融資約束視角下政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)研發(fā)效率的影響研究

雷鵬　梁彤纓　陳修德　等

摘要：運(yùn)用2009～2012年中國(guó)工業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用兩階段計(jì)量方法從緩解融資約束的角度實(shí)證檢驗(yàn)政府補(bǔ)助影響企業(yè)研發(fā)效率的內(nèi)在機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)：第一，政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)融資約束具有顯著的緩解作用；第二，融資約束的緩解有利于企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率的提高，同時(shí)降低了企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率，并最終對(duì)企業(yè)研發(fā)綜合效率產(chǎn)生微弱的負(fù)面影響。

關(guān)鍵詞：政府補(bǔ)助；融資約束；研發(fā)效率；隨機(jī)前沿分析；數(shù)據(jù)包絡(luò)分析

DOI：10.13956/j.ss.1001-8409.2015.03.09

中圖分類號(hào)：F2731；F224 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001-8409（2015）03-0038-05

引言

研發(fā)是企業(yè)創(chuàng)新的源泉，是企業(yè)在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中得以保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要條件及運(yùn)營(yíng)基礎(chǔ)。鑒于研發(fā)活動(dòng)的外部性和研發(fā)成果的溢出效應(yīng)，企業(yè)研發(fā)投資的實(shí)際回報(bào)率往往低于社會(huì)回報(bào)率。為此，通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠等研發(fā)資助政策鼓勵(lì)企業(yè)研發(fā)投資成為各國(guó)政府的慣例。但對(duì)于其實(shí)施效果，學(xué)者們的見(jiàn)解卻莫衷一是，形成多種學(xué)術(shù)觀點(diǎn)，其中以“誘導(dǎo)效應(yīng)”和“擠出效應(yīng)”這兩種截然相反的觀點(diǎn)最具代表性。顯然，盡管學(xué)術(shù)界關(guān)于政府補(bǔ)助與研發(fā)投資的研究方興未艾，但始終局限于“誘導(dǎo)效應(yīng)-擠出效應(yīng)”的研究范式，未能闡明政府補(bǔ)助是否利于提高企業(yè)創(chuàng)新能力這一根本問(wèn)題。本文認(rèn)為，研發(fā)投入抑或研發(fā)產(chǎn)出都只是企業(yè)研發(fā)過(guò)程中的一環(huán)，并不能反映企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的全貌。研發(fā)投入高的企業(yè)不一定能獲得理想的研發(fā)產(chǎn)出；同理，研發(fā)產(chǎn)出高的企業(yè)也可能以嚴(yán)重的研發(fā)資源浪費(fèi)為代價(jià)。因此，本文在借鑒Brown等[1]研究的基礎(chǔ)上，將企業(yè)從研發(fā)投入到研發(fā)產(chǎn)出的流程看作一個(gè)過(guò)程系統(tǒng)，以同時(shí)包含研發(fā)投入、產(chǎn)出信息的研發(fā)效率作為衡量企業(yè)創(chuàng)新能力的指標(biāo)，從政府補(bǔ)助最本質(zhì)的特征——緩解企業(yè)融資約束的角度，利用2009～2012年中國(guó)工業(yè)上市公司的樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)研發(fā)效率的作用機(jī)制，以期豐富政府補(bǔ)助與企業(yè)研發(fā)的相關(guān)研究成果，為政府制定科學(xué)有效的資助政策提供有益的對(duì)策建議。

1文獻(xiàn)回顧與假設(shè)推演

11政府補(bǔ)助與融資約束

政府補(bǔ)助指企業(yè)從政府無(wú)償取得的貨幣性或非貨幣性資產(chǎn)。從財(cái)務(wù)角度來(lái)看，政府補(bǔ)助更似企業(yè)從政府方面獲得的短期融資。近年來(lái)，已有多篇文獻(xiàn)[2]深入研究了政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)研發(fā)融資約束的緩解作用，指出由于市場(chǎng)失敗風(fēng)險(xiǎn)的存在，企業(yè)研發(fā)投入具有次優(yōu)性，為減少研發(fā)成本，優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，企業(yè)更愿意接受來(lái)自政府的財(cái)政支持[3]，以緩解融資約束。隨著研究的逐步深入，也有學(xué)者注意到政府補(bǔ)助還具有一定的質(zhì)量甄別與信息傳遞價(jià)值，即獲得政府補(bǔ)助的研發(fā)項(xiàng)目更容易受到外部投資者的認(rèn)同，彌補(bǔ)其與企業(yè)之間的信息差距，從而降低企業(yè)研發(fā)融資約束程度[4]。

此外，結(jié)合《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)》的相關(guān)信息，2006～2011年間，我國(guó)企業(yè)研發(fā)支出總額及其中的政府補(bǔ)助額年均增長(zhǎng)率均保持在24%～25%之間。可見(jiàn)，政府補(bǔ)助在某種程度上有利于緩解企業(yè)融資約束，增強(qiáng)企業(yè)研發(fā)投資積極性。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：政府補(bǔ)助能有效緩解企業(yè)融資約束。

12融資約束與研發(fā)效率

在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，鑒于研發(fā)收益的高度不確定性及研發(fā)產(chǎn)出的無(wú)形性，外部投資者無(wú)法充分識(shí)別企業(yè)研發(fā)投資機(jī)會(huì)，企業(yè)也難以實(shí)物抵押的形式向銀行貸款，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)融資約束問(wèn)題[5]，不利于企業(yè)進(jìn)行長(zhǎng)期大規(guī)模的研發(fā)投資。在此框架下，學(xué)者們對(duì)融資約束與企業(yè)研發(fā)的關(guān)系進(jìn)行了廣泛研究，且基本都認(rèn)為融資約束對(duì)企業(yè)研發(fā)投入和產(chǎn)出具有負(fù)面效應(yīng)[3]。然而研發(fā)效率既不同于研發(fā)投入，也不等于研發(fā)產(chǎn)出，其實(shí)質(zhì)是在一定研發(fā)投入水平下，實(shí)際研發(fā)產(chǎn)出與帕累托最優(yōu)研發(fā)產(chǎn)出的比值，前述單純探討融資約束對(duì)研發(fā)投入或產(chǎn)出的影響還不足以使人們?nèi)嬲J(rèn)識(shí)融資約束與企業(yè)研發(fā)的關(guān)系。為此，少數(shù)學(xué)者更深入地分析了融資約束與企業(yè)研發(fā)效率之間的關(guān)系[6]，指出融資約束對(duì)企業(yè)研發(fā)效率具有明顯的促進(jìn)作用。綜合以上研究，可以發(fā)現(xiàn)融資約束與企業(yè)研發(fā)之間的悖論：為什么不利于企業(yè)研發(fā)投資的融資約束卻能提高企業(yè)研發(fā)效率？

借鑒Coelli等[7]的思想，本文認(rèn)為企業(yè)研發(fā)綜合效率其實(shí)可分解為企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率和企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率兩類。其中企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率是指在最優(yōu)企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模下，因制度和管理水平導(dǎo)致的實(shí)際研發(fā)產(chǎn)出與最優(yōu)研發(fā)產(chǎn)出的差異；而企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率則是指在制度和管理水平一定的前提下，實(shí)際研發(fā)投入規(guī)模與最優(yōu)研發(fā)投入規(guī)模的差異。不難理解，當(dāng)企業(yè)融資約束程度較高時(shí)，企業(yè)一方面選擇更有價(jià)值的研發(fā)投資項(xiàng)目，另一方面加強(qiáng)對(duì)所投資研發(fā)項(xiàng)目的管理，獲得更多的創(chuàng)新收益，從而提高了企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率；但在研發(fā)投資規(guī)模上，卻因資金短缺的壓力，不得不放棄于己有利的研發(fā)投資項(xiàng)目，使企業(yè)無(wú)法獲得最優(yōu)規(guī)模的研發(fā)投資組合，降低了研發(fā)規(guī)模效率。最后，依融資約束對(duì)企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率與規(guī)模效率作用的大小，最終影響到企業(yè)研發(fā)綜合效率。由此，本文提出以下假設(shè)：

H2：融資約束與企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率正相關(guān)。

H3：融資約束與企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率負(fù)相關(guān)。

綜合以上分析，可以得到政府補(bǔ)助影響企業(yè)研發(fā)效率的邏輯鏈條：（1）政府補(bǔ)助有利于緩解研發(fā)融資約束；（2）融資約束的緩解可有效提高企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率，同時(shí)降低企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率，并最終對(duì)企業(yè)研發(fā)綜合效率產(chǎn)生影響（見(jiàn)圖1）。圖1政府補(bǔ)助影響企業(yè)研發(fā)效率的內(nèi)在機(jī)理

2研究設(shè)計(jì)

為驗(yàn)證前述假設(shè)，本文借鑒石曉軍等[8]的研究，采用兩階段計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

21第一階段模型：政府補(bǔ)助對(duì)融資約束的緩解

與傳統(tǒng)的度量方法不同，本文擬采用Wang[9]的思想，從融資約束后果出發(fā)計(jì)量企業(yè)所面臨融資約束的大小。Wang[9]認(rèn)為在沒(méi)有融資約束的條件下，企業(yè)可在有限個(gè)投資機(jī)會(huì)中選擇最優(yōu)的投資組合，但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，融資約束的存在會(huì)使企業(yè)選擇次優(yōu)的實(shí)際投資組合，那么實(shí)際投資規(guī)模偏離最優(yōu)投資規(guī)模的程度本質(zhì)上是投資效率指數(shù)（IEI），反過(guò)來(lái)也揭示了企業(yè)融資約束的大小。具體的投資效率隨機(jī)前沿模型可一般化為：

yit=β0+Xitβ+vit-uit

vit～iidN（0，σ2v）；uit～N+（mit，σ2u）；mit=λ0+λZit （1）

其中，yit是投資水平，Xit是與投資相關(guān)的一系列解釋變量，vit-uit為復(fù)合誤差項(xiàng)，vit表示隨機(jī)誤差，uit表示技術(shù)無(wú)效項(xiàng)，且vit與uit彼此獨(dú)立。mit為投資效率（或融資約束）影響因素Zit的函數(shù)?；谝陨闲畔ⅲ谝蜃兞繉?duì)數(shù)化的前提下，IEI可被表示為：

IEIit=exp（Xitβ-uit）/exp（Xitβ）=exp（-uit）（2）

顯然，IEIit取值范圍在0～1之間：當(dāng)其為0時(shí)，企業(yè)投資效率最低，所受融資約束最大；若其取1，企業(yè)投資效率最高，所受融資約束最小。據(jù)此，融資約束可表示為：

FCit=1-IEIit（3）

結(jié)合Wang[9]的研究，本文用相對(duì)投資水平Iit/Kit-1表示yit，并以Qit-1、Saleit、Saleit-1和CFit分別控制了市場(chǎng)預(yù)期、營(yíng)業(yè)規(guī)模及自有現(xiàn)金流對(duì)企業(yè)投資水平的影響。進(jìn)一步，參考前人相關(guān)研究[10]，本文擬采用Govit、Ownershipit和Roait作為企業(yè)投資效率（或融資約束）的影響因素Zit（各變量的具體定義見(jiàn)表1）。綜上所述，用于檢驗(yàn)政府補(bǔ)助對(duì)融資約束影響的隨機(jī)前沿模型如下：

Ln（Iit/Kit-1）=β0+β1Ln（Qit-1）+β2Ln（Saleit/Kit-1）+β3Ln（Saleit-1/Kit-2）+β4CFit/Kit-1+vit-uit

vit～iidN（0，σ2v）；uit～N+（mit，σ2u）；mit=λ0+λ1Ln（Govit）+λ2Ln（Ownershipit）+λ3Roait（4）表1兩階段模型變量定義一覽表

變量代碼變量名稱具體含義I投資額投資活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流出額（元）K固定資產(chǎn)固定資產(chǎn)合計(jì)（元）Q托賓Q值Q=公司市場(chǎng)價(jià)格/公司重置成本Sale主營(yíng)業(yè)務(wù)收入主營(yíng)業(yè)務(wù)收入額（元）CF現(xiàn)金流經(jīng)營(yíng)活動(dòng)、投資活動(dòng)和籌資活動(dòng)的現(xiàn)金流量?jī)纛~（元）Gov政府補(bǔ)助政府補(bǔ)助總額（元）Ownership所有者權(quán)益所有者權(quán)益合計(jì)（元）Roa凈資產(chǎn)收益率凈資產(chǎn)收益率=營(yíng)業(yè)利潤(rùn)/所有者權(quán)益合計(jì)XE效率值由BC2模型估計(jì)出的三種效率：E、TE、SEFC融資約束由模型（3）估計(jì)出的融資約束程度Con股權(quán)集中度第一大股東持股比例Own所有制結(jié)構(gòu)1表示國(guó)有控股企業(yè)；0表示非國(guó)有控股企業(yè)Vpatent研發(fā)基礎(chǔ)法定有效專利擁有總量（項(xiàng)）Ind行業(yè)性質(zhì)1表示高技術(shù)行業(yè)；0表示非高技術(shù)行業(yè)22第二階段模型：融資約束對(duì)研發(fā)效率的影響

考慮到企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新收益具有較大的不確定性，本文擬選擇以“規(guī)模報(bào)酬可變”為假設(shè)前提的數(shù)據(jù)包絡(luò)分析中的BC2模型評(píng)價(jià)企業(yè)研發(fā)綜合效率（Eit），并將其分解為純技術(shù)效率（TEit）和規(guī)模效率（SEit）。然后分別以Eit、TEit和SEit為因變量，融資約束程度FCit（由模型（3）計(jì)算得出）為自變量，并控制了股權(quán)集中度[11]、所有制結(jié)構(gòu)[12]、研發(fā)基礎(chǔ)[13]和行業(yè)性質(zhì)[14]對(duì)研發(fā)效率的影響，建立以下Tobit回歸模型：

XEit=a0+a2FCit+a2Conit+X4Vpatentit+

a5Indit+Eit if RHS>0

0，if RHS≤0（5）

其中XEit表示上述三種效率值，即綜合效率（Eit）、純技術(shù)效率（TEit）和規(guī)模效率（SEit）；RHS為等式右側(cè)。各變量的具體定義見(jiàn)表1。

23樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

由于研發(fā)效率是本文的最終落腳點(diǎn)，所選樣本除具備政府補(bǔ)助數(shù)據(jù)外，還需要完善的研發(fā)信息。而從數(shù)據(jù)可得性來(lái)看，我國(guó)上市公司的研發(fā)相關(guān)數(shù)據(jù)主要從2007年開(kāi)始陸續(xù)披露，且大量研發(fā)活動(dòng)集中在工業(yè)企業(yè)，因此，本文首先選取2009～2012年的工業(yè)上市公司為初步研究樣本，并按以下方法對(duì)樣本進(jìn)行篩選：（1）剔除未披露研發(fā)資本和人力投入相關(guān)數(shù)據(jù)的公司樣本；（2）剔除沒(méi)有專利產(chǎn)出的公司樣本；（3）剔除未取得政府補(bǔ)助的公司樣本；（4）剔除其他數(shù)據(jù)缺失的公司樣本；（5）剔除ST、PT公司樣本。最后得到296家工業(yè)上市公司共1184個(gè)有效觀測(cè)樣本。

樣本數(shù)據(jù)采集方法說(shuō)明如下：（1）研發(fā)支出總額。主要通過(guò)手工查閱上市公司年報(bào)所得，首先統(tǒng)計(jì)董事會(huì)報(bào)告中披露的研發(fā)支出，其通常以“研發(fā)費(fèi)用”或“研發(fā)支出”等項(xiàng)目列示；其次，對(duì)沒(méi)有在董事會(huì)報(bào)告中披露研發(fā)支出的公司，選用其報(bào)表附注說(shuō)明中“支付的其他與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量”所披露的研發(fā)支出；再次，對(duì)未在以上兩處披露研發(fā)經(jīng)費(fèi)的公司，選用其報(bào)表附注說(shuō)明中“管理費(fèi)用”所披露的研發(fā)支出。（2）研發(fā)人員總數(shù)。根據(jù)上市公司年報(bào)“員工情況”中的“技術(shù)人員”或“研發(fā)及相關(guān)人員”予以認(rèn)定。（3）公司年度專利申請(qǐng)總量和法定有效專利擁有總量。從中國(guó)國(guó)家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局“專利檢索與服務(wù)系統(tǒng)”中查詢獲得。（4）政府補(bǔ)助總額。采用上市公司年報(bào)財(cái)務(wù)報(bào)表附注說(shuō)明中“營(yíng)業(yè)外收入”所披露的政府補(bǔ)助額，一般以“政府補(bǔ)助”或“政府補(bǔ)貼”等列示。其他數(shù)據(jù)均來(lái)自聚源數(shù)據(jù)庫(kù)。

3實(shí)證結(jié)果分析

31第一階段模型：政府補(bǔ)助對(duì)融資約束的緩解

在模型估計(jì)前，需要說(shuō)明的是，由于研發(fā)數(shù)據(jù)本身較難獲得，且根據(jù)研究需要，固定資產(chǎn)總額數(shù)據(jù)涉及到滯后兩期，故本文的滯后一期和滯后兩期的相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均是上述所選樣本企業(yè)前一期和前兩期的數(shù)據(jù)。

表2模型（4）的估計(jì)結(jié)果

變量投資方程融資約束方程Constant1-140（-1104***）Ln（Qit-1）035（573***）Ln（Saleit/Kit-1）037（490***）Ln（Saleit-1/Kit-2）011（148）CFit/Kit-1-002（-067）Constant2848（184*）Ln（Govit）-018（-177*）Ln（Ownershipit）-028（-137）Roait-193（-181*）σ2119（319***）γ040（177*）Log-157613LR3132***樣本數(shù)1184 注：括號(hào)內(nèi)為t檢驗(yàn)值，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著

由表2可知，模型的γ值為04，并在10%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明本文構(gòu)建的隨機(jī)前沿模型誤差項(xiàng)存在明顯的復(fù)合結(jié)構(gòu)（vit-uit）。此外，模型中的LR統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)也在1%的顯著性水平下顯著，從而確保了模型整體估計(jì)的有效性。因此，本文構(gòu)建的隨機(jī)前沿模型能較好地反映和解釋政府補(bǔ)助與企業(yè)投資效率（或融資約束）的關(guān)系。

從表2的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，政府補(bǔ)助（Govit）的估計(jì)系數(shù)為-018，且在10%的顯著性水平下顯著，表明政府補(bǔ)助與企業(yè)投資非效率負(fù)相關(guān)，而與企業(yè)投資效率正相關(guān)，反過(guò)來(lái)即驗(yàn)證了政府補(bǔ)助確實(shí)有利于緩解企業(yè)的融資約束程度，假設(shè)H1成立。

32第二階段模型：融資約束對(duì)研發(fā)效率的影響

為了揭示融資約束到底會(huì)對(duì)何種企業(yè)研發(fā)效率產(chǎn)生影響，根據(jù)樣本數(shù)據(jù)，本文使用研發(fā)支出總額和研發(fā)人員總數(shù)衡量企業(yè)研發(fā)投入，以專利申請(qǐng)量衡量企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出，代入BC2模型中，運(yùn)用DEAP21軟件，基于投入導(dǎo)向的角度，首先得到企業(yè)i在t年時(shí)的綜合效率（Eit）、純技術(shù)效率（TEit）和規(guī)模效率（SEit）的評(píng)價(jià)結(jié)果，如表3所示。

表3分年度企業(yè)研發(fā)效率均值

變量2009201020112012全樣本Eit011011012012012TEit024020027024024SEit044054044045047樣本數(shù)2962962962961184從表3可以看出，2009～2012年以來(lái)，我國(guó)工業(yè)上市公司研發(fā)綜合效率雖呈略微上升趨勢(shì)，但總體效率不甚理想。進(jìn)一步，從純技術(shù)效率和規(guī)模效率來(lái)看，前者略低于后者，可見(jiàn)，我國(guó)工業(yè)上市公司研發(fā)綜合效率較低的原因主要是由純技術(shù)效率偏低所致。然而，不容否認(rèn)的是，即便是規(guī)模效率，其最高不過(guò)是2010年度的054，企業(yè)研發(fā)投入水平仍有較大的提升空間。將上述對(duì)企業(yè)研發(fā)綜合效率（Eit）、純技術(shù)效率（TEit）和規(guī)模效率（SEit）的計(jì)算結(jié)果分別代入到模型（5）中，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4模型（5）的估計(jì)結(jié)果

效率值

變量EitTEitSEitConstant006（286**）005（173*）048（1309***）FCit014（335***）058（1003***）-033（-447***）Conit-005（-139）-009（-199**）009（155）Ownit-000（-008）-001（-099）003（173*）Vpatentit000（1183***）000（1099***）000（880***）Indit000（016）001（101）001（075）Log475418118-16100 LR13569***17642***12655***P000000000樣本數(shù)1184 1184 1184 注：同表2

研究結(jié)果表明：（1）融資約束與企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率正相關(guān)（系數(shù)為058，且在1%的顯著性水平下顯著），假設(shè)H2得到驗(yàn)證；（2）融資約束與企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率負(fù)相關(guān)（系數(shù)為-033，且在1%的顯著性水平下顯著），假設(shè)H3得到驗(yàn)證；（3）融資約束與企業(yè)研發(fā)綜合效率正相關(guān)（系數(shù)為014，且在1%的顯著性水平下顯著）。

結(jié)合第一階段和第二階段的實(shí)證結(jié)果，一種可能的解釋是：政府補(bǔ)助通過(guò)直接資金支持和信號(hào)傳遞的作用可有效緩解企業(yè)外部融資壓力及其與外部投資者的信息不對(duì)稱，并降低企業(yè)融資約束程度，但其僅在整體上加大了企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)的積極性，提高其研發(fā)投資規(guī)模，保證了較高的研發(fā)規(guī)模效率，相反，卻因?qū)φС值难邪l(fā)項(xiàng)目選擇不善及資金監(jiān)管不力的原因，使得企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率面臨較大的損失，抵消了前述對(duì)企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率的積極作用，綜合起來(lái)則最終表現(xiàn)為政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)研發(fā)綜合效率存在微弱的負(fù)面影響。

4研究結(jié)論

本文選用2009～2012年中國(guó)工業(yè)上市公司為研究對(duì)象，建立兩階段模型檢驗(yàn)了政府補(bǔ)助通過(guò)融資約束影響企業(yè)研發(fā)效率的內(nèi)在機(jī)理，研究發(fā)現(xiàn)：（1）政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)面臨的融資約束程度有顯著的緩解作用；（2）融資約束的緩解對(duì)企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率存在負(fù)面影響，同時(shí)對(duì)企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率具有積極的促進(jìn)作用，并最終對(duì)企業(yè)研發(fā)綜合效率呈微弱的負(fù)面影響；（3）企業(yè)研發(fā)綜合效率的不足主要來(lái)自于企業(yè)研發(fā)純技術(shù)無(wú)效率，但在研發(fā)規(guī)模效率上亦存在較大的提升空間。

提高我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新能力是推進(jìn)我國(guó)創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)的重要力量，研發(fā)投資規(guī)模的高低只能表示企業(yè)對(duì)創(chuàng)新的重視程度，卻不能較全面地衡量企業(yè)的創(chuàng)新能力。因此，如何優(yōu)化企業(yè)研發(fā)效率將成為未來(lái)我國(guó)提升自主創(chuàng)新能力的核心問(wèn)題。從本文研究結(jié)論來(lái)看，一方面我國(guó)企業(yè)研發(fā)綜合效率偏低，不僅源于因制度及管理問(wèn)題導(dǎo)致的研發(fā)純技術(shù)效率缺失，也受到研發(fā)投資規(guī)模不足而表現(xiàn)的規(guī)模效率損失；另一方面，雖然政府補(bǔ)助對(duì)緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而擴(kuò)大企業(yè)研發(fā)投資規(guī)模，提高企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率具有重要貢獻(xiàn)，但其同時(shí)所造成的研發(fā)純技術(shù)效率損失也不容忽視，進(jìn)一步說(shuō)明了如何在對(duì)企業(yè)提供政府補(bǔ)助時(shí)保障企業(yè)研發(fā)純技術(shù)效率的重要性。為此，企業(yè)和政府之間需要建立較完善的溝通協(xié)調(diào)機(jī)制，一是企業(yè)自身應(yīng)加強(qiáng)在研發(fā)中的學(xué)習(xí)及管理能力，創(chuàng)造有利的創(chuàng)新氛圍；二是政府應(yīng)優(yōu)化對(duì)企業(yè)的資助形式及其資金管理能力，在保障企業(yè)研發(fā)規(guī)模效率的前提下，避免無(wú)謂的研發(fā)純技術(shù)效率損失，最終提高企業(yè)研發(fā)綜合效率。

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（責(zé)任編輯：李映果）