政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響研究

張欣然 周霞（副教授）

（北方工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院 北京 100144）

黨的二十大報告指出，創(chuàng)新是第一動力，要深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加快實現(xiàn)高水平科技自立自強(qiáng)。經(jīng)過多年發(fā)展，我國已邁入制造業(yè)大國行列，但距離制造業(yè)強(qiáng)國還有較大的進(jìn)步空間。推動制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，對于我國提升供給體系質(zhì)量效益、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈向國際中高端攀升、強(qiáng)化在全球市場中的競爭優(yōu)勢、邁入制造業(yè)強(qiáng)國具有重要的理論意義與實踐意義。

近年來，我國政府將目光聚焦于制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，對創(chuàng)新與實驗性研發(fā)項目的資金投入力度連年攀升，制造業(yè)專利申請數(shù)隨之顯著提升，但目前仍有較多制造業(yè)企業(yè)存在關(guān)鍵技術(shù)研發(fā)受阻的問題，無法取得重大突破。政府資金如何精準(zhǔn)投入，行業(yè)自身應(yīng)如何配合還需進(jìn)行實踐探究與數(shù)據(jù)檢驗。

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者基于不同視角，選擇不同樣本，運用不同計量模型對政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響展開了廣泛的探討，本文將政府資金對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響歸納為以下三類：

（一）政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向影響

尚洪濤等（2021）［1］以2010—2019 滬深A(yù) 股上市的民營科技企業(yè)為樣本，基于風(fēng)險承擔(dān)視角對政府資金與制造業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系展開實證研究，研究發(fā)現(xiàn)，政府資金投入提高了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，對制造業(yè)創(chuàng)新具有顯著的滯后正向效應(yīng)。黃文娣等（2022）［2］基于廣東省制造業(yè)12 年面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用門限效應(yīng)模型，分析得出政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有非線性正向效應(yīng)，同時認(rèn)為政府應(yīng)根據(jù)企業(yè)特點制定不同且具有針對性的補(bǔ)貼方案。楊婷等（2021）［3］研究發(fā)現(xiàn)，政府資金與制造業(yè)創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展高度正相關(guān)，對短期績效及長遠(yuǎn)發(fā)展均表現(xiàn)出正向效應(yīng)。王曉君等（2019）［4］認(rèn)為，行業(yè)景氣度在政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，在行業(yè)發(fā)展前景較好時的補(bǔ)貼激勵作用最為顯著。李若晨（2020）［5］發(fā)現(xiàn)，政府資金正向促進(jìn)制造業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，并且在制造業(yè)技術(shù)開發(fā)階段與技術(shù)成果轉(zhuǎn)化階段的作用效果具有差異性，技術(shù)開發(fā)階段作用效果更為顯著。

（二）政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有負(fù)向影響

冉茂盛等（2022）［6］認(rèn)為，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響未能達(dá)到預(yù)期促進(jìn)效果，反而對創(chuàng)新效率產(chǎn)生了負(fù)向影響，抑制了制造業(yè)發(fā)展。周芬等（2022）［7］研究發(fā)現(xiàn)，政府資金對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的擠出效應(yīng)主要表現(xiàn)在兩個方面：首先對企業(yè)自身研發(fā)投入形成擠出，其次對未被資助的科研項目形成擠出，不利于創(chuàng)新成果形成。

（三）政府資金對創(chuàng)新產(chǎn)出具有復(fù)合倒U型效應(yīng)

相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，政府資金對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響具有復(fù)合性，并可能存在最優(yōu)資金投入值。任海云等（2018）［8］利用A 股制造業(yè)上市公司微觀數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)政府投入資金對于企業(yè)自身創(chuàng)新投入的作用具有區(qū)間性，對創(chuàng)新產(chǎn)出具有復(fù)合性效應(yīng)。陳亮（2022）［9］選取2011—2016 年制造業(yè)面板數(shù)據(jù)，實證分析得出政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效果呈現(xiàn)“U”型且具有門限效應(yīng)，超過門限值會產(chǎn)生擠出效應(yīng)。

根據(jù)上述文獻(xiàn)分析，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出存在復(fù)合影響且目前研究多集中于微觀企業(yè)或者某個省份，異質(zhì)性分析方面也較少考慮地區(qū)市場化程度，本文基于上述問題進(jìn)行嘗試性拓展，進(jìn)行相關(guān)研究與檢驗。

二、理論分析與假設(shè)提出

基于融資約束理論，在制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動中，持續(xù)性的資金流十分重要，但因融資渠道少、融資成本高的雙重限制，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)活動難以開展。融資約束理論認(rèn)為，理想的資本市場中內(nèi)部籌資與外部籌資可以完全替代，而現(xiàn)實資本市場存在內(nèi)外部融資差異，產(chǎn)生融資約束［10］。企業(yè)研發(fā)活動因不確定性強(qiáng)、周期長、調(diào)整成本高，導(dǎo)致管理層選擇低成本內(nèi)部融資的可能性降低，同時因存在信息不對稱現(xiàn)象，外部投資者也無法全面且真實地了解企業(yè)的財務(wù)狀況，其會針對企業(yè)信息披露程度，對投資收取高額的風(fēng)險溢價。而政府資金通過給予制造業(yè)企業(yè)資金支持，可以緩解融資問題，促進(jìn)制造業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

基于要素扭曲效應(yīng)，政府資金使制造業(yè)企業(yè)對于研發(fā)資源的需求增加，該信號傳導(dǎo)至要素市場，使生產(chǎn)要素價格上升，最終導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)成本上升。綜上，政府資金只提高了企業(yè)的名義創(chuàng)新收入，削弱了制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新積極性。

當(dāng)前，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出主要表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)，隨著技術(shù)同質(zhì)化和要素扭曲效應(yīng)逐漸顯現(xiàn)，當(dāng)政府資金超過某個值時，主要表現(xiàn)為擠出效應(yīng)。綜上，本文提出假設(shè)1：

H1：政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響呈現(xiàn)倒U型非線性關(guān)系。

地區(qū)市場化程度能夠反映該地區(qū)市場競爭的激烈程度，市場化程度越高，該市場競爭越激烈，企業(yè)自身也會更高效地利用政府資金，促進(jìn)創(chuàng)新成果形成，占領(lǐng)更多市場份額。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

H2：地區(qū)市場化程度不同，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度具有差異性，市場化程度越高，政府資金促進(jìn)效應(yīng)越大。

為使政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的價值最大化，制造業(yè)行業(yè)自身也要加大研發(fā)經(jīng)費投入力度，在內(nèi)部集中研發(fā)的基礎(chǔ)上，使外部政府資金發(fā)揮雪中送炭的作用。具體表現(xiàn)為制造業(yè)行業(yè)自身研究開發(fā)支出較少時，僅依靠政府資金并不能完成創(chuàng)新研發(fā)活動，此時政府資金促進(jìn)效應(yīng)不顯著。隨著制造業(yè)行業(yè)自身研究開發(fā)支出增加，加上政府資金的投入可以完成人才引進(jìn)、設(shè)備更新、知識積累及部分專利申請等活動，實現(xiàn)部分價值化產(chǎn)出，此時政府資金表現(xiàn)為促進(jìn)效應(yīng)。當(dāng)企業(yè)自身研究開發(fā)支出繼續(xù)增加，與政府資金發(fā)揮協(xié)同作用，完成多項創(chuàng)新研發(fā)及商業(yè)價值實現(xiàn)，此時政府資金促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)一步增大。基于此，本文提出假設(shè)3：

H3：制造業(yè)研究開發(fā)支出對政府資金作用于制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有雙重門限效應(yīng)，在一重門限值之下，影響不顯著，一重與二重門限值之間，正向影響較小，二重門限值之上，正向影響增大。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》，筆者收集整理了全國31個省市11年的面板數(shù)據(jù)。同時，為保持?jǐn)?shù)據(jù)口徑一致，部分?jǐn)?shù)據(jù)從2009 年開始收集［11］。由于2018 年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》未公布數(shù)據(jù)，缺失值通過線性內(nèi)插法近似補(bǔ)充，剔除缺失值過多的省市，最終樣本數(shù)為308個。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為創(chuàng)新產(chǎn)出，由于較為抽象，需選取合適的代理變量進(jìn)行表示。在創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量選取方面，我國制造業(yè)創(chuàng)新活動以科技產(chǎn)出為核心，價值產(chǎn)出為目標(biāo)，在此過程中專利申請數(shù)、新產(chǎn)品產(chǎn)值、新產(chǎn)品銷售收入等都可以對創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行量化，基于企業(yè)要將科技成果最終推向市場、實現(xiàn)商業(yè)化的初衷，將專利申請數(shù)指標(biāo)淘汰，又由于對于新產(chǎn)品產(chǎn)值因銷售渠道、市場供求關(guān)系、轉(zhuǎn)化成銷售收入的程度難以衡量，故最終選用新產(chǎn)品銷售收入（REV）作為本文的被解釋變量。

2.解釋變量。本文的解釋變量為政府資金，選用政府R&D 經(jīng)費表示R&D 經(jīng)費，即全社會研究與試驗發(fā)展經(jīng)費，是創(chuàng)新資金的重要組成部分。R&D經(jīng)費根據(jù)《中國高技術(shù)統(tǒng)計年鑒》主要分為政府經(jīng)費和企業(yè)經(jīng)費。本文采用滯后一期的政府R&D 經(jīng)費（GF）來衡量在創(chuàng)新研發(fā)活動中政府資金投入量。

3.門限變量。本文的門限變量為各省市制造業(yè)行業(yè)自身的研究開發(fā)支出（DE）。

4.控制變量。以蘆鋒等（2018）［12］的研究為參考，考慮到其他因素，如地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場開放化程度、地區(qū)貿(mào)易發(fā)展程度也會對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生影響，本文選取地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）、地區(qū)市場化程度（MDI）、地區(qū)進(jìn)出口額（TT）作為控制變量，研發(fā)人員數(shù)量（Y）作為替換控制變量，為后文進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

變量具體定義見表1。

表1 變量及定義

（三）模型構(gòu)建

為檢驗政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，本文構(gòu)建雙固定效應(yīng)回歸模型1：

上式中，i=1，2，…，n代表各省份；t=1，2，…，n代表各年份；REVi，t代表在第t年第i個省份實現(xiàn)的新產(chǎn)品銷售收入；GFi，t-1代表第i 個省份第t-1 年的政府R&D 經(jīng)費；ηi、λt為固定時間項及固定個體項；εi，t為殘差項；其余字母分別為控制變量、常數(shù)項和對應(yīng)系數(shù)。

為檢驗行業(yè)自身研究開發(fā)支出對政府資金作用于制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，本文構(gòu)建二重門限面板回歸模型2：

DEi，t為門限變量；θ1為一重門限值估計值；θ2為二重門限值估計值。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計及平穩(wěn)性檢驗

本文變量的基本統(tǒng)計特征如表2 所示。可以看出，政府資金的最小值為5.146，最大值為13.662，標(biāo)準(zhǔn)差較大，說明各省市之間政府資金的水平存在較大差異。創(chuàng)新產(chǎn)出的最小值為9.642，最大值為19.269，離散程度也較大，說明各省市的創(chuàng)新產(chǎn)出也處在不同水平。各地區(qū)的市場化水平也存在較大差距，最小值與最大值之間相差6.74，后文將各地區(qū)分為高市場化與低市場化兩組進(jìn)行比較。

表2 變量的描述性統(tǒng)計分析

在展開回歸分析前，為了避免“偽回歸”現(xiàn)象，要對上述面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，即相同單位根檢驗。LLC 原假設(shè)為面板數(shù)據(jù)具有單位根，數(shù)據(jù)不平穩(wěn)。根據(jù)結(jié)果的P 值大小對原假設(shè)進(jìn)行接受或拒絕。由檢驗結(jié)果可知，各變量P 值均為0，強(qiáng)烈拒絕原假設(shè)，面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可展開后續(xù)分析。

（二）回歸方法選擇

為探究模型1 采用哪種方法進(jìn)行基礎(chǔ)面板回歸，本文進(jìn)行混合回歸、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)的檢驗。如表3 所示，檢驗一為F 檢驗，P 值為0.00，結(jié)果強(qiáng)烈拒絕截距項都相等且等于0的原假設(shè)，表明個體間截距項具有顯著差異，選擇固定效應(yīng)。關(guān)于LM檢驗，P=0.00，表明個體存在隨機(jī)效應(yīng)，應(yīng)拒絕原假設(shè)，選擇隨機(jī)效應(yīng)。為檢驗固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)，一般選擇Hausman［13］檢驗，經(jīng)檢驗結(jié)果為P=0.0042，強(qiáng)烈拒絕隨機(jī)效應(yīng)原假設(shè)，因此下文基于固定效應(yīng)進(jìn)行基礎(chǔ)面板回歸。

表3 混合回歸、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)檢驗

（三）雙固定效應(yīng)面板回歸檢驗

表4列示了基于固定個體、固定時間以及雙固定效應(yīng)，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸結(jié)果。由列（1）、（2）、（3）可知，政府資金及平方項系數(shù)分別為1.062、-0.048；1.090、-0.049；1.010、-0.044，均在1%的水平上顯著，表明政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響呈現(xiàn)倒U 型，假設(shè)1 得以驗證。

表4 應(yīng)用固定效應(yīng)的基礎(chǔ)面板回歸結(jié)果

根據(jù)雙固定效應(yīng)回歸結(jié)果，政府資金及平方項系數(shù)為1.010、-0.044，極值點處政府資金的值為11.477，經(jīng)過統(tǒng)計共有239個觀測值低于極值點，其主要集中在中西部省市，尤其是西部省份全部處于極值點之前，結(jié)果表明政府資金投入力度還有較大提升空間；另外，政府資金若超過極值點則可能產(chǎn)生擠出效應(yīng)，過高的政府資金同樣值得關(guān)注。在雙固定效應(yīng)下，地區(qū)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口額、市場化程度系數(shù)均為正且均在1%的水平上顯著，說明地區(qū)GDP、貿(mào)易發(fā)展程度、市場化程度也會對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生正向影響。

（四）異質(zhì)性分析

為進(jìn)一步探究政府資金如何有針對性地有效投入，本文基于市場開放程度的代理變量市場化總指數(shù)將樣本進(jìn)行分類，根據(jù)樣本中位數(shù)將樣本分為高市場化和低市場化兩組，進(jìn)行雙固定效應(yīng)回歸，結(jié)果見下頁表5。由回歸結(jié)果可知，市場化程度較高組，政府資金在1%的水平上顯著，政府資金平方項在5%的水平上顯著，系數(shù)分別為1.022、-0.048。市場化程度較低組，政府資金及其平方項在1%的水平上顯著，系數(shù)分別為0.962、-0.039。由此可見，基于市場化程度進(jìn)行分組，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出依然表現(xiàn)為倒U型效應(yīng)，市場化程度較高組，政府資金及平方項系數(shù)的絕對值更大，政府資金的促進(jìn)效應(yīng)也更為明顯，假設(shè)2得以驗證。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文采用替換控制變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。將研發(fā)人員數(shù)量作為新的控制變量，對市場化總指數(shù)進(jìn)行替換，進(jìn)行雙固定效應(yīng)面板回歸。結(jié)果顯示，政府資金及其平方項系數(shù)的t值分別為3.30、-2.91，均在1%的水平上顯著，說明本文結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（六）雙重門限面板回歸檢驗

1.門限效應(yīng)檢驗及門限值估計。本文采用BS抽樣300次，以各省市制造業(yè)研究開發(fā)支出作為門限變量進(jìn)行Hansen［13］門限效應(yīng)檢驗以及對門限值進(jìn)行估計。由表6可知，以研究開發(fā)支出為門限變量的回歸模型中，F(xiàn)值為58.11，P值為0.00，雙重門限效應(yīng)十分顯著，基于前面的理論分析，下文對雙重門限模型展開具體分析。

表6 門限效應(yīng)檢驗及門限值估計結(jié)果

2.雙重門限效應(yīng)回歸。以各省市制造業(yè)研究開發(fā)支出作為門限變量，應(yīng)用雙重門限模型進(jìn)行參數(shù)估計，結(jié)果見表7。基于表7結(jié)果，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有十分顯著的非線性影響，支持本文提出的假設(shè)1。當(dāng)研究開發(fā)支出小于10.023時，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不顯著。當(dāng)研究開發(fā)支出大于等于10.023 小于12.396 時，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)為0.103，且p值為0.00，通過顯著性檢驗。當(dāng)研究開發(fā)支出大于等于12.396時，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)增加至0.193，通過t檢驗，具有顯著性。上述結(jié)果驗證了假設(shè)3。2020年17個省市已邁過第二重門限值，政府資金促進(jìn)效應(yīng)較高，而西部地區(qū)目前只邁過了一重門限值，隨著制造行業(yè)自身研發(fā)經(jīng)費投入力度的加大，促進(jìn)效應(yīng)還有提升空間。

表7 雙重門限效應(yīng)回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文經(jīng)檢驗與分析得出如下結(jié)論：政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響呈現(xiàn)倒U 型關(guān)系，在極值點之前表現(xiàn)為正向促進(jìn)效應(yīng)，在極值點之后表現(xiàn)為負(fù)向擠出效應(yīng)，是一種復(fù)合非線性關(guān)系。地區(qū)市場化程度對我國政府資金作用于制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有異質(zhì)性，市場化程度較高的地區(qū)，政府資金的促進(jìn)效應(yīng)較大。以制造業(yè)行業(yè)自身對創(chuàng)新活動的研究開發(fā)投入作為門限，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響具有雙重門限效應(yīng)，一重門限值前，正效應(yīng)不顯著，一重門限值與二重門限值之間，正效應(yīng)較小，二重門限值之上，正效應(yīng)增大。

根據(jù)上述結(jié)論本文提出兩方面建議。基于政府角度，政府資金對制造業(yè)創(chuàng)新的支持要把握適度原則［14］，動態(tài)調(diào)整資金投入比例，使促進(jìn)效應(yīng)可持續(xù)發(fā)展。根據(jù)各地區(qū)市場化程度高低進(jìn)行差異化支持，系統(tǒng)、全面、精準(zhǔn)地做出政府資金的分配決策。基于制造業(yè)角度，行業(yè)自身應(yīng)加大技術(shù)研發(fā)經(jīng)費投入力度，規(guī)范且高效地應(yīng)用政府資金，力求政府資金促進(jìn)效應(yīng)最大化，保障制造業(yè)創(chuàng)新具有良好的內(nèi)外部環(huán)境。