政府補(bǔ)助對中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的影響

霍江林 劉素榮

[中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山東 青島 266580]

【摘 要】通過收集中小板信息技術(shù)類上市公司2012—2014年的數(shù)據(jù)，采用多元線性回歸和偏相關(guān)分析方法，對政府補(bǔ)助與信息技術(shù)類企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析。結(jié)果表明，政府補(bǔ)助對中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的促進(jìn)作用，公司規(guī)模與研發(fā)投入之間存在正相關(guān)關(guān)系，總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率與研發(fā)投入之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，第一大股東持股比例、凈利潤率、機(jī)構(gòu)持股比例、上市年限對研發(fā)投入的影響不顯著。

【關(guān)鍵詞】政府補(bǔ)助；研發(fā)投入；中小信息技術(shù)企業(yè)；中小板

【中圖分類號】F276 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A 【文章編號】1674-0688（2016）07-0001-04

0 引言

政府補(bǔ)助是指企業(yè)從政府無償取得貨幣性資產(chǎn)或非貨幣性資產(chǎn)，但不包括政府作為企業(yè)所有者投入的資本[1]。目前，我國的政府補(bǔ)助主要是財政貼息、研究開發(fā)補(bǔ)貼和政策性補(bǔ)貼[2]。中小企業(yè)是技術(shù)創(chuàng)新和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的生力軍，尤其是中小信息技術(shù)企業(yè)的作用尤為顯著，政府對中小信息技術(shù)企業(yè)的補(bǔ)助也日益增多[3]?，F(xiàn)有研究表明，政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入可能產(chǎn)生激勵或擠出效應(yīng)。基于此，本文通過收集中小板信息技術(shù)類上市公司2012—2014年的數(shù)據(jù)，通過多元線性回歸分析和偏相關(guān)分析的方法，對政府補(bǔ)助與中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

國內(nèi)外有關(guān)政府補(bǔ)助與企業(yè)研發(fā)投入的研究成果十分豐富，但研究結(jié)論卻不相同，主要有2種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為政府補(bǔ)助能夠促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入，Lee和Cin（2010）、Bronzini和Iachini（2011）以各自國家的中小企業(yè)為研究對象，得到的結(jié)論均是政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的促進(jìn)作用[4-5]。解維敏（2009）、白俊紅（2011）等人研究發(fā)現(xiàn)，政府的研發(fā)資助顯著地促進(jìn)了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新[6-7]。

另一種觀點(diǎn)認(rèn)為政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入具有擠出效應(yīng)，認(rèn)為政府補(bǔ)助會降低企業(yè)的研發(fā)投入。Rosen（2003）的研究表明企業(yè)的研發(fā)成果不能被很好地保護(hù)，政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入的影響不顯著[8]。逯東（2012）、黃燕等人（2013）研究發(fā)現(xiàn)，政府研發(fā)補(bǔ)貼顯著地減少了企業(yè)的研發(fā)投入[9-10]。

導(dǎo)致以上研究結(jié)論存在差異的原因很多，主要如下：一是由于不同研究使用的樣本來自不同時期、不同國家、不同行業(yè)，因此可能得出的結(jié)果也不一致；二是實證過程中對于變量和模型的選擇不同，也會導(dǎo)致結(jié)果的差異。基于以上2點(diǎn)，本文將研究對象限制在我國中小信息技術(shù)企業(yè)上，從而消除行業(yè)差異的影響，重點(diǎn)關(guān)注政府補(bǔ)助對某一個行業(yè)企業(yè)研發(fā)投入的影響。此外，研究變量的選擇上也將可能會影響企業(yè)研發(fā)投入的因素，包括公司規(guī)模、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率、凈利潤率、第一大股東持股比例、機(jī)構(gòu)持股比例、上市年限等作為控制變量進(jìn)行分析。

政府每年對企業(yè)提供大量的補(bǔ)助以鼓勵企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動。對于不同的企業(yè)，政府補(bǔ)助的形式不同，企業(yè)對于這些資金的利用方式也不同。政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入的影響也會受到其他因素的作用。在一定意義上，政府對企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)助，可以促進(jìn)企業(yè)資金運(yùn)作，相當(dāng)于給了企業(yè)直接的收益，降低了企業(yè)自主研發(fā)的風(fēng)險，減輕企業(yè)的壓力，縮小了企業(yè)收益和社會收益間的不平衡。而且，企業(yè)可以利用這些資金，改善企業(yè)的硬件條件，吸引更高級的研發(fā)人才，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)，提高整個行業(yè)的研發(fā)水平。從這個角度看，政府補(bǔ)助促進(jìn)企業(yè)研發(fā)?；谝陨戏治?，本文提出以下基本假設(shè)。

假設(shè)：政府補(bǔ)助對中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入具有促進(jìn)作用。

2 研究設(shè)計

2.1 變量的選取與界定

2.1.1 被解釋變量

目前，對研發(fā)投入的衡量有2種方式：一種是以絕對額計量，即企業(yè)年度研發(fā)投入活動的總額[1]；二是以相對額計量，這種計量方法一般是用研發(fā)投入比將研發(fā)活動進(jìn)行數(shù)據(jù)化效益分析，將研發(fā)投入與主營業(yè)務(wù)收入進(jìn)行對比[10]。為了便于橫向比較，本文對被解釋變量研發(fā)投入的計量采用相對額，即“研發(fā)投入/主營業(yè)務(wù)收入”。

2.1.2 解釋變量

本文將解釋變量“政府補(bǔ)助”采用大部分研究采用的“政府補(bǔ)助/資產(chǎn)總額”進(jìn)行衡量定義。

2.1.3 控制變量

（1）上市年限。相對于上市年限較多的企業(yè)，剛上市的公司在應(yīng)對各種問題時可能還存在欠缺，可能無暇專心于研發(fā)活動。而作為一個老牌的上市公司，可以不用考慮“剛上市”的壓力，可以大刀闊斧地進(jìn)行創(chuàng)新和改革，以求通過技術(shù)創(chuàng)新來搶占先機(jī)。因此，上市年限可能會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生影響。本文對符合條件的樣本公司的上市日期進(jìn)行統(tǒng)計，統(tǒng)計時間為公司上市日期至2015年6月30日，不足一年的日期舍掉不計。

（2）凈利潤率。企業(yè)的發(fā)展離不開資金支持，進(jìn)行研發(fā)活動，為的是不斷提高自身在經(jīng)濟(jì)大環(huán)境中的競爭力，提升自身的盈利能力，以獲取更多的資金。資金充足了，企業(yè)會有更多的資本進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動。這是一個良性循環(huán)。沒有資金就無法進(jìn)行研發(fā)活動，企業(yè)的各項活動都無法正常開展。凈利潤率可以用來衡量與企業(yè)研發(fā)投入目的直接相關(guān)聯(lián)的企業(yè)的盈利能力，凈利潤率數(shù)值越大，企業(yè)的研發(fā)投入可能就越強(qiáng)，因此本文選取了凈利潤率作為一個控制變量。

（3）資產(chǎn)負(fù)債率。資產(chǎn)負(fù)債率衡量的是企業(yè)的償債能力。研發(fā)活動存在風(fēng)險較高、回報周期長等不確定性。對于債權(quán)人來說，他們更喜歡與風(fēng)險低的企業(yè)進(jìn)行合作，這樣更有利于他們按時收回貸款。而融資方面的困難也會影響企業(yè)的研發(fā)投入?；谝陨戏治隹梢园l(fā)現(xiàn)，企業(yè)的償債能力對企業(yè)的研發(fā)投入是有影響的，資產(chǎn)負(fù)債率越高，越不利于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動。

（4）年度總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率。年度總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率反映的是企業(yè)的經(jīng)營能力。一般情況下，年度總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率數(shù)值越高，表明企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度越快。資產(chǎn)利用包括將資產(chǎn)投入研發(fā)投入中，即年度總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越大，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動的意愿可能就越強(qiáng)。

（5）第一大股東持股比例。第一大股東持股比例是衡量公司的股權(quán)分布狀態(tài)的主要指標(biāo)。研發(fā)活動可能需要股東會進(jìn)行決議，而在我國，“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象比較普遍，股權(quán)集中度越高，對企業(yè)研發(fā)活動的影響越大。

（6）機(jī)構(gòu)持股比例。機(jī)構(gòu)持股比例能反映出機(jī)構(gòu)對企業(yè)的看好程度，它們會選擇認(rèn)為有潛力的股票進(jìn)行持有。而研發(fā)活動又能很好地反映公司未來的發(fā)展?fàn)顩r，因此機(jī)構(gòu)持股比例能反映研發(fā)活動，機(jī)構(gòu)持股比例大的公司，對研發(fā)活動進(jìn)行資金注入的意愿強(qiáng)烈。

（7）公司規(guī)模。熊彼特的創(chuàng)新理論認(rèn)為，創(chuàng)新是在生產(chǎn)的整個過程中內(nèi)生的，是從體系內(nèi)部產(chǎn)生的。規(guī)模大的公司有足夠多的資金的人力物力來進(jìn)行研發(fā)活動，會在研發(fā)中投入更多的資金，相對的，對于政府補(bǔ)助的應(yīng)用情況也會更好。公司總資產(chǎn)的多少能從側(cè)面反映公司規(guī)模的大小，取總資產(chǎn)額度的自然對數(shù)表示公司規(guī)模。

本文各變量定義及表示見表1。

2.2 模型的構(gòu)建

本文主要研究政府補(bǔ)助對中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的影響，由于影響中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的因素較多，本文選取了中小板信息技術(shù)類公司的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在控制一些其他變量的基礎(chǔ)上設(shè)計模型檢驗政府補(bǔ)助對中小板信息技術(shù)類上市公司研發(fā)投入的影響。本文的實證分析使用SPSS17.0，對于本文提出的上述假設(shè)，首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，在數(shù)據(jù)滿足做模型的要求之后，然后對數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸，將所有的變量均作為解釋變量進(jìn)行回歸，通過回歸將對被解釋變量影響不顯著的變量剔除。然后對得到的回歸方程進(jìn)行檢驗，以確定方程的存在是否合理。在通過所有的檢驗之后，用偏相關(guān)分析對除政府補(bǔ)助外其他對被解釋變量有顯著影響的變量進(jìn)行控制，得出偏回歸方程。最后得到最終的結(jié)論。本文通過以下模型進(jìn)行檢驗：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5+β6X6+β7X7+β8X8+μ（1）

其中，Y為被解釋變量，X1～X8是解釋變量和控制變量，β0是回歸常數(shù)，β1～β8是各項的偏回歸系數(shù)，μ為隨機(jī)擾動項。

3 實證分析

3.1 數(shù)據(jù)的來源與選取

本文選取以2012—2014年深圳證券交易所的中小板上市公司中披露出政府補(bǔ)助和研發(fā)支出信息的公司作為基礎(chǔ)，因信息技術(shù)類公司科研活動比較多，研發(fā)強(qiáng)度較大，所以研究具有代表性。對比證監(jiān)會行業(yè)類，從信息技術(shù)業(yè)分類中找出以002開頭的股票代碼，選出所有的中小板信息技術(shù)類公司，共計61家公司。本文涉及的信息技術(shù)類公司就是以這61家公司的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，進(jìn)行查詢、計算、篩選來進(jìn)行實證分析。

按照下面幾個方面進(jìn)行數(shù)據(jù)的篩選。

（1）剔除 ST、ST*上市的公司，以及在上市后被重組兼并的公司，以排除極端異常值對統(tǒng)計結(jié)果造成的不利影響。

（2）剔除中途退市的公司和變量數(shù)據(jù)缺失或數(shù)據(jù)未披露的公司。

（3）剔除明顯不合理的異常數(shù)據(jù)，減少極端值的影響。

通過以上的篩選，從750家中小板企業(yè)中篩選出家符合研究要求的43家信息技術(shù)類的公司，并獲取了3年的樣本觀測值共計129組樣本數(shù)。

數(shù)據(jù)主要來源“同花順”、東方財富網(wǎng)、中國證券網(wǎng)上證報數(shù)據(jù)平臺及巨潮資訊網(wǎng)；關(guān)于數(shù)據(jù)統(tǒng)計和分析，需要說明的是，本文搜集過程采用EXCEL進(jìn)行統(tǒng)計整理，分析樣本形成之后，使用EVIEWS6.0和SPSS17.0統(tǒng)計軟件進(jìn)行處理分析。

3.2 多元線性回歸分析

對數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析發(fā)現(xiàn)，在給定顯著性水平α=0.1的前提下，根據(jù)回歸結(jié)果，整體F檢驗的P值均為0.001，通過F檢驗；整體的擬合優(yōu)度也均較好。對于未通過t檢驗的變量進(jìn)行剔除，根據(jù)剔除規(guī)則，一次只能將最不顯著的變量剔除。每次剔除變量后，重新進(jìn)行回歸檢驗，直至所有變量對被解釋變量研發(fā)投入的影響均為顯著的。被剔除的變量依次為機(jī)構(gòu)持股比例（X6）、上市年限（X8）、第一大股東持股比例（X3）得到最終合適的模型。給定顯著性水平α=0.1，剔出后的多元線形回歸分析結(jié)果顯示，調(diào)整后的R方為0.424，整體擬合優(yōu)度較好。整體F檢驗的P值為0.001，通過F檢驗。并且，所有變量的P值均小于給定的顯著性水平，通過t檢驗，對被解釋變量的影響均顯著。得到回歸方程如公式2所示：

Y=-78.486+2.823X1+4.435X2-3.777X4-0.21X5-0.24X7（2）

給定顯著性水平α=0.05，凈利潤率（X7）未通過t檢驗，將凈利潤率（X7）剔出后重新進(jìn)行多元線形回歸發(fā)現(xiàn)，調(diào)整后的R方為0.409，整體擬合優(yōu)度較好。整體F檢驗的P值為0.000 3，通過F檢驗。并且，所有變量的P值均小于給定的顯著性水平，對被解釋變量的影響均顯著。得到回歸方程如公式3所示，多元線形回歸結(jié)果見表2。

Y=-60.309+2.648X1+3.513X2-4.074X4-0.176X5（3）

在給定顯著性水平α=0.05的條件下，整體F檢驗的P值為0.001，通過F檢驗，Prob.Chi-Square的值為0.055 2，大于0.05，因此不存在異方差性；D-W檢驗結(jié)果顯示為d=2.144，這表明數(shù)據(jù)無自相關(guān)；方差膨脹因子（VIF）的值均小于3，數(shù)據(jù)不存在多重共線性。至此，數(shù)據(jù)通過了所有的檢驗，不存在異方差性、多重共線性，數(shù)據(jù)無自相關(guān)，回歸方程有意義。

3.3 實證結(jié)果分析

給定顯著性水平α=0.1，X3第一大股東持股比例，X6機(jī)構(gòu)持股比例，X8上市年限及X7凈利潤率在給定的顯著性水平下，對被解釋變量的影響不顯著，對中小信息技術(shù)企業(yè)影響不顯著的變量進(jìn)行控制是沒有意義的，因此在分析過程中這4個變量將其剔除了。給定顯著性水平α=0.05，調(diào)整后的R方值為0.409。擬合優(yōu)度表明，模型中政府補(bǔ)助、公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率的變化，可以解釋研發(fā)支出中40.9%的變動。

（1）政府補(bǔ)助與中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入之間呈正相關(guān)關(guān)系。與本文的假設(shè)是相同的。在其他條件不變的情況下，每增加一個單位的政府補(bǔ)助，企業(yè)的研發(fā)支出就會增加2.648個單位。通過偏相關(guān)分析結(jié)果可以看出，在控制了公司規(guī)模、年度總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率的情況下，政府補(bǔ)助的變化能解釋研發(fā)支出變動的46.8%。從總體來看，政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入的影響作用是很明顯的。而且，政府補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)支出是具有很強(qiáng)的促進(jìn)作用的。

（2）公司規(guī)模與企業(yè)研發(fā)投入之間也呈正相關(guān)關(guān)系?；貧w結(jié)果反映出，在其他條件不變的情況下，公司規(guī)模每增大一個單位，就會增加3.513個單位的研發(fā)支出。即，公司規(guī)模越大，企業(yè)的硬件設(shè)施越好，人員越充足，資金運(yùn)用更合理，能更好地促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動。

（3）年度總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率雖然對企業(yè)研發(fā)投入具有顯著性的影響，但是與企業(yè)研發(fā)投入之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系。在其他條件不變的情況下，年度總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率每增加一次，研發(fā)支出就會減少4.074個單位。

（4）資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)研發(fā)投入之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即資產(chǎn)負(fù)債率越大，企業(yè)研發(fā)投入越少。在其他條件不變的情況下，資產(chǎn)負(fù)債率每增加一個單位，就會減少0.176個單位的研發(fā)支出。資產(chǎn)負(fù)債率是計量企業(yè)償債能力的，資產(chǎn)負(fù)債率越大，表明企業(yè)的償債能力越低。在這種情況下，企業(yè)融資難度就會加大，進(jìn)行研發(fā)活動的阻礙就會增多。因此，導(dǎo)致企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率與研發(fā)投入成反比。

4 結(jié)論

研究結(jié)果表明，政府補(bǔ)助對中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入具有非常明顯的促進(jìn)作用。這與眾多國內(nèi)研究學(xué)者的研究結(jié)論一致。同樣的，在研究過程中也發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模對中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的正相關(guān)關(guān)系也是不能忽視的。而企業(yè)的年度總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率、凈利潤率則與中小信息技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入是負(fù)相關(guān)關(guān)系。第一大股東持股比例、機(jī)構(gòu)持股比例、上市年限在本文中對被解釋變量企業(yè)研發(fā)投入的作用不顯著。

參 考 文 獻(xiàn)

[1]任海云.企業(yè)R&D投入影響因素——基于企業(yè)生命周期視角的實證檢驗[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2015（8）：40-49.

[2]黃燕，吳婧婧，商曉燕.創(chuàng)新激勵政策、風(fēng)險投資與企業(yè)創(chuàng)新投入[J].科技管理研究，2013（16）：9-14.

[3]朱斌，李路路.政府補(bǔ)助與民營企業(yè)研發(fā)投入[J].社會，2014（4）：165-186.

[4]Lee，EY，BCCin.The Effect of Risk-sharing Gover-nment Subsidy on Corporate R&D Investment：Em-pirical Evidence from Korea[J].Technological Fore-casting and Social Change，2010（6）：881-890.

[5]Bronzini R，E Iachini.Are Incentives for R&D Effe-ctive[M].Banca DItalia：Evidence From A Regr-ession Discontinuity Approach，2011.

[6]解維敏，唐清泉，陸姍姍.政府R&D資助、企業(yè)R&D支出與自主創(chuàng)新——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].金融研究，2009（6）：86-99.

[7]白俊紅，李瑞茜.政府R&D資助企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新研究述評[J].中國科技論壇，2013（9）：32-37.

[8]Harvey S Rosen.Public Finance，F(xiàn)inally，based on the empirical analysis，the conclusion is drawn that the government subsidy can promote the develop-ment of small and medium enterprises[Z].2003.

[9]逯東，林高，楊丹.政府補(bǔ)助、研發(fā)支出與市場價值——來自創(chuàng)業(yè)板高新技術(shù)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)[J].投資研究，2012

（9）：67-81.

[10]黃燕，吳婧婧，商曉燕.創(chuàng)新激勵政策、風(fēng)險投資與企業(yè)創(chuàng)新投入[J].科技管理研究，2013（16）：9-14.

[責(zé)任編輯：鄧進(jìn)利]

【基金項目】青島市社會科學(xué)規(guī)劃研究項目“青島市民營企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的路徑選擇與實施對策研究”（QDSKL150423）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項資金資助項目“青島市民營企業(yè)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的對策研究”（15CX04086B）。

【作者簡介】霍江林，男，河北邢臺人，中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：企業(yè)創(chuàng)新與可持續(xù)發(fā)展；劉素榮，女，河北景縣人，中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向：應(yīng)用統(tǒng)計分析。