需求側創新支持對中小企業創新的影響研究

徐倪妮 郭俊華

1（合肥工業大學管理學院，合肥 230009）2（上海交通大學國際與公共事務學院，上海 200030）

引言

基于供給推動理論和需求拉動理論，政府創新支持可分為供給側創新支持和需求側創新支持兩大類。其中，供給側創新支持是作用于知識供給方，通過直接擴大創新相關要素的供給，如財政補貼、稅收優惠、知識產權保護等來鼓勵知識產出；需求側創新支持是指通過增加對創新的需求、定義新的功能需求或更好地闡明需求，來誘導創新或加速創新擴散的公共措施［1，2］，如創新型政府采購、創新券、消費者政策、標準化建設等。早期的創新政策體系主要以供給側創新支持為主，然而隨著創新模式從線性模式向創新鏈模式轉變，創新的速度和復雜性都在增加，供給側創新支持已經難以滿足企業創新活動的需要。因此，需求側創新支持作為刺激需求、促進產業創新的重要政策工具開始受到政府和學術界的高度關注。

其中，創新型政府采購作為需求側創新支持中最直接、最具針對性的形式之一，其運用受到了中央政府高度重視。如2021年印發的《政府采購需求管理辦法》 明確要破除創新產品采購中的不合理限制；2020年印發的《政府采購促進中小企業發展管理辦法》 旨在發揮政府采購對中小企業發展的支持作用。目前授予中小企業的政府采購金額在總采購額中的占比已超過了70%。雖然一些研究表明創新型政府采購有助于激勵企業加大創新活動支出［3，4］，并促進企業的新產品銷售［5］，但也有學者發現政府訂單并不能有效激勵創新［6］。此外，地方政府近年來積極開展了創新券的試點工作，其具備刺激需求和鼓勵互動的特點，屬于需求側創新支持的范疇［7］。據統計，截至2022年底，全國已有27 個省（區、市）出臺了省級層面的創新券專項政策，呈現快速發展態勢。已有研究表明創新券可以推動中小企業的創新過程［8］，并促進新產品開發和專利申請［9-11］。但同樣有文獻顯示受助企業并未產生持續的創新行為或實現更多的創新［12］。綜上，目前學界在創新型政府采購、創新券等需求側創新支持的有效性問題上尚未達成一致，這些支持措施是否獲得了預期的效果仍有待考察。此外，既有研究還存在三方面的不足：（1）多數文獻基于產出視角開展評估［5，10］，較少探討政府創新支持的行為增量效應，產生了所謂的“黑箱式評估”；（2）研究大多使用了上市公司的數據［6，9］，難以完整體現政府創新支持的實際效果；（3）對供給側和需求側創新支持的協同作用的評估研究不足［4，11］。

因此，本文將基于問卷調查數據，運用雙重差分法驗證創新型政府采購和創新券兩種需求側創新支持是否引發了企業創新行為和產出上的增量效應，為創新政策評估研究提供新的視角，并進一步識別了異質性效應和政策組合效應，以期為后續支持中小企業創新指明方向，這對中國創新政策體系的完善至關重要。與既有文獻相比，本文在理論層面，不僅關注需求側創新支持的產出增量效應，還從多個維度考察相應的行為增量效應，打開其影響企業創新產出的過程黑箱；在實證層面，（1）采用準實驗研究設計消除變量之間的內生性問題，提供因果機制解釋的證據支持；（2）使用跟蹤問卷數據，彌補現有研究多側重于上市公司樣本的代表性不足的問題；（3）進一步檢驗不同類型創新支持的組合使用效果，為政策的設計和實踐的推進提供若干啟示。

1 理論假設

1.1 需求側創新支持的產出增量效應

政府支持創新的經濟理由包括糾正因創新活動的外部性和創新融資困難而導致的“傳統市場失靈”以及信息不對稱和代理成本造成的“新市場失靈”。此外，根據創新系統理論，政府不僅要應對“市場失靈”，更要應對“系統失靈”，如根源于系統中的主體與驅動他們的機構的互動行為中的問題。中小企業在創新活動中面臨的各種挑戰如自身資金不足、規模小導致的成本劣勢、技術能力相對薄弱又加劇了這些失靈。因此，需要政府通過多種方式來支持中小企業創新。需求側創新支持旨在通過刺激需求和鼓勵互動來支持企業創新。

創新型政府采購通過要求創新產品和擴大現有產品的需求市場，實現了成本補償以及研發活動風險的降低，并提高了需求的可預測性，這可能會刺激創新［13］。因此，創新型政府采購可以解決與創新產出不確定性相關的“市場失靈”問題。此外，創新型政府采購可以幫助克服與創新產品相關的信息不對稱故障，并通過改善用戶和生產者之間的互動來解決“系統失靈”［14］。綜上，創新型政府采購為企業創新提供了強有力的激勵，鼓勵他們提出創新解決方案，從而實現產品和服務的升級。基于此，提出以下假設：

H1：創新型政府采購對中小企業創新產出有正向影響。

創新券作為一項面向中小企業創新需求的制度安排，通過直接降低企業創新的支出成本，能夠增強企業的創新主動性，體現了創新券對“市場失靈”的糾正作用。此外，創新券通過降低利用外部資源創新的交易成本和搜尋成本，提高了中小企業利用外部資源的能力和意愿［15］，推動創新資源向中小企業聚集［16］，體現了創新券對“系統失靈”的修復作用。換言之，中小企業獲得創新券后將增加從外部來源獲得有用新知識的可能性［17］，能夠快速填補某些技術領域的空白，有助于縮短創新和市場周期。基于此，提出以下假設：

H2：創新券對中小企業創新產出有正向影響。

1.2 需求側創新支持的行為增量效應

既有研究表明政府創新支持會對企業創新行為產生影響［18］。本文將圍繞企業創新過程中“投多少”、“做什么”和“如何做”等問題考察需求側創新支持帶來的影響。創新型政府采購方式下，公共機構可以充當主要用戶，承擔學習或改進創新產品的成本，有助于緩解企業的財務約束；同時政府訂單可以向外部投資者傳遞積極的信號，中小企業可以更好地獲得外部資金，尤其是銀行貸款的支持，從而激勵企業在創新上投入更多資金。此外，創新型政府采購有助于降低與需求未知、預期市場規模非常低或發展不確定的創新投資相關的風險；政府訂單還有助于提高中小企業的知名度，進而加強客戶關系，通過客戶忠誠度獲得需求的企業更傾向于接受研發的固有風險［5］，這些可能會促使中小企業開展更具挑戰性和創新性的項目。基于此，提出以下假設：

H3a：創新型政府采購對企業的創新投資行為有正向影響。

H3b：創新型政府采購對企業的風險承擔行為有正向影響。

創新券方式下，其作為一種“創新貨幣”，可以填補創新活動所需的部分投資，放寬了中小企業的資金約束，有助于激勵企業加大創新投資力度；同時，創新券使用要求企業提供一定比例的配套資金，這種制度設計會對企業的技術創新形成一種制度上的壓力，有利于促進中小企業的規范化創新投入［19］。此外，創新券在中小企業與外部機構的合作中發揮了橋梁和紐帶作用。創新券與科技公共服務平臺的融合，為中小企業提供了一個發布需求、尋求服務的平臺，在很大程度上降低了資源的搜索難度和成本，加速推進了中小企業與外部知識機構對接創新要素展開合作交流，從而增強企業對外部資源的利用程度。基于此，提出以下假設：

H4a：創新券對企業的創新投資行為有正向影響。

H4b：創新券對企業的外部資源利用有正向影響。

1.3 企業創新行為的中介作用

如前所述，創新型政府采購通過緩解企業財務約束、吸引外部資金，創新券通過降低研發成本、形成創新壓力等方面，促進了企業的創新投資行為，而企業的創新投資是開發新產品、新工藝、新服務、新技術的基礎，與創新產出之間存在顯著的正相關關系［20］。企業獲得政府采購訂單或創新券后，可以將更多的資源注入創新活動中，如擴大研發團隊規模、購買或使用先進研發儀器設備等，這些均將為企業的持續創新提供更加充分的人才支撐和技術保障，帶來新的研發能力和技術知識的發展［21］，從而刺激新知識創造和新產品開發的過程。基于此，提出如下假設：

H5a：企業創新投資行為在創新型政府采購與企業創新產出之間起中介作用。

H6a：企業創新投資行為在創新券與企業創新產出之間起中介作用。

繼企業創新投資行為之后，一個重要的問題是，企業需要承擔什么樣的項目。如前所述，創新型政府采購有助于中小企業克服與新型業務簽訂合同的不確定性所帶來的初始風險和損失規避，促進企業做出風險較高的項目選擇。而風險承擔的增加有助于提高創新的成功率［22］。具體而言，企業的風險承擔有利于形成一種鼓勵創新、容忍失敗的組織氛圍，并減少創新過程中的路徑依賴，從而及時探索和進入新的技術領域［23］。基于此，提出如下假設：

H5b：企業風險承擔行為在創新型政府采購與企業創新產出之間起中介作用。

在開放式創新范式興起的背景下，中小企業應思考如何與外部資源建立起連接紐帶，以應對相關的內部挑戰和外部挑戰［24］。如前所述，創新券的獲得使得中小企業利用外部資源進行創新變得更加容易，企業可以加快知識、技術、資源的內向流動，并獲得外部機構各種方式的支持，如短期的技術開發、產品規劃、技術商業化和管理咨詢等［25］，這些均有助于中小企業具體創新項目的執行，減少其開發時間和項目成本，縮短創新和市場周期［10］。基于此，提出如下假設：

H6b：企業外部資源利用在創新券與企業創新產出之間起中介作用。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本文采用目前廣泛應用于國內外同類研究的便利抽樣方法，在咨詢機構的配合下對上海市科技型中小企業進行問卷發放，要求由對企業創新活動情況和績效表現比較了解的中高層管理者或研發部門負責人填寫問卷。為了評估企業獲得需求側創新支持的前后變化，共開展了兩輪問卷調查。其中第一輪問卷調查在2020年1～2月為期2個月時間里，總共回收了問卷590 份。通過整理分析，共獲得有效問卷467 份，有效樣本回收率為79.15%。第二輪問卷調查在2021年1～3月期間針對上一輪收集的有效樣本企業再次發放了問卷，共回收問卷645 份，獲得有效問卷546 份，有效率為84.65%。其中，397 份是兩輪調查的有效跟蹤答卷。

2.2 變量測量

2.2.1 被解釋變量

企業創新產出（fip）。參照Chen 和Chen［26］、Zhang 和Li［27］的研究，從新產品數量、新產品銷售額占比、專利申請數、新產品開發速度、新產品成功率5 個方面衡量。

2.2.2 解釋變量

需求側創新支持。本文重點考察創新型政府采購（igp）和創新券（ivh）兩種需求側創新支持方式，以企業當年度是否獲得政府采購訂單或創新券分別設定啞變量，是賦值為1，否賦值為0。

2.2.3 中介變量

企業創新行為（fib）。基于Zahra［28］、Zahra 和Bogner［29］開發的量表，從人員、資金和設備等方面對企業的創新投資行為（rdb）進行測度，從合作研發、專利購買、研發外包等方面對企業的外部資源利用（eru）進行測度；從盈利波動、高新技術項目投資、研發投資和融資風險等方面對企業的風險承擔行為（rtb）進行測度。

2.2.4 控制變量

為了消除企業異質性對估計結果的干擾，有必要對其進行控制，具體包括：企業規模（lnsize），使用員工人數的自然對數值；企業年齡（lnage），使用成立年限的自然對數值；所有制類型（guoyou），設置虛擬變量，國有企業設為1，否則為0；所屬行業（industry），根據2015年國家重點支持的高新技術領域目錄進行劃分。

2.3 模型設定

為了檢驗H1 和H2，本文以中小企業2020年獲得的需求側創新支持作為外生沖擊并構造準自然實驗，其中獲得了支持的企業作為處理組，其余企業作為對照組。據此，構造創新型政府采購虛擬變量（igp）、創新券虛擬變量（ivh）和時間虛擬變量（time）；運用雙重差分法（DID）進行估計，計量模型如下：

式（1）和式（2）中，fipit表示i企業t年的創新產出，controlit表示控制變量，αk表示行業固定效應，εit為誤差項，β3和β′3是用DID 估計兩種需求側創新支持的產出增量效應的回歸系數。

為了檢驗需求側創新支持對企業創新產出的內在影響機制，本文借鑒溫忠麟和葉寶娟［30］提出的中介效應檢驗程序，設定了如下模型：

檢驗步驟如下：（1）將被解釋變量fipit分別對解釋變量創新型政府采購的DID 項（igp×time）和創新券的DID 項（ivh×time）進行回歸，對應式（1）和式（2）；（2）將中介變量fibit的不同維度分別對解釋變量進行回歸，對應式（3）和式（4），fibit分別表示創新投資行為、風險承擔行為和外部資源利用的代理變量；（3）將被解釋變量fipit同時對中介變量fibit和解釋變量進行回歸，對應式（5）和式（6）。

3 實證結果分析

3.1 基準回歸結果

本文采用雙重差分法對研究假設進行驗證，執行軟件是Stata16.0，估計結果見表1。首先，檢驗需求側創新支持的產出增量效應。由列（1）可知，交互項（igp×time）的系數為0.368，在5%水平上顯著，表明在獲得創新型政府采購訂單1年后，企業的創新產出平均增加了0.368 個單位，H1 被證實。列（2）中交互項（ivh×time）的系數為0.431，同樣在5%水平上顯著，表明企業獲得創新券后，其創新產出將平均增加約0.431 個單位，H2 被證實。為了排除由行業帶來的估計偏差，列（3）和列（4）中進一步控制了行業固定效應，上述結論依然成立。從控制變量的估計結果來看，企業年齡（lnage）與企業創新產出存在不顯著的負相關關系；企業規模（lnsize）在1%水平上呈現促進作用，說明一個企業的規模越大，越有利于企業的創新產出提升。規模較大的企業通常具有更多的資源和更大的知識庫，能夠用于研發的資本更多。而所有制類型（guoyou）估計系數為負，說明非國有企業比國有企業更能促進創新產出提升。國有企業由于體制僵化、經營效率較低，不利于企業的創新投入和產出，而非國有企業可能會更積極地投入資源和精力進行創新，以提高競爭力。

3.2 穩健性檢驗

為了佐證基準回歸結果的可靠性，本文開展了以下穩健性測試：

3.2.1 PSM-DID 檢驗

由于政府支持中小企業的過程并非隨機，獲得創新型政府采購訂單或創新券的企業與未獲得這些支持的企業之間系統性差異的存在，使得估計結果可能存在選擇性偏誤。而本文的研究數據是兩期面板數據，無法進行平行趨勢檢驗。因此，進一步使用了Heckman 等［31］提出的傾向得分匹配-雙重差分法（PSM-DID），在對獲得與未獲得創新支持的企業進行配對的基礎上重新進行DID估計。表2 中列（1）和列（2）結果顯示，交互項（igp×time）和交互項（ivh×time）的系數方向和顯著性均未發生明顯變化，表明本文結論具有一定的穩健性。

表2 穩健性檢驗結果

3.2.2 政策唯一性檢驗

在本文的跟蹤樣本中，有較多企業同時享受了創新基金的政策優惠，這可能會影響估計結果的準確性。因此，在模型中引入了創新基金的雙重差分項（du_fund×dt_fund）作為控制變量，以排除其對實證結果的干擾。表2 中列（3）和列（4）結果顯示，創新型政府采購和創新券在提升企業創新產出方面的作用仍然顯著，進一步說明本文結論的可靠性。

3.3 異質性檢驗

本文基于企業規模和所有制類型兩個關鍵變量對樣本企業進行分組，利用雙重差分方法估計各組的平均干預效應，通過估計值和顯著性的組間比較來考察需求側創新支持的異質性效果，具體如表3所示。

表3 異質性分析結果

3.3.1 規模異質性

列（1）～（4）分別為對小微企業和中型企業的影響估計結果。可以發現不同規模企業對應的影響系數均為正，但僅有小微企業對應的t 統計量通過顯著性水平檢驗，表明創新型政府采購和創新券可以顯著促進小微企業的創新產出。這可能是因為小微企業相對中型企業面臨更高的資源和資金約束，資源稟賦效應使得小微企業能夠更積極地利用獲得的創新支持，并將其高效地用于企業創新。

3.3.2 所有制異質性

列（5）～（8）結果顯示，非國有企業對應的影響系數通過了5%顯著性檢驗，而國有企業對應的影響系數不顯著，表明創新型政府采購和創新券可以顯著提升非國有企業的創新產出，而對國有企業的創新激勵效應并不明顯。究其原因可能是，非國有企業在研發議程、投資類型和水平等方面表現出較大的靈活性，能更好地實現創新資源的產出效益，因而相對而言對政府創新支持的利用效率就更高；相比之下，國有企業有著明顯的資源稟賦優勢，其本身所具備的豐富資源可能使其在獲取創新支持后進一步加劇了原有的資源冗余，這實際上弱化了企業承擔創新風險的動力，導致創新支持的正向激勵作用并不顯著。

3.4 影響機制分析

為了進一步檢驗不同類型企業創新行為是否在需求側創新支持影響企業創新績效過程中承擔中介作用，根據式（3）～（6）中介模型進行檢驗，結果如表4所示。列（1）和列（2）結果顯示，創新型政府采購對創新投資行為（β＝0.311，p＜0.1）和風險承擔行為（β＝0.382，p＜0.1）具有顯著正向影響，H3a 和H3b 得證。列（3）和列（4）結果顯示，創新券對創新投資行為（β＝0.379，p＜0.05）和外部資源利用（β＝0.424，p＜0.1）具有顯著正向影響，H4a 和H4b 得證。列（5）和列（6）分別檢驗了創新投資行為和風險承擔行為在創新型政府采購與企業創新產出之間的中介作用，結果顯示rdb（β＝0.811，p＜0.01）和rtb（β＝0.199，p＜0.01）的系數均顯著為正，而交互項（igp×time）的系數值相較基準結果而言有所減小且不再顯著，表明創新投資行為和風險承擔行為的中介效應存在，H5a、H5b 得到支持。同樣地，將中介變量創新投資行為和外部資源利用分別引入列（7）和列（8）中，結果顯示rdb（β＝0.766，p＜0.01）和eru（β＝0.226，p＜0.01）均與企業創新產出顯著正相關，而交互項（ivh×time）的系數值和顯著性與基準結果相比均有所降低，表明在創新券影響企業創新產出的過程中，存在創新投資行為和外部資源利用的中介路徑，H6a、H6b 得到支持。因此，從理論邏輯出發，并通過多種檢驗結果綜合可知，兩種需求側創新支持確實存在行為增量效應，創新型政府采購可以通過促進企業的創新投資及風險承擔行為，創新券可以通過促進企業的創新投資及外部資源利用，最終形成產出增量效應。這為理解企業是如何將獲得的需求側創新支持轉化為企業創新產出提升提供了路徑遵循。

表4 影響機制分析結果

3.5 組合效應檢驗

本文考察了創新型政府采購和創新券與目前常用的兩種供給側創新支持的組合效果，分別是科技型中小企業研發費用加計扣除（簡稱“加計扣除”）和科技型中小企業技術創新基金（簡稱“創新基金”）。通過設定加計扣除的雙重差分項ETD（du_tax×dt_tax）和創新基金的雙重差分項SSF（du_fund×dt_fund），并在模型中分別加入其與兩種需求側創新支持的交乘項進行檢驗，結果見表5。由列（1）和列（2）可知，交乘項系數分別在10%、5%水平上顯著為正，表明創新型政府采購與加計扣除、創新券與加計扣除的組合使用對企業創新產出的提升能夠發揮重要作用，即組合效果為正協同。而列（3）和列（4）結果顯示，交乘項系數均未通過顯著性檢驗，表明創新型政府采購和創新券與創新基金的組合效果并不明顯，即未形成協同作用。

表5 組合效應檢驗結果

4 結論與啟示

本文基于增量效應視角，實證檢驗創新型政府采購和創新券兩種需求側創新支持對中小企業創新的影響。結果表明：（1）創新型政府采購和創新券均有效激勵了中小企業創新產出增量；（2）兩種需求側創新支持對小微企業和非國有企業的創新產出的激勵效應更顯著；（3）創新型政府采購通過促進企業的創新投資及風險承擔行為，創新券通過促進企業的創新投資及外部資源利用，實現了企業創新產出的顯著提升；（4）兩種需求側創新支持與加計扣除的聯合實施能發揮促進創新的協同作用，而與創新基金的組合使用效果為無協同。

基于以上結論，提出如下政策建議：（1）應對創新型政府采購和創新券等需求側創新支持的運行體系進行更多宣傳，加強咨詢服務，并適當擴大支持范圍及力度，如大力貫徹創新型政府采購理念，繼續加大對中小企業技術創新產品的采購力度；通過省市縣聯動、跨區域流通和共享平臺建設等強化創新券的普惠性，以進一步惠及廣大中小企業；（2）根據企業異質性實施差別化的資助策略，實現因“企”制宜，以使需求側創新支持的資源配置實現效用最大化。如針對不同規模的企業進行差異化的創新券額度設計；適當降低對自身資源豐富、經濟實力雄厚的國有企業的創新型政府采購訂單規模和創新券額度，給予非國有企業更多的優惠和扶持；（3）應高度關注不同類型創新支持之間的協同互補作用。政策組合的設計很重要，并不是所有的政策疊加都能產生強化效應，不恰當的組合運用甚至可能導致政策有效性衰減。未來應對需求側與供給側的創新支持進行合理的組合實施，以實現各類工具之間的疊加效應，更大程度地激活需求側創新支持的積極影響；（4）中小企業應積極爭取需求側創新支持，如積極參與創新型政府采購招標，利用其分擔研發成本和風險的突出優點，獲取開展風險性項目的不同階段所必需的各種重要資源，提高研發效率；積極申領創新券，借助其購買與業務問題相關的知識和技術服務，克服自身信息和科學知識以及資源和競爭力方面的不足，由封閉式創新逐漸轉向開放式創新。

本文囿于研究條件僅開展了兩輪問卷調查，未能檢驗需求側創新支持對企業創新的時變影響，未來希望收集更多期數的研究數據，進一步開展動態分析。同時，由于企業創新行為具有復雜性，以及一些可用性概念的可操作性較差，本文僅從創新投資、風險承擔和外部資源利用3 個方面刻畫企業創新行為，未來應進行更深入細致的研究。