中國(guó)初創(chuàng)企業(yè)政府扶持基金的績(jī)效研究*

祝 志 勇，陳　健

(西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶市 400715)

?

中國(guó)初創(chuàng)企業(yè)政府扶持基金的績(jī)效研究*

祝 志 勇，陳健

(西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶市 400715)

摘要：歷年來我國(guó)各級(jí)政府都設(shè)立了各種基金對(duì)初創(chuàng)型科技型企業(yè)進(jìn)行扶持，其金額巨大，但基金的效益如何，學(xué)術(shù)界一直缺乏深入研究。本文首先基于因子分析法對(duì)反映企業(yè)的盈利與成長(zhǎng)的各項(xiàng)績(jī)效指標(biāo)進(jìn)行聚類建立綜合績(jī)效評(píng)價(jià)模型；然后運(yùn)用偏最小二乘法(PLS)對(duì)影響政府基金績(jī)效因素進(jìn)行分析。從而得到如下幾個(gè)結(jié)論：整體上看，政府基金支持對(duì)初創(chuàng)企業(yè)綜合績(jī)效是有影響的，且PLS系數(shù)方向來看，企業(yè)獲利能力和發(fā)展?jié)摿υ酱螅鹂?jī)效越好；從系數(shù)大小來看，獲利能力對(duì)基金績(jī)效的影響大于其發(fā)展?jié)摿?，證明企業(yè)拿到政府基金之后用于改善自身的財(cái)務(wù)狀況而疏忽長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。結(jié)論為政府今后對(duì)初創(chuàng)企業(yè)制定政策或設(shè)立基金提供了一定的理論支撐。

關(guān)鍵詞：初創(chuàng)企業(yè)；政府基金績(jī)效；因子分析；PLS估計(jì)；CDM模型

一、引言

為了進(jìn)一步推進(jìn)創(chuàng)新型國(guó)家建設(shè)，支持小微企業(yè)的健康發(fā)展，國(guó)務(wù)院先后發(fā)布了《國(guó)家中長(zhǎng)期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要(2006-2020)》、《關(guān)于進(jìn)一步支持小型微型企業(yè)健康發(fā)展的意見》、《關(guān)于深化科技體制改革加快國(guó)家創(chuàng)新體系建設(shè)的意見》等一系列文件，要求中央和地方認(rèn)真落實(shí)各項(xiàng)方針政策，充分發(fā)揮企業(yè)的市場(chǎng)主體性地位，科技對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支撐引領(lǐng)性作用。

創(chuàng)業(yè)是一個(gè)國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的血液供給系統(tǒng)，從一定程度上說，創(chuàng)業(yè)的活躍程度代表了一個(gè)國(guó)家和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)繁榮程度。此外，由于小型微型企業(yè)在增加就業(yè)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、科技創(chuàng)新與社會(huì)和諧穩(wěn)定等方面具有不可替代的作用，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。無論中央還是地方都高度重視小型微型企業(yè)的發(fā)展，出臺(tái)了一系列財(cái)稅金融扶持政策。據(jù)預(yù)算統(tǒng)計(jì)資料顯示，近年來，我國(guó)對(duì)創(chuàng)新基金的投入力度逐步加大，由2008年14億增長(zhǎng)至2013年的47.36億元。2013年僅是科技部的這一塊，大概是在40多個(gè)億，它占了我們科技部所部署的科研經(jīng)費(fèi)當(dāng)中的1/4左右。但如此巨額的資金支持，往往由于信息的不對(duì)稱和監(jiān)管不力，會(huì)出現(xiàn)企業(yè)的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，基金往往得不到預(yù)期效果，那么對(duì)初創(chuàng)企業(yè)的基金支持是否存在著同樣的問題呢？但理論界對(duì)于我國(guó)初創(chuàng)型企業(yè)政府創(chuàng)投基金的績(jī)效如何，一直缺少研究。因此，本文對(duì)我國(guó)初創(chuàng)型科技企業(yè)政府創(chuàng)投基金的績(jī)效檢驗(yàn)和完善政府扶持政策具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

對(duì)我國(guó)初創(chuàng)型科技企業(yè)的研究始于20世紀(jì)60年代，發(fā)展至今已經(jīng)取得了豐碩成果，其中大多基于Barney為代表的資源基礎(chǔ)理論，也有不少對(duì)初創(chuàng)科技型企業(yè)進(jìn)行了探索性研究。下面將基于研究視角的創(chuàng)新對(duì)已有文獻(xiàn)進(jìn)行簡(jiǎn)要的梳理。

首先，由于初創(chuàng)企業(yè)資源匱乏、資金不足、管理不善等問題，很大一部分初創(chuàng)企業(yè)如曇花一現(xiàn)。于是乎，不少學(xué)者就初創(chuàng)企業(yè)生存的影響因素進(jìn)行了探索研究。張偉，鐘衛(wèi)東，馮淑霞[1]運(yùn)用非條件Logistic回歸模型對(duì)廈門孵化器內(nèi)初創(chuàng)企業(yè)的生存狀態(tài)進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)判別，結(jié)果發(fā)現(xiàn)其中3個(gè)因素與初創(chuàng)企業(yè)的生存狀況密切相關(guān)，既有的銷路和明確的目標(biāo)市場(chǎng)是促進(jìn)初創(chuàng)企業(yè)成活率提高的因素，而產(chǎn)品適用范圍的擴(kuò)大反而會(huì)降低初創(chuàng)企業(yè)的生存概率。而田莉[2]就科技型初創(chuàng)企業(yè)的初始資源稟賦與初期發(fā)展里程碑事件——獲得外部資金支持之間關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)論是科技型初創(chuàng)企業(yè)在初始資源稟賦上存在顯著差異，且這種差異影響了其初期績(jī)效。

二是對(duì)影響初創(chuàng)企業(yè)績(jī)效的中間路徑進(jìn)行了探索，以期望對(duì)初創(chuàng)企業(yè)進(jìn)行指導(dǎo)。初創(chuàng)企業(yè)動(dòng)態(tài)能力在企業(yè)社會(huì)資本和創(chuàng)業(yè)績(jī)效之間是有顯著中介效應(yīng)的，只是創(chuàng)新能力和企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效、成長(zhǎng)績(jī)效和創(chuàng)新績(jī)效沒有顯著關(guān)系，說明企業(yè)創(chuàng)新能力不會(huì)直接影響績(jī)效而是有一定的時(shí)間滯后[3]。朱秀梅，費(fèi)宇鵬[4]則強(qiáng)調(diào)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)通過企業(yè)資源獲取的中間路徑構(gòu)成了對(duì)新企業(yè)績(jī)效的影響，其中關(guān)系強(qiáng)度、關(guān)系信任對(duì)知識(shí)資源獲取和營(yíng)運(yùn)資源獲取具有正向影響，而規(guī)模則對(duì)營(yíng)運(yùn)資源無顯著影響，并且營(yíng)運(yùn)資源獲取對(duì)新企業(yè)績(jī)效的提高無促進(jìn)作用，但知識(shí)資源能提高企業(yè)績(jī)效。馬淑文[5]揭示了創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向在家族社會(huì)資本對(duì)初創(chuàng)企業(yè)成長(zhǎng)績(jī)效的影響機(jī)制。陳濤、盛宇華[6]則證明管理者關(guān)系能促進(jìn)知識(shí)吸收，而知識(shí)吸收有利于創(chuàng)業(yè)績(jī)效的提高?？傊?，研究表明初創(chuàng)企業(yè)績(jī)效的影響因素不同，影響機(jī)制也隨之發(fā)生變化。

三是初創(chuàng)企業(yè)績(jī)效的綜合評(píng)價(jià)，建立綜合評(píng)價(jià)體系避免社會(huì)資源的浪費(fèi)。范金、趙彤[7]基于PLS路徑模型構(gòu)建了孵化器內(nèi)初創(chuàng)科技型企業(yè)績(jī)效的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，結(jié)果說明不同類型初創(chuàng)型科技企業(yè)改進(jìn)的著力點(diǎn)并不相同，應(yīng)該有的放矢，對(duì)不同企業(yè)采取針對(duì)性治療。

總之，對(duì)于我國(guó)初創(chuàng)型企業(yè)的研究已經(jīng)有了一定的發(fā)展，但總體來看，我國(guó)各級(jí)政府對(duì)初創(chuàng)型科技企業(yè)進(jìn)行了大力扶持，設(shè)立大量創(chuàng)新基金和新產(chǎn)品創(chuàng)新計(jì)劃，然而績(jī)效如何，學(xué)術(shù)界對(duì)此的系統(tǒng)研究一直相對(duì)缺乏，從以上梳理可知以往文獻(xiàn)都是從未站在政府基金績(jī)效的視角對(duì)初創(chuàng)企業(yè)進(jìn)行研究。因此，本文對(duì)我國(guó)初創(chuàng)企業(yè)政府創(chuàng)投基金的績(jī)效進(jìn)行檢驗(yàn)和研究，為政府今后對(duì)初創(chuàng)企業(yè)制定政策或設(shè)立基金提供了一定的理論支撐。

三、模型設(shè)計(jì)

(一)理論借鑒與模型設(shè)計(jì)

創(chuàng)新活動(dòng)績(jī)效研究的突破性研究，應(yīng)始于Crepon et al[8]提出一種新的分析創(chuàng)新投入與生產(chǎn)率之間關(guān)系的模型——CDM模型，該模型的結(jié)構(gòu)框架建立在Parks和Geiliches[9]提出的“知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)”和“熊彼特傳統(tǒng)”影響(“知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)”是用三個(gè)方程來分析R&D、創(chuàng)新產(chǎn)出和生產(chǎn)率的方程關(guān)系；“熊彼特傳統(tǒng)”認(rèn)為企業(yè)R&D投入和創(chuàng)新決策受到企業(yè)規(guī)模、行業(yè)影響、市場(chǎng)份額、是否是集團(tuán)成員、需求的重要性、技術(shù)機(jī)會(huì)和信息來源等要素的影響[10])的基礎(chǔ)之上。隨著世界新的技術(shù)浪潮的發(fā)展，各國(guó)政府重視，學(xué)者對(duì)技術(shù)創(chuàng)新研究的深入，CDM模型得到了進(jìn)一步發(fā)展，Loof&Heshmati[11]、L??f H, Heshmati A[12]、Aiello &Cardamone[13]分別對(duì)CDM模進(jìn)行了進(jìn)一步的修正和完善，此文將在CDM模型的基礎(chǔ)模型，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，并揉合綜合評(píng)價(jià)模型(因子分析)的框架，對(duì)CDM進(jìn)行修改，具體模型如下：

Yi=?0+?1×Si+?2×Profobilityi+?3×Grpotentiali+?4×Age+?5×Sc(模型一)

Yi=β0+β1×Profabilityi×Si+β2×Grpotentiali×Si+β3×Age+β4×Sc(模型二)

其中，Yi代表樣本企業(yè)綜合因子得分，Profabolityi代表初創(chuàng)企業(yè)的獲利能力，Grpotentiali代表初創(chuàng)企業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，Si代表樣本的政府基金支持額度，Age，Sc均為控制變量。模型(一)中Si的系數(shù)?1表示政府基金的綜合績(jī)效如何，模型(二)Profabolityi×Si中交叉項(xiàng)的系數(shù)β1表示政府創(chuàng)投基金與獲利能力對(duì)企業(yè)綜合績(jī)效的協(xié)同影響，同樣Grpotentiali×Si的系數(shù)β2表示政府創(chuàng)投基金與財(cái)務(wù)狀況對(duì)企業(yè)綜合績(jī)效的協(xié)同影響。

研究方法如下：首先，運(yùn)用因子分析方法對(duì)反映初創(chuàng)企業(yè)的盈利績(jī)效和成長(zhǎng)績(jī)效各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行聚類，提取主因子—盈利績(jī)效和成長(zhǎng)績(jī)效；其次，對(duì)主因子進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，得到初創(chuàng)企業(yè)樣本的綜合因子得分，將綜合因子得分作為初創(chuàng)企業(yè)的綜合績(jī)效建立模型；最后，運(yùn)用偏最小二乘法(PLS)估計(jì)法和普通最小二乘法(OLS)對(duì)影響初創(chuàng)型科技企業(yè)政府基金績(jī)效進(jìn)行對(duì)比分析。

(二)變量選擇及指標(biāo)說明

以往眾多文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)績(jī)效作出了卓有成效的研究，研究視角上主要為：一是將企業(yè)績(jī)效視為企業(yè)產(chǎn)出[14]，二是對(duì)眾多績(jī)效分別加以研究[15]。前者不僅沒有考慮企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益，而且沒有考慮企業(yè)未來的發(fā)展?jié)摿?。而后者則沒有綜合考慮企業(yè)績(jī)效，往往由于影響分別研究得到不同的結(jié)論，無法給出明確的結(jié)論和建議。因此本文在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，綜合上述分析，將初創(chuàng)企業(yè)績(jī)效劃分為盈利績(jī)效和成長(zhǎng)績(jī)效兩個(gè)方面衡量，進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)得到綜合績(jī)效。其中，盈利績(jī)效反應(yīng)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況和獲利能力；成長(zhǎng)績(jī)效反應(yīng)企業(yè)的未來發(fā)展?jié)摿Α?/p>

根據(jù)已有國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的研究，企業(yè)盈利績(jī)效和成長(zhǎng)績(jī)效變量選取凈利潤(rùn)率、資產(chǎn)報(bào)酬率、營(yíng)業(yè)收入環(huán)比增長(zhǎng)率、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)環(huán)比增長(zhǎng)率指標(biāo)。為了控制其他因素的影響，本文還引入一些控制變量，包括初創(chuàng)企業(yè)的規(guī)模和年齡。

表1　變量說明

(三)資料來源與數(shù)據(jù)處理

樣本來源于天津市創(chuàng)新基金申報(bào)管理部門的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，選擇5年內(nèi)成立即2009年以后創(chuàng)立的企業(yè)，共計(jì)55家初創(chuàng)型科技企業(yè)作為本研究的有效樣本。選擇2013年第一季度(3個(gè)月)作為樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度，統(tǒng)計(jì)樣本55家企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和創(chuàng)新基金支持額度數(shù)據(jù)。最終數(shù)據(jù)還包括天津市科教委公布的創(chuàng)新基金評(píng)審結(jié)果。對(duì)上述數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：(1)由于指標(biāo)的量綱不完全相同，因此對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行去標(biāo)準(zhǔn)化處理；(2)由于我們采集的是截面數(shù)據(jù)，因此為了防止異方差的影響，首先對(duì)數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)。

表2　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果與結(jié)果分析

(一)樣本的因子分析檢驗(yàn)及主因子提取

首先運(yùn)用因子分析方法對(duì)反映初創(chuàng)企業(yè)的盈利績(jī)效和成長(zhǎng)績(jī)效各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行聚類，提取兩個(gè)主因子—盈利績(jī)效和成長(zhǎng)績(jī)效。為了保證樣本適合于因子分析方法，我們對(duì)指標(biāo)變量——Netprfrt、ROE、Mincmgrrt、Gprfgrrt進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和Barlett球形檢驗(yàn)。因子分析的KMO檢驗(yàn)值為0.634，Barlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值的顯著性為0小于0.05，說明適合做因子分析。

首先對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，并計(jì)算出Netprfrt、ROE、Mincmgrrt、Gprfgrrt的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣，Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣檢驗(yàn)結(jié)果顯示，變量之間存在較強(qiáng)相關(guān)性，進(jìn)一步證實(shí)了可以進(jìn)行因子分析的可能性。為了使變換后的新的因子具有更鮮明的實(shí)際意義和可解釋性，然后采用最大方差方法對(duì)各變量的載荷矩陣進(jìn)行方差最大的正交旋轉(zhuǎn)，根據(jù)表3構(gòu)思和卡特爾的陡階檢驗(yàn)法，并為了經(jīng)濟(jì)模型選取的主因子具有更明確的經(jīng)濟(jì)意義，我們探索性得出2個(gè)主因子，累計(jì)解釋總方差是79.1448%。根據(jù)旋轉(zhuǎn)因子分析表表4，按照負(fù)荷超出0.5的標(biāo)準(zhǔn)，第一個(gè)因子應(yīng)由ROE和Netprfrt兩個(gè)變量構(gòu)成，根據(jù)他們的共性，將其定義為盈利績(jī)效；第二個(gè)因子應(yīng)由Mincmgrrt和Gprfgrrt兩個(gè)變量構(gòu)成，根據(jù)他們的共性，將其定義為成長(zhǎng)績(jī)效。

表3　貢獻(xiàn)率數(shù)據(jù)

表4　旋轉(zhuǎn)因分析表

(二)主因子綜合評(píng)價(jià)

為了得到初創(chuàng)企業(yè)樣本的綜合因子得分，作為下一步分析中被解釋變量——初創(chuàng)企業(yè)的綜合績(jī)效。需要對(duì)主因子進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，得到初創(chuàng)企業(yè)樣本的綜合因子得分。首先我們根據(jù)回歸方法求得各個(gè)因子得分函數(shù)模型：

F1=0.0727×Mincmgrrti-0.1819×Gprfgrrti+0.519×ROEi+0.5136×Netprfrti

F2=0.5256×Mincmgrrti+0.7252×Gprfgrrti-0.0828×ROEi-0.0539×Netprfrti

其中，主因子F1代表盈利績(jī)效，主因子F2代表成長(zhǎng)績(jī)效。根據(jù)綜合因子得分F=0.5869×F1+0.4131×F2求得個(gè)初創(chuàng)型科技企業(yè)樣本的綜合因子得分，即綜合績(jī)效。

(三)模型估計(jì)結(jié)果

將上面得到的初創(chuàng)企業(yè)綜合因子得分視為樣本的綜合績(jī)效，作為模型(一)和模型(二)中的被解釋變量Yi，并將上文按照因子分析的結(jié)果計(jì)算出來的2個(gè)公因子——盈利績(jī)效因子F1和成長(zhǎng)績(jī)效因子F2的因子得分分別作為新變量——模型(一)和模型(二)中的解釋變量Profabolityi和Grpotentiali，在這里Profabolityi代表初創(chuàng)企業(yè)的獲利能力，Grpotentiali代表初創(chuàng)企業(yè)的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

首先，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化出路消除量綱的影響。其次，由于模型(二)存在交叉項(xiàng)，為了避免變量之間存在多重共線性問題，我們采用偏最小二乘法(PLS)的估計(jì)方法。第三，根據(jù)Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)，在顯著性5%的水平下，解釋變量不存在內(nèi)生性問題。最后，為了保證估計(jì)結(jié)果的有效性，同時(shí)對(duì)模型(二)采用最小二乘法(OLS)進(jìn)行估計(jì)，對(duì)比兩種估計(jì)方法的結(jié)果。結(jié)果見表5和表6。

表5　模型(一)的PLS法和OLS估計(jì)結(jié)果

表6　模型(二)的PLS法和OLS估計(jì)結(jié)果

模型(一)和模型(二)估計(jì)結(jié)果通過SPSS17.0和Matlab2010b計(jì)算得到。根據(jù)表5和表6，Q2代表模型的交叉有效性，用于判斷模型對(duì)于初創(chuàng)型科技企業(yè)綜合績(jī)效的解釋能力。

由于模型(一)主要考察政府基金支持對(duì)初創(chuàng)型企業(yè)綜合績(jī)效是否顯著，所以模型并未加入變量的交叉項(xiàng)。結(jié)果顯示PLS估計(jì)的Q2達(dá)到了0.8638，說明模型(一)對(duì)初創(chuàng)型科技企業(yè)政府基金的績(jī)效具有一定解釋能力；并且各解釋變量的方差膨脹系數(shù)均小于2，模型不存在嚴(yán)重的多重共線性；OLS估計(jì)的調(diào)整值R2是與PLS估計(jì)值Q2是非常接近的，說明模型(一)是穩(wěn)健可靠的。因此，根據(jù)模型(一)si系數(shù)?1表明政府基金支持對(duì)初創(chuàng)型科技企業(yè)綜合績(jī)效是有一定的顯著影響的，但根據(jù)前的系數(shù)?1可知，其影響作用是較小的。

模型(二)主要是為了考察政府基金的影響機(jī)制，分析盈利能力和公司成長(zhǎng)潛力對(duì)基金績(jī)效的影響，為政府基金支持政策提供參考依據(jù)，所以模型(二)重點(diǎn)在于分析交叉項(xiàng)Profabolityi×si和Grpotentiali×si的影響。結(jié)果顯示Profabolityi×si和Grpotentiali×si系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量伴隨概率均小于0.05，說明影響均顯著，結(jié)果證明初創(chuàng)型科技企業(yè)獲利能力和發(fā)展?jié)摿?duì)政府基金支持具有中介傳導(dǎo)效應(yīng)，且交叉項(xiàng)Profabolityi×si和Grpotentiali×si的系數(shù)均為正，表明當(dāng)控制政府基金時(shí)，初創(chuàng)型科技企業(yè)獲利能力和發(fā)展?jié)摿υ酱?，政府基金?jī)效越好，這也是符合現(xiàn)實(shí)情況的。從Profabolityi×si和Grpotentiali×si系數(shù)大小來看，初創(chuàng)型企業(yè)獲利能力對(duì)政府基金績(jī)效的影響大于企業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，證明企業(yè)拿到政府基金之后更多用于改善自身的財(cái)務(wù)狀況而非長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，這是政府今后應(yīng)對(duì)初創(chuàng)企業(yè)積極約束改進(jìn)的。

五、主要結(jié)論和政策建議

自中央發(fā)布《關(guān)于深化科技體制改革加快國(guó)家創(chuàng)新體系建設(shè)的意見》等一系列指導(dǎo)文件以來，各部門及地方積極響應(yīng)、貫徹黨中央精神，設(shè)立各項(xiàng)基金與扶持計(jì)劃，每年節(jié)節(jié)攀升的巨額財(cái)政支持具體效果如何，本文首先運(yùn)用因子分析方法對(duì)反映初創(chuàng)企業(yè)的盈利績(jī)效和成長(zhǎng)績(jī)效各項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行聚類，提取主因子—盈利績(jī)效和成長(zhǎng)績(jī)效；其次，對(duì)主因子進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，得到初創(chuàng)企業(yè)樣本的綜合因子得分，將綜合因子得分作為初創(chuàng)企業(yè)的綜合績(jī)效建立模型；最后，運(yùn)用偏最小二乘法(PLS)估計(jì)法和普通最小二乘法(OLS)對(duì)影響初創(chuàng)型科技企業(yè)政府基金績(jī)效進(jìn)行對(duì)比分析。我們得到如下幾個(gè)結(jié)論：(1)整體上來說，政府基金支持對(duì)初創(chuàng)型科技企業(yè)綜合績(jī)效是有一定的顯著影響的，但影響較??；(2)從PLS估計(jì)系數(shù)方向來看，當(dāng)控制政府基金時(shí)，初創(chuàng)型科技企業(yè)獲利能力和發(fā)展?jié)摿υ酱?，政府基金?jī)效越好，這也是符合現(xiàn)實(shí)情況的；(3)從系數(shù)大小來看，初創(chuàng)型企業(yè)獲利能力對(duì)政府基金績(jī)效的影響大于企業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，證明企業(yè)拿到政府基金之后更多用于改善自身的財(cái)務(wù)狀況而疏忽長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，這是政府今后應(yīng)對(duì)初創(chuàng)企業(yè)積極約束改進(jìn)的。

因此，由于初創(chuàng)型企業(yè)設(shè)立之初就具備的弱勢(shì)，政府設(shè)立基金對(duì)初創(chuàng)型企業(yè)進(jìn)行支持是必要的，但資助的對(duì)象、資助之初的引導(dǎo)和資助后的監(jiān)督等政策措施都有必要進(jìn)行完善。具體來說，(1)在政策制定上，都應(yīng)該尋求市場(chǎng)導(dǎo)向型、具有發(fā)展?jié)摿Φ某鮿?chuàng)企業(yè)。根據(jù)研究結(jié)論表明，初創(chuàng)型科技企業(yè)獲利能力和發(fā)展?jié)摿υ酱?，政府基金?jī)效越好。因此，政府首先就支持對(duì)象上就應(yīng)該破除所有制上的壁壘，從根本上調(diào)整激勵(lì)機(jī)制扭曲——有些企業(yè)依靠政府補(bǔ)貼而活的現(xiàn)象，將資金流向更有效率的企業(yè)手上。(2)改革從前扶持模式，過去傳統(tǒng)上只是注重基金項(xiàng)目的申報(bào)，而缺乏一個(gè)完整的資金引導(dǎo)機(jī)制。根據(jù)研究結(jié)論表明，初創(chuàng)型企業(yè)獲利能力對(duì)政府基金績(jī)效的影響大于企業(yè)的發(fā)展?jié)摿?，說明企業(yè)拿到政府基金之后更多用于改善自身的財(cái)務(wù)狀況而非長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。當(dāng)然，扶持初創(chuàng)型企業(yè)，使初創(chuàng)型企業(yè)更好更健康地發(fā)展是一項(xiàng)艱巨任務(wù)，很難依靠單單一項(xiàng)政策起作用，必須從初創(chuàng)企業(yè)生存環(huán)境、制度設(shè)施、市場(chǎng)體系等多方面著手，在這一方面仍需要大量研究和探索。

參考文獻(xiàn)：

[1]張偉，鐘衛(wèi)東，馮淑霞.初創(chuàng)科技型企業(yè)生存前景的經(jīng)驗(yàn)判別[J].商業(yè)研究，2006(19)：90-94.

[2]田莉.新技術(shù)企業(yè)初始資源稟賦與初期績(jī)效關(guān)系研究[J].中國(guó)科技論壇，2009(9)：52-57.

[3]杜建華，田曉明，蔣勤峰.基于動(dòng)態(tài)能力的企業(yè)社會(huì)資本與創(chuàng)業(yè)績(jī)效關(guān)系研究[J].中國(guó)軟科學(xué)，2009(2)：115-126.

[4]朱秀梅，費(fèi)宇鵬.關(guān)系特征、資源獲取與初創(chuàng)企業(yè)績(jī)效關(guān)系實(shí)證研究[J].南開商業(yè)評(píng)論，2011(3)：125-135.

[5]馬淑文.家庭社會(huì)資本、創(chuàng)業(yè)導(dǎo)向與初創(chuàng)期企業(yè)成長(zhǎng)績(jī)效關(guān)系研究[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2014(2)：51-57.

[6]陳濤，盛宇年.管理者關(guān)系、知識(shí)吸收和初創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效研究[J].南京社會(huì)科學(xué)，2011(2)：42-47.

[7]范金，趙彤.孵化器內(nèi)初創(chuàng)型科技企業(yè)績(jī)效綜合評(píng)價(jià)[J].南京社會(huì)科學(xué)，2014(7)：27-34.

[8]CRéPON B, DUGUET E, MAIRESSEC J. Research, innovation and productivi ty: an econometric analysis at the firm level[J]. Economics of innovation and new technology, 1998, 7(2): 115-158.

[9]PAKES A, GRILICHES Z. Patents and R&D at the firm level: a first look[M]//R&D, patents, and productivity. University of chicago press, 1984: 55-72.

[10]王小童，高昌林.基于CDM模型的創(chuàng)新測(cè)度研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2009，26(3)：97-101.

[11]L??F H, HESHMATI A. Knowledge capital and performance heterogeneity: A firm-level innovation study[J]. International journal of production economics, 2002, 76(1): 61-85.

[12]L??F H, HESHMATI A. On the relationship between innovation and performance: A sensitivity analysis[J]. Economics of innovation and new technology, 2006, 15(4-5): 317-344.

[13]AIELLO F, CARDAMONE P. R&D spillovers and firms’ performance in Italy Evidence from a flexible production function[M]//Spatial econometrics. physica-verlag HD, 2009: 143-166.

[14]陸國(guó)慶，王舟，張春宇.中國(guó)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)政府創(chuàng)新補(bǔ)貼的績(jī)效研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2014(7)：44-55.

[15]張根明，李琳.孵化器、風(fēng)險(xiǎn)投資與創(chuàng)業(yè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究[J].科技進(jìn)步與對(duì)策，2010(17)：94-98.

[16]安同良，周紹東，皮建才.R&D補(bǔ)貼對(duì)中國(guó)企業(yè)自主創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009(10)：87-98.

[17]戴晨，劉怡.稅收優(yōu)惠與財(cái)政補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)R&D影響的比較分析[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2008(3)：58-71.

[18]陸國(guó)慶.中國(guó)中小板上市公司產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的績(jī)效研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2011(2)：138-148.

[19]GROSSMAN G M, E.Helpman. innovation and growth in the global economy[J]. Cambridge MIT Press,2005.

[20]HOSKULDSON A. PLS regression methods[J]. Journal of chemometrics,2009(2).

[21]LANG G. Measuring the returns of R&D-An empirical study of the german manufacturing sector over 45 years[J]. Research policy, 2009(38).

[22]Pere, Areque-Castells. Persistence in R&D performance and its implications for the granting of subsidies[J]. Review of industrial organization,2013(3):193-220.

[23]HONJO Y. Business failure of new firms:an empirical analysis using a multiplicative hazards model[J]. International journal of industrial organization,2000(18):557-574.

責(zé)任編輯張穎超

網(wǎng)址：http://xbbjb.swu.edu.cn

中圖分類號(hào)：F274

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1673-9841(2016)01-0064-07

基金項(xiàng)目：西南大學(xué)中央高?；鸹究蒲匈M(fèi)項(xiàng)目“技術(shù)與貨幣雙重視角下的重慶經(jīng)濟(jì)波動(dòng)源研究”(SWU1309369)，項(xiàng)目負(fù)責(zé)人：李海明。

作者簡(jiǎn)介：祝志勇，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，教授，博士生導(dǎo)師。

收稿日期：*2015-12-20

DOI：10.13718/j.cnki.xdsk.2016.01.009