融資約束視角下政府補貼與企業技術創新：機理分析與廣東數據檢驗

黃文娣，李 遠

（1.惠州學院經濟管理學院；2.惠州學院政法學院，廣東惠州 516007）

戰略性新興產業成長潛力巨大，對產業升級具有推進器作用。2010 年我國提出要把戰略性新興產業培育成為國民經濟的先導產業和支柱產業。此后十多年間，戰略性新興產業迅速發展，技術創新加快，規模不斷擴大，成為引領經濟高質量發展的重要引擎。戰略性新興產業的培育和發展必須以技術創新為基礎，創新需要大量資金投入，而新興產業企業大多處于發展初期和成長期，面臨較大的融資約束是企業普遍而突出的問題。同時，技術創新具有的外部性、高風險性以及不確定性等特征，導致市場競爭機制下大多數企業創新動力不強，總體研發投入水平低下［1］。針對上述問題，近年來政府已陸續出臺一系列財政政策予以支持，包括科技補貼和稅收優惠等。然而在當前經濟增速放緩、財政支出約束增強的背景下，政府政策措施如科技研發補貼是否有效地促進了戰略新興企業創新呢？政策效果到底受到哪些因素影響？政府該如何更科學有效地對企業進行激勵？本文試圖從企業融資約束視角下，通過采樣廣東戰略性新興產業數據回答上述問題。

1 文獻回顧

融資約束指由于信息不對稱和代理等問題，使得企業外部融資成本高于內部資本成本而產生的融資限制。Stiglitz 等［2］、Myers 等［3］等建立了不完美市場下的融資優序理論，他們認為企業內外部融資成本的差異即企業面臨的融資約束程度,與信息不對稱程度正相關。在此基礎上，大量學者對企業的融資約束與技術創新之間的關系進行了各種研究，但并沒有得出一致結論。Hall 等［4］指出嚴重的信息不對稱問題使得企業技術創新受到融資約束的影響。Brown 等［5］實證研究發現，對于存在融資約束的企業，其內源融資與股權融資的可得性與企業研發投入存在顯著正向關系。國內學者鞠曉生等［6］、康志勇［7］研究發現融資約束對企業技術創新有顯著的負向影響。余明桂等［8］認為國有企業民營化后會面臨更大程度的融資約束，從而抑制了企業技術創新。李沖［9］通過實證研究發現企業融資成本差異過大對企業創新有明顯抑制作用。

關于融資約束抑制企業創新，一些研究認為可通過政府手段如財政補貼來矯正市場失靈，緩解企業融資約束，從而促進企業創新活動。如陳希敏、王小騰等［10］、邱風等［11］提出政府補貼可以有效緩解創新企業面臨的融資約束，對企業技術創新有促進作用。同時一些學者針對行業和企業異質性等方面作了更深入研究，如章新蓉、劉誼等［12］以高新技術上市公司為樣本進行研究,發現事前和事中的政府補貼會直接促進技術創新。戴靜等［13］認為債務期限短期化導致企業長期投資面臨融資約束,企業技術升級動機下降而套利動機增強,政府補貼有助于緩解創新融資約束,促進企業技術升級投資。

2 機理分析與研究假設

Hall 等［4］認為嚴重信息不對稱、委托代理等問題使得企業技術創新受到融資約束的影響。戰略性新興產業的發展相比傳統產業而言，更需要不斷的技術創新，而創新需要大量的研發資金來支撐。對新興產業而言，大部分企業處于初創或成長期，企業內部的資金積累比較有限，僅依靠內部資金無法滿足企業創新活動需求，因此必須通過外部融渠道來獲得資金。然而企業研發投資活動形成的主要是無形資產，缺乏抵押價值，因此較難獲得傳統的銀行貸款；又因信息不對稱導致企業創新的真實性問題，以及專利技術等無形資產的價值評估困難等問題，外部投資者對企業研發階段的投資也會非常謹慎，因此企業又面臨成本較高的外部融資壓力，從而更加依賴內部有限的資金［14］。由于面臨內外部資金的約束，企業必定會減少風險較大的研發創新活動?；谏鲜龇治觯岢鲆韵碌难芯考僭O。

假設1：融資約束抑制企業技術創新。

在市場機制下，當企業研發投入意愿不足，研發水平低下時，需借助政府力量進行干預，彌補市場失靈［15］。政府可采取財政補貼或稅收優惠等措施，緩解企業的融資約束，促進企業加大技術創新投入。其作用機理有兩方面：一是直接效應，政府補貼可直接為企業創新活動奠定基礎，通過直接增加企業創新投入、降低研發成本、提高企業預期創新效益來提升企業的研發動力；二是間接效應，政府對企業的補貼向市場傳遞企業運營良好的積極信號，通過信號傳遞效應，引導更多社會資本以及銀行等金融機構的支持，拓寬企業的融資渠道，緩解外部融資壓力，促進企業加大研發創新投入。因此,提出以下的研究假設。

假設2：政府補貼既能直接促進企業技術創新，又可通過緩解企業融資約束間接促進技術創新。

此外，政府補貼雖能在一定程度上緩解企業的融資約束，促進企業創新，但是具體到不同性質、不同條件的行業或企業，政策效果并不盡相同。比如國有企業或成熟期的大企業，這些企業往往與政府和金融機構有良好關系，比較容易得到外部資金，融資約束程度相對較低，他們對政府資金的依賴度一般并不大，從而導致政府補貼對這些企業的創新促進并不顯著［16］。而民營企業或中小企業面臨的融資問題會更突出，中小企業如果將大量資金投入研發活動，可能在企業技術創新成功之前，就因資金鏈斷裂而破產倒閉，因此企業必定會減少研發投入。而此時這類企業若能得到政府資助，這些資助將在企業的創新要素中占有較大比重，企業研發創新的意愿將會極大地增強，補貼的政策效果將會十分顯著。因此,提出以下的研究假設。

假設3：不同融資約束程度的企業，政府補貼對其技術創新促進效應有顯著差異。

政府補貼為企業開展創新活動奠定了基礎，起到了引領和促進作用，但是政府補貼是否越多越好？許多研究表明補貼政策效果與補貼強度并不是簡單的線性關系，信息不對稱導致的道德風險、監管不足、尋租等問題可能會對消部分政策效果［17］。例如當政府補貼達到一定規模時，企業可能會降低預期自身的研發投入，也可能會把多余的政府補貼用于其他支出。一些學者的研究也證實了這種現象，如宋鵬［18］發現政府補貼對企業創新存在門檻效應，適度的政府補貼有利于促進企業技術創新，但存在閾值限制，當政府研發補貼份額超過閾值時，會降低企業創新績效。這表明財政補貼對企業創新有激勵作用，但這種作用可能并不是簡單的線性關系，而可能呈現非線性或者結構突變等特征。因此，本文基于戰略性新興產業提出以下的研究假設。

假設4：政府補貼對企業技術創新的影響或存在門檻效應。

3 研究設計

3.1 研究說明與指標選取

政府資助有稅收減免、財政撥款、后補助、融資支持等諸多方式?？紤]到數據可獲取性，本文研究的政府補貼限定為以財政撥款為主的政府資助。實證過程中采用的政府補貼數據，源自上市公司財務報表附注“損益項目”科目下的“政府補貼合計”，為樣本上市公司每一年度的政府補貼總額?；诳杀刃裕捎谜a貼強度衡量企業獲得補貼的相對水平，具體計算為當年政府補貼與企業主營業務收入的比值。

關于企業技術創新，目前還沒有統一的評價方法，大多數研究主要從兩方面來進行分析：一是創新投入，二是創新產出?；谄髽I微觀研發創新過程來看，企業創新投入是企業進行研發創新首要考慮的問題，也是政府補貼和融資條件對企業創新影響最直接的表現。因此，本文選取企業“研發投入”（資金數額）來反映企業的技術創新活動。為加強可比性，采用“研發投入強度”來進行實證分析，計算為企業研發投入金額與當期主營業務收入的比值。

關于企業融資約束，目前研究中用得較多的代表性指標有現金流、貸款、債權融資、FC 指數、WW 指數和SA 指數等。本文借鑒Hadlock 等［19］設計的SA 指數來衡量企業融資約束強度，計算公式為：

式（1）中:SA 為融資約束指數；Size 為企業規模，取企業總資產的自然對數；Age 為企業成立時間，以公司觀測年度減去注冊年度表示。由于SA 指數不具有內生性，且受時間影響不大，因此可以較為客觀地衡量融資約束程度，其含義為SA 值越大，融資約束越小。

在企業創新過程中，企業負債情況、盈利能力、股權狀況以及產權性質等因素也會影響企業的創新效果。企業資產負債率越高，企業研發投入越謹慎；企業盈利能力越強，則創新的意愿和能力越強。此外，企業的股權結構也會影響企業研發投入，如果股權過于集中，則投資風險也會相對集中，大股東為控制風險可能會減少研發投入。企業產權性質也是影響因素之一，相對國有企業，民營企業的融資約束程度較高，對政府補貼的依賴度較大，補貼促創新的效應可能更顯著。因此，選用以上影響因素作為研究的控制變量。具體變量類型與含義見表1 所示。

表1 本文實證模型中主要變量名稱、符號與含義

3.2 模型建立

（1）建立回歸模型。其一，考察政府補貼通過緩解企業融資約束、間接促進企業創新的效應。先考察融資約束對企業技術創新的影響，建立以研發投入強度RDI 為因變量、以融資約束強度SA 為自變量，加入股權集中度、資產負債率、凈資產收益率為控制變量的回歸模型2。

式（2）中:RDI 為企業的研發投入強度，OC 為股權集中度，DAR 為資產負債率，ROE 為凈資產收益率，i為企業個體；t為時間；α1、α2、α3、α4分別為對應變量系數；μi為不隨時間變化的個體差異；εit為回歸方程的殘差項。

再進一步考察政府補貼是否緩解了企業的融資約束，從而促進了企業技術創新，建立以融資約束強度SA 為因變量，以政府補貼強度GSI 為自變量，加入股權集中度、資產負債率、凈資產收益率為控制變量的回歸模型3。

式（3）中:GSI 為政府補貼強度，β1、β2、β3、β4分別為對應變量系數。

其二，考察政府補貼對企業創新的直接促進效應。建立以研發投入強度RDI 為因變量，以政府補貼強度GSI 和融資約束強度SA 為自變量，加入股權集中度、資產負債率、凈資產收益率為控制變量的綜合回歸模型4。

式（4）中:λ1、λ2、λ3、λ4、λ5分別為對應變量系數。

（2）建立門檻效應模型。門檻效應是指假設其他因素不變，當某個因變量達到特定數值后，引起自變量發生結構突變的現象，該因變量的臨界值稱為門檻值。借鑒Hansen［20］門檻回歸基本模型，以企業研發投入強度為因變量，以政府補貼強度和融資約束強度為自變量，并分別以政府補貼強度、融資約束強度為門檻觀察變量，構建門檻回歸模型5、模型6。

式（5）中:η1、η2……ηn表示以SA 為門檻變量時n個不同水平的門檻值，若括號內門檻變量滿足條件，則I為1；若括號內門檻變量不滿足條件，則I為0。

式（6）中:θ1、θ2……θn表示以GSI 為門檻變量時為n個不同水平的門檻值，若括號內門檻變量滿足條件，則I為1；若括號內門檻變量不滿足條件，則I為0。

（3）門檻顯著性檢驗說明。門檻顯著性檢驗是通過檢驗以門檻值劃分的兩組樣本，比較其模型估計參數是否顯著不同，由此來確定門檻效應是否顯著。Hansen［20］提出了通過自舉法（Bootstrap）來獲得漸進分布，進而得出相應概率P值，當P小于0.01時，表示在1%的顯著性水平下通過了LM 檢驗，以此類推。分別以融資約束強度、政府補貼強度為門檻觀測變量，考察政府補貼對企業研發投入的影響是否會隨著觀測變量數值的變化產生結構突變，即是否存在門檻效應。選用Hansen［20］門檻回歸方法，假設存在最優區間，根據估計得到的門檻值將樣本劃分為一個或多個區間，并在各區間內分析政府補貼對企業研發投入的影響程度是否相同。

3.3 數據來源與處理

中證指數公司與上海證券交易所于2017 年聯合發布了中國戰略新興產業綜合指數，本文選取該指數樣本中的廣東上市企業作為研究樣本，剔除一些變量信息缺失嚴重的企業，共得到樣本企業146 家，樣本期間為2011—2019 年。數據主要來源于國泰安數據庫，部分數據來源于廣東統計年鑒和上市公司年報，經手工整理得到。

4 實證過程

4.1 描述性統計

本文利用Stata16.0 軟件進行分析。為了剔除極端值的影響，針對綜合回歸模型4，首先對主要變量數據進行1%的縮尾處理，然后再進行描述統計，包括平均值、標準差、最大值和最小值，結果見表2 所示。

表2 模型4 中的主要變量描述統計結果

從表2 可以看出，廣東戰略性新興產業中上市企業的研發投入強度RDI 平均值為6.487%，雖然平均研發投入水平不低，但不同企業研發投入強度差異比較大。融資約束強度SA 平均值為-3.694，說明廣東戰略新興產業企業的融資約束問題普遍存在。政府補貼強度GSI 平均水平為1.362%,說明上市企業平均得到的政府補貼比較有限，最大與最小補貼強度差距較大，說明不同企業得到的補貼差別也較大。上市企業凈資產收益率ROE 均值為6.24%，反映出上市企業對政府資金的利用若體現在盈利水平上，其效果并不顯著，在樣本期間企業出現虧損的情況并不少見。

4.2 相關性檢驗

針對綜合回歸模型4，利用皮爾遜相關分析法對主要變量之間進行相關性分析，結果如表3 所示，可以看出：研發投入強度RDI 與政府補貼強度GSI、融資約束強度SA、股權集中度OC、資產負債率DAR、凈資產收益率ROE 之間顯著相關，證實變量選取的衡量標準具有合理性，可以進行下一步深入研究。同時也可以看出，SA 與RDI 顯著正相關，即SA 值越大，企業融資約束強度越小，研發投入強度越大。

表3 模型4 主要變量之間皮爾遜相關系數分析結果

4.3 回歸分析

為檢驗個體異質性是否表現為個體不同時間趨勢，首先對模型2、3、4 進行豪斯曼（Hausman）檢驗，檢驗結果中P值都為0，強烈拒絕原假設，采用固定效應進行回歸分析，結果見表4、5、6 所示。

表4 模型2 固定效應回歸結果

從表4可以看出：SA與RDI相關系數α1為2.942，對應P值為0.060，說明SA 與RDI 在90%的置信區間內顯著正相關，也就是說SA 值越大，融資約束強度越小，企業研發投入RDI 越多，即企業融資抑制了企業的技術創新，這與前文假設1 的結論相符。從表5 可以看出：GSI 與SA 相關系數β1為0.005，對應P值為0.05，GSI 與SA 顯著正相關，說明政府補貼可以在一定程度上緩解企業的融資約束，不過由于相關系數較小，這種緩解作用也相對較弱，這也進一步說明僅依靠政府補貼來徹底解決企業的融資約束問題是不現實的。綜合以上可以得出結論：政府補貼可以通過緩解企業融資約束，間接促進企業創新，這印證了前文假設2 的結論，同時這種間接效應系數為α1×β1=2.942×0.05=0.147。另外，從表6 可以看出：模型3 中系數λ1為0.47，對應P值為0，RDI 與GSI 顯著正相關，說明政府補貼對企業創新有顯著直接促進效應，這進一步印證了前文假設2的結論。進一步分析，由于直接效應系數是0.470，大于間接效應系數0.147，說明在政府補貼對企業研發投入的直接促進效應，比通過緩解融資約束來促進創新的間接效應更顯著。此外，表6 中股權集中度OC、資產負債率DAR、凈資產收益率ROE 等變量對應P值都小于0.01，說明這些因素對企業研發投入都有一定程度的顯著影響。綜上說明：企業的融資約束抑制了企業技術創新，而政府補貼能在一定程度上緩解企業的融資約束，進而促進企業技術創新；在政府補貼促企業創新的直接和間接效應中，直接作用效應更明顯。

表5 模型3 固定效應回歸結果

表6 模型4 固定效應回歸結果

在融資約束下，不同產權性質的企業對政府補貼的反應并不相同。按企業產權性質把企業分為國有企業和非國有企業兩類，分別研究政府補貼與融資約束對其研發投入的影響，回歸結果見表7 所示。

表7 融資約束下企業產權性質對政府補貼與研發投入的影響

從表7 可以看出，政府補貼對國有企業和非國有企業的研發投入都有顯著正向作用，非國有企業的系數為0.629，遠大于國有企業的系數0.361，說明政府補貼對非國有企業創新的促進效果更顯著。其原因可能有以下兩方面。其一，國有企業由于有政府隱形背書，更容易獲得政府補貼或銀行貸款，也更受外部投資者的資金青睞，政府補貼對國有企業而言并不是重要的創新資源，因此補貼多少對其創新意愿或投入影響并不大。此外，國有企業創新的光環效應可能沒有民營企業大，導致其進行創新的動力也不足。另外，企業融資約束程度對國有企業和非國有企業的研發投入的影響效果也是不同的。國有企業的融資約束指數與企業研發投入的系數為2.295，非國有企業的系數為4.247，說明相對于國有企業而言，非國有企業即民營企業的融資約束狀態對補貼促企業創新的政策效果有更大的影響，這與前文假設4 的結論一致，因此政府應通過改善民營企業融資環境，降低民營企業的融資約束，才能更好地發揮政府補貼的政策效應。

4.4 門檻效應檢驗

（1）以SA 為門檻觀察變量。對應模型5，首先檢驗政府補貼對企業研發投入的促進是否存在以融資約束強度SA 為門檻的突變效應，結果見表8 所示。單門檻對應P值為0，雙門檻和三門檻的P值大于0.1，說明僅存在單門檻效應，進一步確定門檻值為-3.352。然后再利用單門檻模型對模型4 進行回歸分析，結果見表9 所示。

表8 政府補貼對企業研發投入以SA 為變量的門檻效應檢驗結果

表9 政府補貼對企業研發投入以SA 為單門檻變量的回歸結果

以上說明：以融資約束強度SA 為門檻變量進行檢驗時，政府補貼與企業研發投入之間存在單門檻效應，門檻值為-3.352。當SA 小于-3.352 時，政府補貼對研發投入的邊際效應系數為0.336，當SA大于-3.352 時邊際效應系數為1.401，效果明顯更顯著。也就是說，不同融資約束程度的企業，政府補貼對企業創新促進效應有較大差異，且存在門檻效應，這與前文假設4 的結論相一致。

（2）以政府補貼強度GSI 為門檻變量。對應模型6，檢驗政府補貼對企業研發投入的促進是否存在以政府補貼強度GSI 為門檻的結構效應，用同樣方法進行門檻檢驗與回歸分析，結果見表10 所示，可以看出存在單門檻效應，進一步確定門檻值為4.417。再利用單門檻模型進行回歸分析，結果見表11 所示。

表10 政府補貼對企業研發投入以GSI 為變量進行門檻效應檢驗結果

表11 政府補貼對企業研發投入以GSI 為單門檻變量的回歸結果

綜上，以GSI 為門檻變量時，政府補貼與企業研發投入之間存在以GSI為異質調節的單門檻效應，門檻值為4.417%。當補貼強度小于4.417%時，補貼對企業研發投入的邊際系數為0.799，而當補貼強度大于4.417%時，系數為0.365，政策效應在減弱，說明政府補貼存在門檻效應，當補貼過多超過門檻值時，企業可能會降低預期自身研發投入，或者將政府補貼用于其他支出，這時補貼的增加對企業創新的促進效應將會大幅降低，這再次印證了前文假設4 的結論。

5 研究結論與建議

5.1 研究結論

基于廣東省戰略性新興產業上市企業樣本數據，通過面板回歸與門檻檢驗等計量方法，從融資約束視角分析了政府補貼對企業技術創新的直接和間接作用效應，并分別以融資約束強度和政府補貼強度為變量進行了門檻檢驗，得出了門檻值以及政策最優區間。主要結論如下：

（1）直接作用效應：政府補貼與企業研發投入顯著正相關，相關系數為0.470，說明政府補貼可以通過增加研發資金直接促進企業技術創新。

（2）間接作用效應：政府補貼通過緩解企業融資約束來間接促進企業而技術創新。政府補貼與融資約束顯著正相關，相關系數為0.05；企業融資約束強度與研發投入也顯著正相關，相關系數為2.942，因此，間接效應系數為0.05×2.942=0.147，間接作用效應小于直接作用效應。說明僅靠改善企業融資困境，是無法有效促進企業創新的，政府直接補貼的作用依然不可取代。

（3）以融資約束強度為門檻觀測變量時，政府補貼對企業研發投入存在單門檻效應，對于融資約束SA 指數大于-3.352 的企業，補貼對其創新促進有更顯著的政策效應。以政府補貼強度為門檻觀測變量時，補貼對企業研發投入也存在單門檻效應，當補貼強度小于4.417%時，補貼對企業研發投入的邊際系數為0.799，政策效果比較顯著。也說明如果政府補貼過多，企業可能會降低預期自身研發投入，或者將政府補貼用于其他支出，這時補貼對企業研發投入的促進效應會大幅降低。

（4）政府補貼與融資約束的相關系數為0.05，說明雖然政府補貼可以在一定程度上緩解企業的融資約束，但是緩解效應并不強，政府補貼并不能從根本上解決企業融資約束問題。

（5）在不同融資約束條件下，國有企業和非國有企業對政府補貼的創新反應有不同特征。政府補貼和融資約束對非國有企業的研發創新促進的影響效應更顯著。

5.2 建議

（1）相比國有企業，非國有企業即民營企業的創新動力更強，補貼對民營企業的創新促進更顯著，因此在補貼對象的選擇上，建議更應加大對民營企業的補貼力度。同時政府應加強對國有企業創新補貼的管理，適當收緊預算約束，以激發其進行創新的動力。

（2）融資約束不僅直接影響企業內部的創新投入，還間接影響政府補貼促進研發投入的政策效果，因此建議完善企業的信息披露機制，減少企業因信息不對稱問題帶來的融資約束問題。在大數據技術快速發展背景下，政府應牽頭利用區塊鏈等技術組建綜合信息平臺，讓政府、企業和投資者的信息可以對稱和透明化，外部投資者能夠及時獲取企業技術創新的發展狀況與企業績效等信息，企業因此可能得到更多的融資機會，緩解融資約束。

（3）建立針對戰略性新興產業或科技企業的多層次投融資體系。政府補貼可以緩解企業融資約束，促進企業創新，因此政府對企業持續的科技創新補貼仍然非常重要。然而前文結論表明政府緩解企業融資效應有限，不能根本解決企業的融資約束問題，因此建議政府構建以企業為主體，政府、金融機構、民間資本等共同參與的多層次投融資體系，來滿足戰略新興產業企業的不斷增長的融資需求，改善融資環境。

（4）進一步完善政府補貼資金監管。政府在發放補貼時，整個流程應該公開透明，這不僅可以利用信號傳遞理論為企業融資提供便利，更有利于社會對政府、企業的研發創新活動進行監督，約束各方行為。同時，建議加強對濫用政府補貼行為的懲戒，必要情況下可以采取收回補助、罰款等措施，確保政府補貼真正用于企業的創新研發活動，真正發揮政府補助的激勵作用。