源整合、優勢互補及風險共擔，為中小企業獲取創新資源、提高創新水平及分攤創新風險提供支持。此外，中小企業通過與高校、科研機構合作建立“產學研”創新模式，一方面為中小企業創新提供新視角、新理論，彌補中小企業的知識基礎，有助于企業對知識進行重構及整合，促進中小制造企業開展探索性創新行為；另一方面，通過與高校及科研機構的合作，企業能夠獲取更多人力資源，優化企業人力資本，提高企業研發能力。“專精特新”認定政策通過推動組建大中小企業融通、產學研用協同的創新聯合體，促進組織間的合作創新以及各類創新要素的跨組織流動，并聯合核心企業與“專精特新”中小企業開展協同研發創新，有助于中小企業獲取更多的資金、技術、人才支持，推動中小企業的高質量發展。因此，本文提出如下假設：

假設4：“專精特新”認定政策通過加強協同創新促進中小企業高質量發展。

（4）推動數字化轉型

數字化轉型是企業在數字經濟背景下保持競爭優勢的關鍵，“專精特新”認定政策能夠推動企業加速數字化轉型，提高企業數字化能力，實現高質量發展。動態能力理論認為，企業要想在不斷變化的環境中實現價值，需要感知外部環境、捕捉創新機會以及重新配置資源[22]，而數字化能力則被視為具備動態能力特征的一種高階能力[23]，對企業全要素生產率的提升具有重要作用。首先，大數據、人工智能等數字技術的應用有助于企業收集加工更多的數據，捕捉市場動態信息，優化企業生產及運營過程；其次，企業數字化轉型能夠獲取更多的數字資產，加速數據要素與傳統生產要素結合，通過數字賦能實現企業價值創造；此外，數字化轉型有助于企業間建立數字網絡關系，通過構建數字信息平臺，促進企業主體之間跨空間、跨邊界相互作用，實現更高效的協同，為中小企業提供更豐富的資源支持。然而，我國中小企業數字化程度普遍較低，在數字化轉型過程中面臨資金及技術難題。“專精特新”認定政策首先為中小企業設備更新提供專項資金，推動企業的數字化、智能化升級改造，優化企業流程，提升整體效率；其次，通過培育數字化服務商，為中小企業數字化轉型提供個性化方案，解決中小企業在數字化轉型過程中面臨的技術問題，滿足中小企業的數字化需求；此外，“專精特新”認定政策支持產業集群和供應鏈上下游企業建立數字網絡系統，有助于實現企業間資源共享與業務合作，提高協同效率。因此，本文提出如下假設：

假設5：“專精特新”認定政策通過推動企業數字化轉型促進中小企業高質量發展。

三、 研究設計

1. 樣本選擇與數據來源

考慮專精特新“小巨人”企業由工業和信息化部審核認定，與省級“專精特新”企業相比更具有典型性和代表性，因此，本文將專精特新“小巨人”企業作為“專精特新”企業代表，以“專精特新”認定政策為準自然實驗，評估“專精特新”認定政策對中小企業高質量發展的影響。此外，由于專精特新“小巨人”上市公司大多集中于中小板、創業板以及科創板，且超80%的專精特新“小巨人”企業為制造業企業1，為盡量減小不可觀測的公司特征對研究結果的影響，基于2015—2023年上市公司數據，將截至2023年入選的5批滬深A股“小巨人”上市公司作為處理組，并參考韓洪靈等[12]的研究將其他創業板、科創板以及原深市中小板的制造業上市公司作為控制組，以此對比驗證“專精特新”認定政策對中小企業高質量發展的影響。此外，參考既有研究的做法，剔除數據缺失嚴重、*ST和ST類樣本、在2023年及之后年份上市的公司樣本，為降低異常值對研究結果的影響，對連續變量進行1%和99%的縮尾處理，共獲得11476個觀測值。

本研究使用的數據主要為專精特新“小巨人”認定數據及上市公司相關數據兩部分，其中，專精特新“小巨人”企業認定情況來自工業和信息化部發布的專精特新“小巨人”認定名單，專精特新“小巨人”企業上市情況來自東方財富Choice數據庫；上市公司數據來源于國泰安（CSMAR）數據庫以及中國研究數據服務平臺（CNRDS）。

2. 變量定義

（1）被解釋變量

企業高質量發展。參考現有研究[14]，本文使用全要素生產率衡量企業高質量發展水平，并采用LP法及OP法計算企業全要素生產率。

（2）解釋變量

“專精特新”認定政策。當企業i在t年獲得“專精特新”資質認定，則在當年及該年之后賦值為1，否則賦值為0。

（3）控制變量

考慮其他因素對企業全要素生產率帶來的潛在影響，本文參考沈坤榮等[17]的研究，選取一系列控制變量：資產負債率（LEV）、總資產凈利潤率（ROA）、主營業務收入增長率（GROWTH）、企業市場價值（TOBINQ）、現金比率（CASH）、無形資產比率（INT）、研發投入占比（RD）、股權集中度（TOP10）、企業年齡（AGE）。

3. 模型設定

專精特新“小巨人”企業認定從2019年開始，截至2023年共有五批專精特新“小巨人”企業。因此，為檢驗“專精特新”認定政策對中小企業高質量發展的影響，本文采用多期雙重差分模型進行估計，構建模型如下：

[TFP_LPi，t=α0+α1SRDIi，t+α2ΣControls+ΣFirm+ΣYear+εi，t] （1）

上式中，TFP_LPi，t為被解釋變量，即企業i在t年的全要素生產率。SRDIi，t為解釋變量，當i企業在t年獲得“專精特新”資質認定，則在當年及該年之后賦值為1，否則賦值為0。系數α1反映政策實施效果，預期其顯著為正。Control為控制變量集合。Firm為個體固定效應，Year為年度固定效應。

四、 實證結果與分析

1. 描述性統計

表1為主要變量的描述性統計結果。全要素生產率（TFP_LP）最小值為2.670，最大值為6.632。“專精特新”認定政策（SRDI）均值為0.133，說明樣本中有13.3%的企業被認定為“專精特新”企業。其余變量情況與現有研究結果基本一致。

2. 基準回歸分析

表2為基準回歸結果。列（1）、列（2）分別為未加入控制變量、加入控制變量的情況下，“專精特新”認定政策的實施（SRDI）對企業全要素生產率（TFP_LP）的回歸結果，回歸系數分別為0.062以及0.086，并在1%的水平顯著，意味著與其他制造業中小企業相比，被“專精特新”認定的企業全要素生產率平均提升8.6%。表明“專精特新”認定政策能夠推動中小企業高質量發展，研究假設1得到證實。

3. DID有效性檢驗

（1）平行趨勢檢驗

雙重差分（DID）模型需滿足平行趨假設，采用面板事件研究法驗證平行趨勢假設。圖1繪制了以樣本第一期為基期，前后4期數據估計系數的95%置信區間。估計結果表明，在政策實施前，“專精特新”企業的全要素生產率和其他中小企業全要素生產率沒有顯著差異，且系數較接近0，滿足平行趨勢假定。在“專精特新”認定政策實施后，政策對中小企業全要素生產率的影響逐年遞增。說明“專精特新”認定政策對企業全要素生產率有持續提升作用，能夠促進企業的高質量發展，進一步佐證了假設1。

（2）安慰劑檢驗

為排除其他因素對估計結果的干擾，本文進行安慰劑檢驗。隨機分配實施“專精特新”認定政策的企業和政策實施年份，并進行500次的蒙特卡洛模擬，檢驗結果見圖2。圖中虛假系數估計值均分布在0附近且異于真實政策效應，表明政策對企業全要素生產率的影響是真實的。

4. 穩健性檢驗

（1）替換被解釋變量

變量的測度方式可能對估計結果產生一定影響，本文采用OP法對樣本企業的全要素生產率重新測算，更換解釋變量指標，檢驗結果見表3列（1）。結果顯示，SRDI的系數顯著為正，與基準回歸結果保持一致。

（2）解釋變量滯后

“專精特新”認定政策對企業全要素生產率的影響可能存在滯后性，因此將政策滯后一期進行檢驗。檢驗結果見表3列（2）。政策在滯后一期后依然對全要素生產率具有顯著提升作用。

（3）排除其他政策干擾

樣本期間其他政策的實施可能會影響基準回歸估計結果的可靠性。樣本期間高新技術企業認定政策的影響可能導致對“專精特新”認定政策實施效果的估計產生偏誤，因此，本文構造新變量Hightech加入基準回歸模型中，若樣本企業在t年獲得高新技術企業認定，則在當年及之后的年份賦值為1，否則為0。回歸結果見表3列（3）。在排除高新技術企業認定政策后，SRDI的系數仍顯著為正。此外，補充年度-省份交互固定效應，排除地區層面其他政策的可能影響。回歸結果見表3列（4）。在同時控制了高新技術企業認定政策及地區層面政策影響因素后，SRDI系數仍顯著為正，與基準回歸結果保持一致。

（4）PSM-DID

在實施“專精特新”認定政策之前，若處理組和控制組可觀測的企業特征存在顯著差異，估計量可能產生偏誤。因此，本文使用傾向得分匹配法，參考專精特新“小巨人”企業認定標準，選取資產負債率、主營業務收入增長率、研發投入占比作為協變量進行1[∶]1卡尺最鄰近匹配。基于匹配后的樣本進行基準回歸穩健性檢驗。表3列（4）至列（6）分別為匹配權重不為空、滿足共同支撐假說以及根據權重進行的頻數加權的樣本的回歸結果。SRDI系數分別在5%、1%、5%的水平顯著為正，與基準回歸結果保持一致。

（5）異質性處理效應檢驗

第一，Goodman-Bacon分解檢驗。研究表明[24]，使用雙向固定模型得出的估計值可能因異質性處理效應導致估計偏誤。因此，本文對雙向固定模型的估計結果進行Bacon分解檢驗。結果顯示，估計結果主要來自處理組與從未接受過處理組，異質性處理偏誤問題較小，結論穩健。第二，兩階段雙重差分檢驗。為進一步排除異質性處理效應對雙向固定效應估計量的潛在干擾，使用兩階段雙重差分法對處理變量重新估計，檢驗結果見表3列（8）。SRDI系數顯著為正，說明在控制異質性處理效應的影響后結論依然成立。

5. 機制檢驗

基于上文理論分析，本文使用式（2）對機制進行實證檢驗，其中被解釋變量為機制變量，包括政府補助、融資約束、協同創新以及數字化轉型等相關指標。其他變量以及標準誤均與基準回歸模型一致。

[Mec?anismi，t=α0+α1SRDIi，t+α2ΣControls+ΣFirm+ΣYear+εi，t] （2）

（1）增加政府補助

理論分析部分指出，“專精特新”認定政策通過增加政府補助、優化企業資源配置，推動中小企業高質量發展。因此，本文參考萬佳彧等[25]的研究，使用企業當年獲得的政府補助取自然對數檢驗“專精特新”認定政策對政府補助的影響。檢驗結果見表4列（1）。“專精特新”認定政策的系數顯著為正，說明“專精特新”認定政策能夠顯著提高企業所獲政府補助，提升企業全要素生產率，假設2得證。

（2）緩解融資約束

理論分析部分指出，“專精特新”認定政策通過降低信息不對稱程度、緩解融資約束推動中小企業高質量發展。因此，本文參考吳非等[26]的做法，使用分析師關注度衡量信息不對稱程度，分析師關注度越高，意味著資金供給方與中小企業之間的信息不對稱程度越低，企業越能夠獲得資金支持；并參考萬佳彧等[25]的研究使用SA指數衡量企業融資約束程度，SA指數越高，意味企業融資約束情況越嚴重。表4列（2）、列（3）分別檢驗了“專精特新”認定政策對緩解企業信息不對稱以及融資約束的影響，政策的系數分別在5%的水平上顯著為正以及1%的水平顯著為負，說明“專精特新”認定政策能夠顯著提高分析師關注度，降低信息不對稱程度，緩解企業融資約束，進而提高企業全要素生產率。

（3）加強協同創新

理論分析部分指出，“專精特新”認定政策有助于提高企業協同創新水平，進而提高企業全要素生產率。因此，本文參考凌士顯等[27]的做法，使用企業聯合申請專利數量的自然對數衡量企業協同創新水平，此外，為進一步檢驗“專精特新”認定政策對企業自主創新能力的影響，使用企業獨立申請專利數量的自然對數衡量企業自主創新水平。表4列（4）、列（5）分別檢驗了“專精特新”認定對企業聯合申請專利以及獨立申請專利的影響，政策系數分別在5%、1%的水平顯著為正，表明“專精特新”認定政策能夠提升中小企業創新產出，提升企業創新水平，構建協同創新生態，提高企業全要素生產率。

（4）推動數字化轉型

理論分析部分指出，“專精特新”認定政策能夠加速企業數字化轉型，推動企業高質量發展。因此，本文參考趙宸宇等[18]的研究，使用數字化轉型關鍵詞詞頻度量企業數字化轉型程度，詞頻越高，表明企業數字化轉型程度越高。表4列（6）檢驗了“專精特新”認定對企業數字化轉型的影響，政策的系數1%的水平上顯著為正，說明“專精特新”認定政策能夠加速中小企業數字化轉型，提升企業數字化水平，進而提高企業全要素生產率。

6. 異質性分析

（1）經濟發展水平

“專精特新”認定政策的實施效果可能會因地區經濟發展水平而異。一方面，經濟發展水平較高的地區，可能會為“專精特新”中小企業提供更多的財政補助以及更為完善的扶持政策，對中小企業的支持力度更大，例如，2024年廣東省財政廳下達3.46億元專精特新“小巨人”企業獎補資金，用于支持專精特新“小巨人”企業發展1。另一方面，“專精特新”企業多在東部經濟發達地區聚集，企業聚集有助于發揮知識溢出效應及產業鏈整合效應，進一步強化“專精特新”認定政策對企業全要素生產率的提升。

因此，本文將樣本企業按所屬省份劃分為東部、中部及西部地區進行分組回歸檢驗，結果見表5列（1）至列（3）分別為東部地區、中部地區、西部地區分樣本的回歸結果。列（1）政策系數顯著為正，說明相比于中部地區及西部地區，“專精特新”認定政策對處于東部地區的企業發展產生的提升作用更強，更有助于企業高質量發展。

（2）營商環境水平

良好的營商環境是建設現代化經濟體系、促進經濟高質量發展的重要基礎，營商環境的優劣可能會影響“專精特新”認定政策的實施效果。一方面，良好的軟環境例如高效的政務服務、透明的政策環境、簡化的審批流程等，有助于“專精特新”認定政策更有效地實施，打破行政性壟斷，提高企業創造力和市場活力。另一方面，完善的硬環境，特別是數字基礎設施的建設，不僅直接關系企業的正常生產運營活動，更有助于“專精特新”中小企業的數字化、智能化轉型，推動中小企業發展。

因此，本文參考程新生等[28]的研究，使用樊綱等[29]編制的市場化指數衡量地區營商環境水平，并按中位數將樣本分為營商環境較好、營商環境較差兩組樣本進行回歸檢驗，檢驗結果見表5。列（4）、列（5）顯示，在營商環境較好的地區，政策系數顯著為正，在營商環境較差的地區中不顯著。說明相對于營商環境較差的地區，“專精特新”認定政策對處于營商環境較好地區的企業全要素生產率的促進作用更明顯。

（3）企業不確定感知

企業的生產經營活動會受到各種外部經濟環境的影響。全球經濟政策不確定性加劇的背景下，企業對經濟政策的不確定性感知可能會影響“專精特新”認定政策對中小企業發展的推動作用。當企業對經濟政策不確定感知程度較高時，企業更傾向持有現金，減少企業的投資活動[30]，降低企業創新研發投入以及資源配置效率，影響“專精特新”認定政策的實施效果。

因此，本文借鑒聶輝華等[30]的研究，使用經濟政策不確定性句子中不確定性詞語數量占MDamp;A總詞語數量的比例衡量企業的不確定感知，并按中位數分為不確定感知程度較高及較低兩組樣本，進行分組回歸檢驗，檢驗結果見表5。列（6）、列（7）顯示，在企業不確定感知較高的樣本中，政策僅在10%的水平上顯著為正，而在企業不確定感知較低的樣本中，政策在1%的水平上顯著為正，說明“專精特新”認定政策在企業經濟政策不確定感知程度較低的情境中發揮的作用更為顯著1。

五、 研究結論及政策建議

中小企業是經濟高質量發展的活力之源，“專精特新”認定政策是推動中小企業由高速發展向高質量發展轉變的重要舉措。本文基于2015—2023年滬深A股上市公司數據，以“專精特新”認定政策為準自然實驗，檢驗“專精特新”認定政策對中小企業高質量發展的影響。研究結果表明：首先，“專精特新”認定政策能夠提高中小企業全要素生產率。機制檢驗表明，“專精特新”認定政策通過增加政府補助、緩解融資約束、加強組織間的協同創新以及促進企業數字化轉型，提升中小企業全要素生產率。此外，異質性分析發現，對于處于東部經濟發展水平較高地區、處于營商環境較好地區的企業以及不確定感知程度較低的企業，“專精特新”認定政策對其全要素生產率的促進作用更強。

基于上述研究結論，本文得到以下政策啟示：首先，政府應不斷完善“專精特新”認定培育體系。通過優化“專精特新”中小企業的認定標準，使政策惠及更多優質中小企業。同時，加強對認定企業的跟蹤服務和評估，確保培育措施能夠精準對接企業成長需求。其次，實施差異化的扶持政策，促進中小企業特色化發展。針對東部經濟發達地區，深化“專精特新”認定政策實施，發揮其示范效應；針對中西部地區，實施政策傾斜，為“專精特新”企業提供特色化支持，推動中小企業在中西部地區聚集，促進中小企業及區域經濟高質量發展。第三，加強外部環境建設，提升“專精特新”企業的發展質量。政府要不斷優化營商環境，一方面增加硬件基礎設施投入，特別是數字基礎設施，為中小企業數字化轉型及高質量發展提供物質基礎；另一方面，優化軟件條件，例如加強知識產權保護、人才培訓等，為中小企業創造便利的經營環境，激發中小企業在市場中的活力。

參考文獻：

[1] 董志勇，李成明.“專精特新”中小企業高質量發展態勢與路徑選擇[J].改革，2021（10）：1-11.

[2] 周適.中小企業發展面臨的趨勢、問題與支持戰略研究[J].宏觀經濟研究，2022（7）：163-175.

[3] 黃速建，肖紅軍，王欣.論國有企業高質量發展[J].中國工業經濟，2018（10）：19-41.

[4] 丁永健，吳小萌.“小巨人”企業培育有助于提升制造業中小企業創新活力嗎——來自“專精特新”政策的證據[J].科技進步與對策，2023，40（12）：108-116.

[5] 陳金勇，汪小池，長昊東，等.“專精特新”認定政策與中小企業技術創新[J].科研管理，2024，45（3）： 20-30.

[6] 張米爾，任騰飛，黃思婷.專精特新小巨人遴選培育政策的專利效應研究[J].中國軟科學，2023（5）：33-43.

[7] 湛泳，馬從文.專精特新“小巨人”企業培育對突破式創新的影響研究[J].管理學報，2024，21（4）：560-567.

[8] 湛泳，馬從文.“專精特新”企業培育能否緩解企業創新“低端鎖定”困境[J].科技進步與對策，2025，42（3）：130-140.

[9] 孫佳，吳小萌.專精特新政策對企業績效的微觀影響機理——基于資金支持和創新激勵的雙重作用[J].中國科技論壇，2024（2）：71-81.

[10] 狄盈馨，李啟佳，羅福凱.“專精特新”戰略對企業數字化轉型的影響——技術創新能力的中介效應[J].研究與發展管理，2024，36（5）：104-117.

[11] 焦豪，李宛蓉.資質認定與企業供應鏈伙伴數量——基于專精特新“小巨人”企業的準自然實驗[J]. 經濟學動態，2023（12）：109-125.

[12] 韓洪靈，彭瑤，劉強.技術進步與就業增長并存？——基于專精特新“小巨人”企業認定政策的研究[J]. 科學學研究，2024，42（10）：2055-2066.

[13] 于波，劉夢媛，趙雅云.專精特新認定政策如何提升中小企業新質生產力？[J].現代管理科學，2024 （6）：22-31.

[14] 伍中信，黃瀅瀅，伍會之.專精特新政策會促進中小企業高質量發展嗎？——來自全要素生產率的證據[J].中南大學學報（社會科學版），2023，29（3）：129-140.

[15] 周萍，董雪松，唐文源.創新激勵政策對中小企業高質量發展影響研究——來自“專精特新”企業的經驗證據[J].技術經濟，2024，43（11）：60-73.

[16] PANROSE E T.The Theory of the Growth of the Firm[M].New York：John Wiley，1959.

[17] 沈坤榮，喬剛，林劍威.智能制造政策與中國企業高質量發展[J].數量經濟技術經濟研究，2024，41（2）：5-25.

[18] 趙宸宇，王文春，李雪松.數字化轉型如何影響企業全要素生產率[J].財貿經濟，2021，42（7）：114-129.

[19] 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.

[20] 韓洪靈，彭瑤，劉強，等.“小巨人”大效應：專精特新認定、供應鏈溢出與企業生產率[J].數量經濟技術經濟研究，2024，41（12）：177-198.

[21] ROGAN M， GREVE H R.Resource Dependence Dynamics： Partner Reactions to Mergers[J].Organization Science，2015，26（1）：239-255.

[22] TEECE D J， PISANO G， SHUEN A.Dynamic Capabilities and Strategic Management-Science Direct[J].Knowledge and Strategy，1999，18（7）：77-115.

[23] ANNARELLI A， BATTISTELLA C， NONINO F， et al.Literature Review on Digitalization Capabilities： Co-Citation Analysis of Antecedents， Conceptualization and Consequences[J].Technological Forecasting and Social Change，2021，166（3）：120635.

[24] GOODMAN-BACON A.Difference-in-Differences with Variation in Treatment Timing[J].Journal of Econometrics，2021，225（2）：254-77.

[25] 萬佳彧，周勤，肖義.數字金融、融資約束與企業創新[J].經濟評論，2020（1）：71-83.

[26] 吳非，胡慧芷，林慧妍，等.企業數字化轉型與資本市場表現——來自股票流動性的經驗證據[J].管理世界，2021，37（7）：130-144.

[27] 凌士顯，張曉玉.數字化轉型對企業持續創新的影響——基于數字化賦能功能與協同功能機制的分析[J].軟科學，2024，38（8）：1-12.

[28] 程新生，王向前.技術并購與再創新——來自中國上市公司的證據[J].中國工業經濟，2023（4）：156-173.

[29] 樊綱，王小魯，馬光榮.中國市場化進程對經濟增長的貢獻[J].經濟研究，2011，46（9）：4-16.

[30] 聶輝華，阮睿，沈吉.企業不確定性感知、投資決策和金融資產配置[J].世界經濟，2020，43（6）：77-98.

基金項目：國家社會科學基金西部項目“數字化創新、供應鏈金融與西部地區專精特新企業高質量發展研究”（項目編號：23XGL002）。

作者簡介：王波，通訊作者，男，博士，北方民族大學商學院講師，碩士生導師，研究方向為數字化創新，企業投融資管理；石玉晴，女，北方民族大學商學院碩士研究生，研究方向為企業高質量發展;楊保軍，男，回族，博士，北方民族大學商學院院長，教授，博士生導師，研究方向為企業管理。

（收稿日期：2025-02-05" 責任編輯：殷 俊）