政府創新補貼對中國工業自有研發支出的影響研究
——基于空間計量模型

蔣伏心，侍金環

（南京師范大學 商學院，南京210023）

一、問題提出與文獻綜述

當前，工業研發支出不充分已經成為制約中國工業技術水平、限制中國工業全球競爭力的關鍵因素，刺激工業研發支出增長成為中國實現創新引領工業發展的迫切需要。工業研發支出不充分是市場機制運行下的自然結果，這是由于工業研發項目具備公共品特性，正外部性強、造價高的同時成功率低，自發投入的創新資本量總低于需求量［1］，工業研發投入持續處于非飽和狀態。出于最優化社會效益的目的，作為國家技術創新體系中的重要構建者的政府對企業進行創新補貼以充分推動工業創新發展和工業科技進步［2］。然而，創新補貼政策的實施帶來了意想不到的結果，即某些情況下，政府補貼創新的行為沒有起到擴大工業研發支出總額的作用，反而擠出工業自有研發支出，這顯然不是政府補貼創新的初衷。因而，政府補貼創新對工業自有研發支出的影響機制和效果值得學術界討論。

經過梳理，目前共有3 種截然不同的關于政府創新補貼與自有研發支出關系的學術論點。張輝等［3］認為政府補貼可以彌補企業研發投入正外部性導致的私人效益損失，有效激勵企業的創新投入。王剛剛等［4］認為政府創新補貼能夠通過釋放依賴于政府信用的技術認證和監管認證信號使得企業獲得更多的外部認證性融資，激勵企業的創新投入。王德祥和李昕［5］同樣認為政府創新補貼的政策效果是促進企業創新投入增加。Wolff 和Reinthaler［6］使用OECD 數據做相關研究也得出了類似的結論。可以看出，第一種論點支持政府創新補貼整體上正向影響企業創新投入，激勵企業自有研發支出增加。然而，Catozzella 和Vivarelli［7］基于意大利數據、Marino 等［8］基于法國數據、章元等基于中國中關村高新技術企業數據［9］卻均發現政府創新補貼負向影響企業創新投入，他們均支持政府補貼對企業創新投入存在擠出效應，即第二種觀點認為，政府創新補貼負向影響企業創新投入。第三種觀點認為政府創新補貼與企業創新投入的正負關系取決于特定條件，如政府創新補貼類型［10］、樣本數據特征［11］和行業差異［12］等異質性條件。經過上述文獻分析，一方面，可以明顯發現政府創新補貼與企業創新投入的關系目前未有定論，還存有研究討論的余地；另一方面，上述研究結論均建立在地區間經濟要素相互獨立的前提假設上，實際上，在資本、技術和勞動力流動相當便捷的當代，要素的空間關聯性已經不容忽視［13］，有必要將空間地理關系納入效應分析和模型實證的考慮范圍內，以獲得更為精準的效應影響分析。

基于此，本文首先從空間關聯角度重新審視政府創新補貼對工業自有研發支出的影響效應；其次，區別于現有空間計量研究以簡略的方式確定空間計量模型，本文應用LR、LM 和Wald 多項檢驗系統性確定適宜的空間計量模型；最后，在考慮空間效應之余，本文還探究了所有制和技術水平異質性影響下，政府創新補貼與中國工業自有研發支出間的關系。本文使用2001—2017 年中國工業省際面板數據，從空間視角研究政府創新補貼與工業自有研發支出的關系，并進行內生性和穩健性檢驗；同時，考慮地區稟賦和技術水平差異等異質性存在，對基準回歸模型和研究結論作進一步討論。本文研究將有利于從新視角重新審視政府創新補貼與研發支出間的關系，具備理論意義和政策參考價值。

二、機理分析

（1）擠出效應。本文認為政府創新補貼可能擠出中國工業自有研發支出。這是由于，政府創新補貼是特定只能使用于創新活動的資本形式，而企業自有資本除了研發也可以用于生產經營和規模擴張。其次，相比于自有資本或借貸資本的機會成本，政府創新補貼無使用成本。顯然，企業在創新活動中會優先使用政府創新補貼，占據原先自有資本或借貸資本的位置［14］。

（2）門檻效應。另一方面，政府創新補貼屬于市場機制外的政府干預行為，補貼數額較大時會擾亂創新資料市場和高技能勞動力市場，導致要素價格扭曲［15］，虛漲創新成本，拔高創新成本門檻，使得未達到創新門檻的企業自發退出創新活動，縮減社會整體自有研發支出。

（3）成本效應。政府創新補貼的無息特性除了產生擠出效應，也可以產生成本效應。一方面，對于進行中的創新項目而言，無息政府補貼降低企業實際創新成本［16］，提高投資回報率，為進一步提高創新成功率以確保收益，企業會自發追加研發投入；另一方面，無息政府補貼也使得原本預計低于社會平均收益的創新項目變得有利可圖［17］，企業會增加開展這些創新項目，整體上增加企業自有研發支出。

（4）光環效應。政府補貼創新的行為能夠產生廣泛的社會影響，即光環效應。這是因為，政府作為具備公信力的國家行政機關，其針對創新項目的審查監督機制［18-19］受到社會投資者的信任。企業外部投資者出于降低信息不充分風險的目的［20］，往往會跟隨政府投入創新資金，這不僅擴展了企業自有研發投入的資金來源，同時也由于資金供給的增加降低了資金的使用成本，降低創新成本。

（5）空間效應。一個地區的政府創新補貼可能從以下兩條路徑影響到周邊地區的工業自有研發支出。我們知道，一個地區由政府補貼創新產生的新技術和新知識可以溢出到周邊地區［21］，提升周邊地區創新活動的成功概率，帶動周邊地區增設新研發項目，整體上提高周邊地區自有研發支出總額。另一方面，在一個省份大力補貼創新時，周邊省份也會改革本省的創新補貼政策［22］，這樣才能確保當地企業不會由于其他省份優惠政策力度大而遷移流失，也能更好地增強轄區的工業創新能力和科技水平，發展當地經濟，提升政績。即一省的政府創新補貼通過刺激鄰省補貼創新，達到影響周邊省份工業自有研發支出的結果。同時，不同地區的企業出于相互競爭或博弈的考慮，在制定本企業研發支出時，也會考慮周邊地區企業的研發支出決策。

綜上，政府創新補貼可以通過擠出效應和門檻效應縮減工業自有研發支出，也可以通過成本效應和光環效應增加工業自有研發支出。并且，政府創新補貼與工業自有研發支出間可能存在著空間溢出效應。最終，政府創新補貼與工業自主研發支出的關系取決于上述效應之和。

三、模型設定和變量說明

（一）空間權重矩陣設定和空間相關性測量

在設定空間計量模型之前，首先得選擇適宜的空間權重矩陣，以矩陣數值大小代表兩省市間空間關系強弱，數值越大表示兩者間空間聯系越強。本文采用應用最廣泛的空間鄰接權重矩陣作為本文的空間權重矩陣，其權重賦予方法是，如果地區i 與地區j 有共同的邊界，則假定權重值為1，否則為0。同時，本文也使用空間距離權重矩陣作為空間權重矩陣的替代變量以作穩健性分析，其權重賦予方法將在下文介紹。

應用空間計量模型的前提條件是被解釋變量具有空間自相關性，本文使用莫蘭指數度量工業自主研發支出是否存在空間自相關性，莫蘭指數的公式為

其中：wij代表空間權重矩陣（i，j）元素，用以度量區域i 與區域j 之間的距離；xi、xj分別代表區域i、區域j 的工業自有研發支出；代表工業自有研發支出的均值。

式（1）計算得出的莫蘭指數的取值范圍在［-1，1］，如果莫蘭指數大于0，說明工業自有研發支出存在空間正自相關，即工業自有研發支出高的省市間彼此相鄰，同時工業自有研發支出低的地區間彼此相鄰。如果莫蘭指數小于0，說明工業自有研發支出存在空間負相關，即工業自有研發支出高的省市與工業自有研發支出低的省市相鄰。如果莫蘭指數等于0，說明工業自有研發支出在空間上不存在相關關系，不能使用空間計量模型。

（二）空間面板計量模型設定

空間計量模型的一般公式如下：

其中：y 代表被解釋變量；x 代表解釋變量；b 代表本區域解釋變量影響系數；u 代表誤差項；ε 代表隨機擾動項；w1～w4分別代表被解釋變量、解釋變量、誤差項和隨機擾動項的空間權重矩陣；τ、δ、λ、γ 分別代表相應的空間回歸系數；τ 度量空間滯后w1y 對y 的影響；δ 度量鄰居解釋變量對y 的影響；λ、γ 作用類似。根據空間效應體現方式的不同，空間計量模型具體分為空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型。其中，空間滯后模型和空間誤差模型是空間杜賓模型的特殊形式。本文將在下文進行一系列檢驗來明確適合本文的空間計量形式。

（三）變量說明與數據來源

被解釋變量是地區工業自有研發支出。本文借鑒章元等［9］的做法，使用地區工業研究與實驗性發展內部支出減去補貼的余額代表地區工業自有研發支出。

解釋變量是政府創新補貼。控制變量包括產業盈利能力，技術市場活躍度，知識產權保護水平，宏觀經濟狀況。本文使用地區年度工業利潤代理產業盈利能力，產業盈利能力強不僅意味著該地區工業有充裕的資金支付研發賬單，同時代表著其有投資創新項目以保持或擴大自身市場份額的需要；本文使用技術市場活躍度和知識產權保護水平來衡量創新環境，技術市場越活躍，知識產權保護力度越強，保證企業實現創新成果收益［23］，創新環境越好，工業自有研發投入動力不足在很大程度上得到緩解。具體而言，本文使用技術產權市場合同成交額代表地區技術市場活躍度，以及借鑒胡海青等［24］的做法，使用專利未被侵權數代表知識產權保護水平，其具體測量方法為，一省截至當年累計授權專利數減去該省當年專利侵權受理案件數，專利未被侵權數越大表示該省知識產權保護水平越高。本文使用人均GDP 代表地區宏觀經濟狀況，宏觀經濟狀況影響著企業投資創新的信心，在外部經濟環境明朗時，企業樂于增加研發支出以獲得未來競爭優勢；在經濟滑坡時，企業更傾向于縮減研發開支，優先維持生產規模，保持日常經營穩定。

本文使用的是中國31 個省市2001—2017 年的面板數據，數值來源于相應年份的《中國科技統計年鑒》《中國統計年鑒》、國家知識產權局統計年報和EPS 數據平臺。

四、空間相關、模型識別檢驗與模型估計

（一）空間自相關檢驗

表1 報告了2001—2017 年中國各地區工業自有研發支出的莫蘭指數。從結果來看，中國各地區工業自有研發支出表現出顯著正向空間相關性。但其空間相關性是源自于解釋變量——政府創新補貼，還是誤差項，或者兩者皆有，有待下文分析驗證。從時間維度來看，本文發現中國各地區工業自有研發支出的莫蘭指數值和顯著性都在增長，這說明中國各地區工業自有研發支出的空間依賴越來越緊密。因此，將變量的空間相關性納入政府創新補貼和中國工業自有研發支出實證模型中，合理且必要。

表1 2001—2017 年中國工業自有研發支出莫蘭指數變化狀況

（二）空間計量模型選擇

首先，采用豪斯曼檢驗確定本文空間計量模型應選擇固定效應模型還是隨機效應模型，表2 檢驗結果表明，采用固定效應模型更為合理。另外，LR 檢驗結果表明，在固定效應的前提下，時間和空間雙固定效應更符合本文模型特征；其次，借鑒Elhorst［25］選擇具體空間計量模型形式的檢驗思路，本文先分析選擇空間滯后模型還是空間誤差模型，LM 檢驗結果表明，本文模型同時兼有空間滯后和空間誤差效應，則應選用能夠包容兩種效應的空間杜賓計量模型；接著，本文反向證明，即檢驗本文空間杜賓計量模型能否縮減為只具有單一效應的空間滯后計量模型或空間誤差計量模型，但是Wald 檢驗都拒絕了這個假設。因此，綜合表2 的判別結果來看，本文模型應設定為雙固定效應的空間杜賓計量模型。

（三）空間杜賓計量模型估計

1. 空間杜賓計量模型回歸結果

本文基于空間鄰接權重矩陣的雙固定效應空間杜賓計量模型的回歸結果見表3。

可以看出，政府創新補貼不僅對本省工業自有研發支出有正向直接效應，同時對鄰省工業自有研發支出有正向間接效應，兩者共同構成政府創新補貼對中國工業自有研發支出的總效應。在其他變量不變時，政府創新補貼增加1%，帶動中國工業自有研發支出上浮4.144%。并且，本文的控制變量如預期般顯著影響中國工業自有研發支出，起到了很好的控制作用。具體而言，工業行業盈利能力對各省市自身和周邊地區工業自有研發支出均產生了積極影響；其次，技術市場活躍度和知識產權保護水平在5% 的顯著性水平上對工業自有研發支出的直接效應均顯著為正，間接效應也同樣表現出顯著正向溢出效應。最后，本文發現宏觀經濟狀況對工業自有研發支出的影響系數不顯著，即宏觀經濟狀況對工業自有研發支出不存在明顯的直接效應或空間溢出效應。

2. 穩健性檢驗

本文使用兩種方法進行穩健性檢驗。第一種方法是將空間權重矩陣置換為空間距離權重矩陣，該矩陣以省之間的距離的倒數為權重。第二種方法是對數據進行縮尾處理，將樣本中小于1% 分位數的數據換成1% 分位數處的數值，大于99% 分位數的數據換成99% 分位數處的數值，以平滑數據。

表4 的1～3 列報告了基于空間距離權重矩陣的空間計量模型的回歸結果，可以明顯看到，與表3回歸結果相比，政府創新補貼和控制變量的系數、顯著性變動幅度不大。表4 的4～6 列報告數據平滑處理后的空間計量模型的回歸結果，結論同上。說明本文上節的研究結論穩健可信。

3. 內生性檢驗

本文采用空間GMM 法來解決基準回歸中可能存在的內生性問題。本文選用的工具變量是政府創新補貼的滯后一期變量，當期政府創新補貼與往期政府創新補貼的相關性是顯然的，而當期工業自有研發支出不能影響過去的政府創新補貼。所以，理論上，政府創新補貼的滯后一期同時具備相關性和外生性，符合工具變量要求，實證上，它也通過了弱工具變量檢驗。表5 報告了使用空間GMM 法的空間杜賓計量模型的回歸結果，結果表明，政府創新補貼對中國工業自有研發支出的影響系數變得更高，更為準確。

表2 空間計量模型識別檢驗結果

表3 空間杜賓計量模型估計結果

表4 穩健性檢驗結果

表5 工具變量法估計結果

（四）進一步討論

1. 分區域

本文把31 個地區樣本歸入東、中、西3 個區域分別進行空間計量回歸（結果見表6）。回歸結果顯示：在東部，政府創新補貼對工業自有研發支出的正向直接效應、正向溢出效應系數值最大，且非常顯著；在中部，政府創新補貼對工業自有研發支出具有不顯著的正向直接效應，以及顯著的正向溢出效應；在西部，政府創新補貼對工業自有研發支出的正向直接效應顯著，負向溢出效應不顯著。這可能是由于，東部地區的工業面臨的國際化競爭相對激烈，企業需要通過創新活動打造核心競爭力，故其對政府創新補貼敏感性強，創新補貼對該地區工業影響效應更高；而西部地區工業發展相對落后，地區間傾向于爭奪有限的創新資源，政府補貼創新的優惠僅使得其他地區的工業研發項目遷移到本地區，卻未能刺激周邊地區更多地增加工業研發投入。

2. 國有與非國有

區分樣本企業的國有性質與非國有性質的必要性在于，所有權性質在一定程度上代表政府創新補貼的傾斜度，國有企業在我國政府補貼對象中占據絕對重要位置。鑒于此，本文認為基準回歸結論可能受到企業所有權性質差異的影響，故按企業所有權性質對工業行業分組以作進一步探討。

從表7 的回歸結果可以發現，對于工業非國有企業而言，政府創新補貼對自有研發支出的直接效應和空間溢出效應均顯著為正，即政府創新補貼顯著帶動本地區及相鄰地區企業的研發投入。這可能是由于，非國有企業大多是中小企業，資金主要用于維持運營和規模擴張，可用于從事高風險、正外部性的創新活動的資金不足，其對政府創新補貼敏感度較高，政府創新補貼的擠入效應更強。對于工業國有企業而言，政府創新補貼對自有研發支出的直接效應為負但不顯著，其間接效應顯著為正，說明比起擠入效應，補貼的擠出效應更突出。

3. 創新能力強弱

本文以各地區年度專利申請數量代表地區技術水平，以均值為界，將其歸入技術水平較高地區和技術水平較低地區分別進行空間計量回歸，結果見表8。可以發現，技術水平較高的地區，政府創新補貼對本地區、其他地區工業自有研發支出的正向影響系數大于技術水平較低地區的影響系數。這可能是由于，在大眾創新的戰略背景下，創新能力強的地區較創新能力弱的地區，更迫切需要創新資本，其有許多創新項目需要政府財政上的支持，故其對政府補貼有較高敏感性，單位補貼的效果更高。

表6 三區域空間計量模型估計結果

表7 以企業所有權性質分組的估計結果

表8 以地區創新水平高低分組的估計結果

五、結論與建議

本文從空間關聯角度重新審視政府創新補貼對中國工業自有研發支出的影響效應，經過實證研究發現，政府創新補貼顯著激勵本地區工業自有研發支出，同時，也正向影響相鄰地區工業自有研發支出，即政府創新補貼對中國工業自有研發支出具有正向直接效應和正向空間溢出效應。同時，工業行業盈利能力越強，技術市場越活躍，知識產權保護水平越高以及宏觀經濟狀況越好，越激勵中國工業自由研發投入。

基于上述結論，結合全文分析，本文提出如下政策建議。

一是繼續加大政府創新補貼力度。目前，政府創新補貼對中國工業自有研發支出的擠入效應大于擠出效應，應充分發揮財政補貼的激勵作用，以促進工業實現創新驅動發展。同時，應保持創新補貼政策的穩定性和持續性，使得企業可以對創新補貼形成預期，以便于合理規劃研發項目、安排研發支出和有效配置創新資源。

二是考慮政府創新補貼的空間溢出效應，注重補貼具有較好創新外溢效應的產業鏈。并且，建立起各省市統籌創新的長效機制，深化地區間協作創新，搭建暢通的技術輸送、資本流動和跨區域人才合作的創新溢出通道，以充分發揮空間溢出效應，協調區域創新發展。

三是融合政府激勵與市場驅動，注重發揮市場對創新活動的內生激勵，建立真正由市場主導的創新項目設立、科研經費分配和技術成果評價的國家創新模式，政府則扮演好營造良好創新環境、建立健全創新機制的角色。

四是營造支持成功創新的社會環境。與外部制度條件密切配合，充分發揮政府創新補貼對工業研發創新的促進效應。通過全面推進科技體制改革，建設企業技術創新信息平臺，促進科技資源的共享與科技成果的轉化；發展技術中介機構，鼓勵科技成果走向市場。同時，通過強化知識產權保護制度保護企業研發項目的正常收益，在中國當前的情景下會提髙政府創新補貼政策的實施效果。