制度環(huán)境異質(zhì)性對政府研發(fā)資助政策績效的調(diào)節(jié)效應(yīng)
——以創(chuàng)新基金為例*

楊若鑫，李紀(jì)珍，2，高旭東，2，3

（1.清華大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100084；2.教育部人文社會科學(xué)重點研究基地 清華大學(xué)技術(shù)創(chuàng)新研究中心，北京 100084；3.清華大學(xué) 蘇世民書院，北京 100084）

1 研究背景

當(dāng)前世界各國針對科技型中小企業(yè)融資難的問題，紛紛出臺了一系列措施以緩解和糾正科技型中小企業(yè)面臨的融資市場失靈問題[1-2]。但盡管各個國家和地區(qū)政府研發(fā)資助項目的種類繁多、投入龐大，引入目標(biāo)基本一致，但各個國家和地區(qū)政府研發(fā)資助的政策效果卻相差很大—— 很多使用某個國家或某個地區(qū)樣本數(shù)據(jù)進行的研究證實了政府研發(fā)資助的正向效果，但同樣有不少基于另外的國家或地區(qū)樣本的研究結(jié)論卻顯示政府研發(fā)資助對企業(yè)沒有明顯作用，甚至可能會對企業(yè)創(chuàng)新能力的提升和后續(xù)外部融資的獲得產(chǎn)生負(fù)向影響。

學(xué)術(shù)界已對造成政府研發(fā)資助政策在實踐上和理論研究方面結(jié)果不一致的原因有過一些討論。其中，盡管有學(xué)者已經(jīng)注意到現(xiàn)有研究所關(guān)注的地理范圍可能會影響此項政策的作用效果，但現(xiàn)有研究基本都基于某一國家、省份或地區(qū)數(shù)據(jù)進行。事實上，已有研究特定地理范圍的制度背景之間異質(zhì)性較大，而制度發(fā)展存在規(guī)模經(jīng)濟價值，是產(chǎn)業(yè)升級的基礎(chǔ)條件，與生產(chǎn)力發(fā)展存在很大的適應(yīng)性關(guān)聯(lián)[3]。完善的制度環(huán)境可以大幅降低經(jīng)濟主體的交易成本和交易風(fēng)險[4-6]，并使得產(chǎn)權(quán)和收益得到較好的保護[7-8]，有利于政府資助發(fā)揮更大限度的作用。故制度環(huán)境的發(fā)展可能會影響政府研發(fā)資助政策效果的發(fā)揮。

從研究論文數(shù)量的角度來看，絕大多數(shù)已有研究都是基于發(fā)達(dá)國家政府研發(fā)資助政策的樣本，以發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體國家為研究背景的文章數(shù)量相對較少[9-12]，且這些以發(fā)展中國家和新興工業(yè)化國家為背景的研究結(jié)論差異也非常大。

綜上所述，目前絕大多數(shù)已有的政府研發(fā)資助話題的研究，都暗含了各國家或地區(qū)之間的制度環(huán)境差異不大的假設(shè)。然而這樣的假設(shè)對小國或區(qū)域間發(fā)展較平衡的發(fā)達(dá)國家而言或許合適，但不適用于中國這樣地域遼闊、區(qū)域發(fā)展極不平衡的新興經(jīng)濟體國家[13]。而已有以發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體國家為背景的研究仍然較少，有必要對此進行補充。本文從這兩個研究空缺入手，解決如下研究問題：第一，以我國為代表的發(fā)展中國家，科技型中小企業(yè)的政府研發(fā)資助政策是否有正向效果；第二，各地區(qū)的制度環(huán)境發(fā)展是否影響政府研發(fā)資助政策績效。后文中我國的政府研發(fā)資助政策特指科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金項目（以下簡稱創(chuàng)新基金）。

本文以我國不同地區(qū)的創(chuàng)新基金申請企業(yè)為樣本，一方面進一步補充了對新興經(jīng)濟體國家政府研發(fā)資助政策的研究；另一方面，我國廣泛的區(qū)域制度發(fā)展不平衡問題的存在，產(chǎn)生了天然而又相對完備的“制度序列”，結(jié)合對數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)和質(zhì)量要求較高但可以真實反映變量間因果關(guān)系的間斷點回歸設(shè)計（regression discontinuity design，RDD）方法，大大提升了本文實證研究結(jié)論的外部效度，使得本文可以有效解釋已有研究的結(jié)論差異。

后文安排如下：第二節(jié)為理論模型和研究假設(shè)；第三節(jié)為文章實證研究的模型選取和樣本選擇；第四節(jié)為研究假設(shè)的全樣本數(shù)據(jù)實證檢驗；第五節(jié)為假設(shè)檢驗的間斷點回歸設(shè)計；第六節(jié)為文章結(jié)論及未來展望。

2 理論模型和研究假設(shè)

2.1 創(chuàng)新基金的整體績效

作為典型的發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體國家，與發(fā)達(dá)國家相比，中國整體上仍然存在著比較廣泛的制度結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定[14]以及制度環(huán)境波動較大[15]的問題。具體到與科技型中小企業(yè)密切相關(guān)的制度環(huán)境，對于以中國為代表的新興經(jīng)濟體國家而言，同樣也包括印度、巴西、俄羅斯等，科技型中小企業(yè)面臨的融資問題尤為嚴(yán)重[16]。這些國家針對初創(chuàng)企業(yè)的資本市場發(fā)育還很不完善，缺乏比較成熟的天使投資和風(fēng)險投資企業(yè)，金融體系發(fā)展與歐美等發(fā)達(dá)經(jīng)濟體之間存在著很大差距[17-18]，因此這些國家的科技型中小企業(yè)也面臨著更為嚴(yán)峻的融資約束困境。

除上述脆弱的融資市場外，目前我國整體上存在的諸如政府和法律制度建設(shè)不完善[19-20]和較弱的知識產(chǎn)權(quán)保護力[21]等制度空缺（institutional voids），會對科技型中小企業(yè)外部融資的獲取和創(chuàng)新績效的提升產(chǎn)生直接影響。Wang 等[12]認(rèn)為，由于技術(shù)創(chuàng)新需要長期投資，而這些投資的預(yù)期收益對于資質(zhì)較淺的融資專業(yè)人員而言很難評估，同時融資約束又顯著提升了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)活動（如產(chǎn)品生產(chǎn)、新機器購買等）的門檻，故金融機構(gòu)發(fā)展不發(fā)達(dá)環(huán)境下的企業(yè)從事創(chuàng)新活動的意愿低下。而對于科技型中小企業(yè)的技術(shù)研發(fā)活動而言，較弱的知識產(chǎn)權(quán)保護力度使得它們面臨更為嚴(yán)重的知識溢出效應(yīng)[22]，從而降低了它們投入研發(fā)的積極性，限制了其對高風(fēng)險創(chuàng)造性項目投入的動力和能力[23]。

在這樣的背景下，發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體國家的融資市場對有價值的高風(fēng)險投資往往更難實現(xiàn)最優(yōu)選擇，此時來自較為權(quán)威且中立的第三方機構(gòu)的信號就非常有價值[24-25]。一方面，政府審查可以大幅降低潛在的風(fēng)投評估的高固定成本，使得投資機構(gòu)得以更有效地分配資源[26]；另一方面，政府資助可以在一定程度上彌補科技型中小企業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護力度較弱造成的溢出效應(yīng)的損失，分散企業(yè)面臨的創(chuàng)新風(fēng)險，進而提升其從事研發(fā)活動的信心[22-23]。

綜上，本文認(rèn)為，在我國制度環(huán)境整體發(fā)展較弱的情況下，創(chuàng)新基金對面臨制度空缺問題的科技型中小企業(yè)發(fā)展更能起到“雪中送炭”的作用。本文提出假設(shè)如下：

整體而言，我國的政府研發(fā)資助可以促進受助企業(yè)創(chuàng)新績效的增長（H1a）；

整體而言，我國的政府研發(fā)資助有助于受助企業(yè)獲得其他形式的外部融資（H1b）。

2.2 制度環(huán)境異質(zhì)性對我國政府研發(fā)資助政策績效的影響

我國40年的改革開放使得各地區(qū)的市場化進程產(chǎn)生了巨大差異，但在此過程中許多國家性政策的操作流程和實施標(biāo)準(zhǔn)卻沒有區(qū)分地區(qū)差異，科技型中小企業(yè)創(chuàng)新基金項目就是其中之一。制度環(huán)境主要通過減少普遍存在的不確定性來構(gòu)筑經(jīng)濟主體互動的穩(wěn)定方式[27]，故制度環(huán)境發(fā)展水平直接影響經(jīng)濟主體之間的互動效率和成本，因此有必要將制度差異帶來的約束納入政府研發(fā)資助政策績效的討論范疇。

考慮到學(xué)術(shù)界對制度環(huán)境維度定義廣泛、分類方式眾多，本文對政府研發(fā)資助政策績效研究領(lǐng)域研究涉及的制度環(huán)境進行了歸納總結(jié)，并充分結(jié)合了技術(shù)創(chuàng)新、創(chuàng)新績效與創(chuàng)業(yè)企業(yè)話題下有關(guān)制度環(huán)境的研究，同時兼顧我國制度環(huán)境的發(fā)展特點以及市場失靈理論的兩個方面，從政府對市場干預(yù)程度[28-29]、金融環(huán)境發(fā)展[22，29-30]和知識產(chǎn)權(quán)保護力度[22，31]三個角度，對制度環(huán)境如何影響政府研發(fā)資助政策績效進行解釋。

已有研究認(rèn)為市場化程度高的地區(qū)往往制度環(huán)境更好[32]。依據(jù)在學(xué)術(shù)界已被大量引用和認(rèn)可的《中國分省份市場化指數(shù)報告》（以下簡稱市場化指數(shù)報告）[13，28]，制度環(huán)境發(fā)展較為健全、完備的地區(qū)，往往具有政府對市場干預(yù)程度較低、知識產(chǎn)權(quán)保護力度較大、金融環(huán)境發(fā)展較好的特點。相應(yīng)地，制度環(huán)境發(fā)展較為落后的地區(qū)政府對市場干預(yù)程度往往比較大，知識產(chǎn)權(quán)保護力度偏弱，金融環(huán)境發(fā)展也相對滯后。

從政府對市場干預(yù)的角度而言，發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體國家政府往往掌控著市場調(diào)控政策，并對關(guān)鍵的稀缺資源分配也有著絕對的控制力[31，33]。已有研究表明，政府干預(yù)與政治關(guān)聯(lián)存在“天然的聯(lián)系”[34]，政府干預(yù)程度越高的地區(qū)，企業(yè)越傾向于付出資源和精力與政府建立聯(lián)系以攫取政策資源和利益[35]，政府也越有激勵通過政治聯(lián)系向企業(yè)尋租[36]。

這首先會影響科技型中小企業(yè)的融資績效。大量研究已經(jīng)證實政治關(guān)聯(lián)有助于企業(yè)獲得銀行貸款、風(fēng)險投資、國有資本投資等各類形式的外部融資，從而幫助緩解企業(yè)的融資約束[35，37-39]。但也正是因為政治關(guān)聯(lián)有上述價值，政府和企業(yè)才均有動機和激勵建立政治聯(lián)系[34-35]。故制度環(huán)境發(fā)展欠發(fā)達(dá)地區(qū)，其政府對市場干預(yù)程度較高，企業(yè)更傾向于與政府建立政治關(guān)聯(lián)[38，40]以克服制度空缺帶來的包括外部融資在內(nèi)的困難。但相較于大企業(yè)而言，科技型中小企業(yè)在與當(dāng)?shù)卣⒄温?lián)系方面合法性低、資金流量少，難以負(fù)擔(dān)建立和維系政治聯(lián)系所需的高成本，從而無法在建立和維持政治聯(lián)系方面與大企業(yè)群體抗衡。故社會資本更容易被“有形之手”配置而造成次優(yōu)分配，不利于科技型中小企業(yè)的外部融資。此外，地方政府較高的干預(yù)程度可以使得存在于投資人與科技型中小企業(yè)之間的信息不對稱問題更加嚴(yán)重，私人投資部門更難有效識別有投資潛力的企業(yè)，進而縮緊對科技型中小企業(yè)的風(fēng)險投資。

另外，對于科技型中小企業(yè)而言，它們本身就面臨著較大的融資約束問題，高政治干預(yù)程度會誘使科技型中小企業(yè)為獲得企業(yè)生存的資源和合法性，而更多地投入政治聯(lián)系的建立和維系當(dāng)中，從而對其政治租金產(chǎn)生耗損[41]，擠出其研發(fā)投入，進而對其創(chuàng)新績效產(chǎn)生不利影響，削弱創(chuàng)新基金的正向作用效果。

從知識產(chǎn)權(quán)保護角度而言，市場失靈理論指出，科技型中小企業(yè)從事研發(fā)活動的意愿和強度不僅受融資資源可得性的影響[42]，還受知識溢出效應(yīng)大小的影響[43]。較弱的知識產(chǎn)權(quán)保護力度，將惡化對科技型中小企業(yè)來說本就影響較大的知識溢出效應(yīng)[44]，削弱其研發(fā)活動投入意愿，并對科技型中小企業(yè)的自有研發(fā)投入產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。

因此在制度環(huán)境發(fā)展較為完善的地區(qū)，其知識產(chǎn)權(quán)保護力度較大，科技型中小企業(yè)研發(fā)活動的知識溢出效應(yīng)得到抑制，政府研發(fā)資助作為對知識溢出效應(yīng)的“補償作用”減弱，企業(yè)的研發(fā)投入有更大可能轉(zhuǎn)化為知識產(chǎn)權(quán)并幫助企業(yè)確立競爭優(yōu)勢[45]，政府研發(fā)資助對企業(yè)自有研發(fā)投入的杠桿作用得到了強化[46]。此外，知識產(chǎn)權(quán)保護力度的強弱也會影響跨國公司先進技術(shù)向目標(biāo)地區(qū)子公司的轉(zhuǎn)移，以及掌握先進隱性知識的技術(shù)和管理員工向目標(biāo)地區(qū)的派遣[47]。

從金融環(huán)境發(fā)展的角度而言，地區(qū)金融環(huán)境的發(fā)展將直接影響科技型中小企業(yè)的融資績效，進而影響其創(chuàng)新績效。通常來說，科技型中小企業(yè)融資的主要方式是以銀行為主的間接融資以及以資本市場為主的直接融資[48]。而對于我國這樣的發(fā)展中國家而言，當(dāng)前以國有大銀行為主的金融體系以及金融市場發(fā)展的滯后，導(dǎo)致了科技型中小企業(yè)普遍面臨典型的融資難困局，使得內(nèi)部融資和銀行貸款成為科技型中小企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的主要融資渠道[22]；但整體上以國有銀行為主的融資體系對私營企業(yè)又存在比較嚴(yán)重的信貸偏見[49]。在這樣的背景下，創(chuàng)新基金的效果在很大程度上受到企業(yè)所在區(qū)域金融環(huán)境發(fā)展程度的影響：首先，在外部融資的獲取方面，制度環(huán)境發(fā)展較為完備的地區(qū)，其金融環(huán)境發(fā)展相對較好，金融機構(gòu)和金融中介機構(gòu)之間競爭激烈，專業(yè)化程度高[50]，信貸等融資資源按照市場規(guī)則和邏輯流動[29]，企業(yè)能接觸到的融資渠道也較多，金融機構(gòu)更愿意為企業(yè)提供融資支持[51]，有助于科技型中小企業(yè)獲得外部融資。其次，在創(chuàng)新績效方面，科技型中小企業(yè)研發(fā)活動的參與意愿和程度對其外部融資的可獲得性非常敏感，尤其是對于發(fā)展中國家和新興經(jīng)濟體國家來說更是如此[42]。制度環(huán)境發(fā)展較完備的地區(qū)，其金融環(huán)境發(fā)展相對較好，較發(fā)達(dá)的金融中介機構(gòu)可以通過幫助科技型中小企業(yè)分散風(fēng)險、對其研發(fā)活動預(yù)期收益進行估值等方式[52]幫助科技型中小企業(yè)對所獲得的包括創(chuàng)新基金資助在內(nèi)的資金進行合理配置，以達(dá)到更有效的利用。

綜合以上論述，提出假設(shè)如下：

制度環(huán)境異質(zhì)性可以調(diào)節(jié)各地區(qū)創(chuàng)新基金的創(chuàng)新績效；具體而言，創(chuàng)新基金更能幫助制度環(huán)境較發(fā)達(dá)地區(qū)的科技型中小企業(yè)提升創(chuàng)新績效（創(chuàng)新基金對制度環(huán)境較落后地區(qū)科技型中小企業(yè)創(chuàng)新績效的正向效果減弱甚至喪失）（H2a）。

制度環(huán)境異質(zhì)性可以調(diào)節(jié)各地區(qū)創(chuàng)新基金的融資績效；具體而言，創(chuàng)新基金更能幫助制度環(huán)境較發(fā)達(dá)地區(qū)的科技型中小企業(yè)獲得外部融資（創(chuàng)新基金對制度環(huán)境較落后地區(qū)科技型中小企業(yè)融資績效的正向效果減弱甚至喪失）（H2b）。

3 實證研究

3.1 樣本及變量說明

本文以 2005～2010年我國北京、江蘇和江西三個地區(qū)創(chuàng)新基金申請企業(yè)為研究樣本。數(shù)據(jù)來源如下：企業(yè)的基本信息來源于三個地區(qū)科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新基金申請材料；企業(yè)申請創(chuàng)新基金的評分?jǐn)?shù)據(jù)主要來自于科技部火炬中心創(chuàng)新基金內(nèi)部網(wǎng)站的企業(yè)評審得分情況和最后資助情況；企業(yè)的專利申請數(shù)據(jù)則是通過國家知識產(chǎn)權(quán)局網(wǎng)站進行檢索；企業(yè)的后續(xù)融資數(shù)據(jù)來源于國家市場監(jiān)督管理總局下的國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)。

通過對上述四種渠道的數(shù)據(jù)進行錄入、整理和清理，共獲得來自北京市科學(xué)技術(shù)委員會、江蘇省科學(xué)技術(shù)廳、江西省科學(xué)技術(shù)廳和江蘇省12 個地級市共計4 661 家科技型中小企業(yè)的樣本（以下簡稱樣本企業(yè)）。樣本企業(yè)分別來自電子信息業(yè)、光機電一體化業(yè)、生物醫(yī)藥業(yè)、資源與環(huán)境業(yè)、新材料業(yè)、新能源與高效節(jié)能業(yè)以及高技術(shù)服務(wù)業(yè)等7 個不同行業(yè)。

1.自變量

獲得創(chuàng)新基金支持：該變量是0-1 變量，企業(yè)獲得創(chuàng)新基金資助時為1，反之為0。

2.因變量

專利是對于技術(shù)能力最為廣泛接受且較為客觀的衡量標(biāo)準(zhǔn)，本文借鑒Wang 等[12]的處理方法，統(tǒng)計企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的長期績效（專利申請和授權(quán)的增長數(shù)量，即用截至2015年的專利申請和授權(quán)數(shù)量分別減去申請創(chuàng)新基金資助之前的專利申請和授權(quán)數(shù)量）作為衡量其創(chuàng)新績效的主要指標(biāo)。

此外，作為政策信號效應(yīng)的主要檢測指標(biāo)，是否獲得外部融資也是本文要重點考察的創(chuàng)新基金政策績效，該變量為0-1 變量，企業(yè)后續(xù)獲得外部融資為“1”，反之為“0”。

3.調(diào)節(jié)變量

本文在檢驗創(chuàng)新基金整體的創(chuàng)新績效和融資績效后，將會討論不同地區(qū)制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。根據(jù)王小魯?shù)萚53]的《中國分省份市場化指數(shù)報告（2016）》匯總的2008～2014年我國各省、直轄市的市場化指數(shù)，本文中的北京、江蘇和江西地區(qū)制度環(huán)境的總評價和各項子指標(biāo)的差異均比較明顯，故后續(xù)將以這三個地區(qū)作為其整體制度環(huán)境的替代變量完成分組回歸模型的實證檢驗。

4.控制變量

本文采用了企業(yè)申請創(chuàng)新基金前專利申請數(shù)量和專利授權(quán)數(shù)量、企業(yè)年齡、員工人數(shù)、上年研發(fā)費用、上年利潤、企業(yè)所處行業(yè)和企業(yè)創(chuàng)新基金的申請年份作為控制變量。整體樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 整體樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.2 實證研究模型的選取

本文對創(chuàng)新基金政策績效的檢驗主要采用的是對數(shù)據(jù)質(zhì)量要求較高的RDD 方法。在本文之前，已經(jīng)有若干文章使用該方法檢驗政府研發(fā)資助與企業(yè)研發(fā)相關(guān)活動和績效之間的因果關(guān)系，如Howell[54]、de Blasio 等[55]、Bronzini 和Piselli[56]以及Wang 等[12]。RDD 方法在應(yīng)用時要先確定一個變量的臨界值，該變量大于此臨界值時，個體接受處理，小于此臨界值時則不接受處理，這個臨界值稱為間斷點，而這個變量的選擇也相對簡單，如學(xué)生的考試成績、申請資助的項目得分等。直觀上講，RDD 方法就是要對比該變量些許超過臨界值的個體與些許低于此臨界值的個體之間的表現(xiàn)差異。在這種情況下，學(xué)者通常假設(shè)落在間斷點附近的企業(yè)之間的相似性較大[57]。

要滿足這一假設(shè)通常需要符合三個前提條件[12，57-58]：第一，在獲得資助的概率與企業(yè)得分之間必須存在斷點；第二，間斷點鄰域內(nèi)的企業(yè)的特征（如員工數(shù)量、專利數(shù)量和利潤等）必須相似；第三，研究樣本中，政府研發(fā)資助的獲得與否不可受企業(yè)支配。與傾向度得分匹配法和雙重差分模型不同，RDD 的三個前提條件都是可以檢驗的，因而可以更有效地估計政府研發(fā)資助與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的因果關(guān)系。這三條前提假設(shè)將在第五節(jié)間斷點樣本的實證檢驗中進行驗證。

4 研究假設(shè)的全樣本數(shù)據(jù)實證檢驗

按照Wang 等[12]的步驟，本文對創(chuàng)新基金整體績效的探索將分為兩節(jié)完成。本節(jié)首先使用全樣本數(shù)據(jù)對創(chuàng)新基金整體的政策效果和制度環(huán)境異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用進行實證檢驗。第五節(jié)再利用間斷點回歸設(shè)計方法對本節(jié)全樣本數(shù)據(jù)檢驗的結(jié)論進行驗證。

4.1 創(chuàng)新基金整體績效的全樣本數(shù)據(jù)實證檢驗

對創(chuàng)新基金整體績效的全樣本數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果如表2所示。模型2-1～模型2-3 檢驗的是創(chuàng)新基金的獲得與企業(yè)申請基金后專利申請數(shù)量的增加之間的關(guān)系，按順序依次加入了對企業(yè)特質(zhì)和申請年份以及所在行業(yè)的控制。從中可以看出無論是否加入控制變量，企業(yè)獲得創(chuàng)新基金支持與其后續(xù)專利申請情況的改善均呈現(xiàn)顯著而正向的關(guān)系，且在控制申請年份和行業(yè)之后其正向關(guān)系在0.01 的顯著性水平下顯著（p<0.01）。

模型2-4～模型2-6 檢驗的是創(chuàng)新基金的獲得與企業(yè)申請基金后專利授權(quán)數(shù)量增加之間的關(guān)系，同樣按順序依次加入了對企業(yè)特征變量以及申請年份和行業(yè)的控制。相似地，無論是否加入控制變量，企業(yè)獲得創(chuàng)新基金資助與其后續(xù)增加的專利授權(quán)數(shù)量的回歸系數(shù)均為正向，且加入所有控制變量后在0.01 的顯著性水平下顯著（p<0.01）。

模型2-7～模型2-9 檢驗的是獲得創(chuàng)新基金與企業(yè)申請基金后得到其他外部融資之間的關(guān)系。同樣加入所有控制變量后，企業(yè)獲得創(chuàng)新基金支持與其后續(xù)外部融資之間的關(guān)系均顯著為正，且在0.01 的顯著性水平下顯著（p<0.01）。

H1a和H1b均得到了全樣本模型的初步驗證，最終結(jié)論將在第五節(jié)使用斷點樣本去除內(nèi)生性之后給出。

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4.2 制度環(huán)境異質(zhì)性調(diào)節(jié)作用的全樣本數(shù)據(jù)實證檢驗

各地區(qū)制度環(huán)境異質(zhì)性對創(chuàng)新基金政策績效影響的全樣本數(shù)據(jù)分組回歸檢驗結(jié)果如表3所示。其中，模型3-1～模型3-3 檢驗的是北京地區(qū)企業(yè)獲得創(chuàng)新基金與其后續(xù)創(chuàng)新績效和融資績效增長之間的關(guān)系，模型3-4～模型3-6 檢驗的是江蘇地區(qū)的創(chuàng)新基金政策績效，模型3-7 和模型3-8 檢驗的是江西地區(qū)的政策績效。由于江西地區(qū)獲得外部融資的企業(yè)數(shù)量很少，故未分析其融資績效。

首先看獲得創(chuàng)新基金與北京、江蘇和江西地區(qū)企業(yè)后續(xù)創(chuàng)新績效增長之間的關(guān)系。模型3-1、模型3-4 和模型3-7 分別檢驗了獲得創(chuàng)新基金與三個地區(qū)企業(yè)后續(xù)專利申請增長數(shù)量之間的關(guān)系。檢驗結(jié)果表明，獲得創(chuàng)新基金與北京和江西地區(qū)企業(yè)后續(xù)專利申請數(shù)量的增長之間無明顯關(guān)系，但與江蘇地區(qū)企業(yè)后續(xù)專利申請數(shù)量增長之間的回歸系數(shù)為正，且在0.01的顯著性水平下顯著。模型3-2、模型3-5 和模型3-8 對企業(yè)后續(xù)專利授權(quán)的回歸結(jié)果顯示，獲得創(chuàng)新基金支持與北京和江蘇地區(qū)企業(yè)后續(xù)專利授權(quán)數(shù)量的回歸系數(shù)均顯著為正，但江蘇地區(qū)的回歸系數(shù)在0.01 的顯著性水平下顯著，北京地區(qū)此項回歸系數(shù)則在0.01 的顯著性水平下顯著。江蘇地區(qū)的企業(yè)獲得創(chuàng)新基金與后續(xù)專利授權(quán)數(shù)量增長之間正向回歸系數(shù)的顯著性明顯好于北京地區(qū)。

本文的研究對象是2005～2010年北京、江蘇和江西地區(qū)創(chuàng)新基金的申請企業(yè)。按照樊綱市場化指數(shù)[55]，2005～2010年三個地區(qū)整體制度環(huán)境（市場化指數(shù)）排序為：江蘇好于北京，北京好于江西①這里提到的制度環(huán)境排序見附表A 對三個地區(qū)市場化指數(shù)的摘錄。。故本小節(jié)的實證檢驗結(jié)果與2.2 小節(jié)的論述是一致的，即在市場化發(fā)展比較完善的地區(qū)，創(chuàng)新基金提供的資助可以對企業(yè)后續(xù)的研發(fā)活動產(chǎn)生較大限度的激勵效果。市場化的制度環(huán)境發(fā)展欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，創(chuàng)新基金的租金耗散效應(yīng)較大，政府的研發(fā)資助更大程度上體現(xiàn)為對制度空缺的彌補，從而無法對企業(yè)的創(chuàng)新績效產(chǎn)生促進作用。H2a的論述得到了部分支持，當(dāng)然其中的因果關(guān)系還需第五節(jié)斷點樣本模型的繼續(xù)探討。

模型3-3 和模型3-6 檢驗的是北京和江蘇地區(qū)企業(yè)獲得創(chuàng)新基金與其后續(xù)外部融資之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，北京和江蘇地區(qū)企業(yè)獲得創(chuàng)新基金與其獲得外部融資之間的回歸系數(shù)均顯著為正，但北京地區(qū)此項系數(shù)在0.01 的顯著性水平下顯著，而江蘇地區(qū)則是在0.1 的顯著性水平下顯著，北京地區(qū)的企業(yè)獲得創(chuàng)新基金與后續(xù)獲取外部融資之間正向回歸系數(shù)的顯著性要好于江蘇地區(qū)?？紤]到樣本企業(yè)中江西地區(qū)幾乎沒有企業(yè)獲得外部融資，同時金融支持方面的2005～2010年北京地區(qū)的制度環(huán)境整體上好于江蘇②市場化指數(shù)“要素市場發(fā)育程度”子指標(biāo)可衡量金融環(huán)境發(fā)展程度，三個地區(qū)此項指標(biāo)得分見附表B。，故這也在一定程度上符合H3b的描述，同樣其因果關(guān)系仍需斷點樣本數(shù)據(jù)進行驗證。

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5 間斷點回歸設(shè)計方法對研究假設(shè)的進一步檢驗

本節(jié)將使用間斷點回歸設(shè)計方法，對第四節(jié)運用全樣本數(shù)據(jù)所做的實證檢驗結(jié)果進行進一步驗證和探討。如3.2 小節(jié)所述，按照RDD 方法的一般步驟，先對運用RDD 方法的三個前提條件進行驗證；檢驗完畢后，再按照合適的規(guī)則選擇斷點樣本，再使用合適的計量經(jīng)濟學(xué)模型進行檢驗。

5.1 RDD 方法的三個前提條件

首先，需要確認(rèn)創(chuàng)新基金評審得分與獲得創(chuàng)新基金資助的間斷點確實存在，即它們的關(guān)系并非連續(xù)線性的關(guān)系。創(chuàng)新基金評審得分與企業(yè)獲得創(chuàng)新基金資助的關(guān)系（全樣本數(shù)據(jù)）如圖1所示。

圖1 創(chuàng)新基金評審得分與企業(yè)獲得創(chuàng)新基金資助的關(guān)系（全樣本數(shù)據(jù)）

從圖1可以看到，中心標(biāo)準(zhǔn)化的創(chuàng)新基金評審得分與企業(yè)獲得創(chuàng)新基金資助之間在“0”附近有一個明顯的躍升，這表明基金評分與獲得資助之間存在間斷點。RDD 方法的假設(shè)一得到滿足。

其次，有效的斷點研究設(shè)計要求企業(yè)特征在分?jǐn)?shù)標(biāo)準(zhǔn)線附近無顯著差異。表4展示的是在不同帶寬寬度標(biāo)準(zhǔn)下，處于不同創(chuàng)新基金評分分?jǐn)?shù)段的企業(yè)可觀測特征的雙邊T檢驗結(jié)果。左欄標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)線±0.84 分的帶寬為Imbens 和Kalyanaraman[59]提出的IK 帶寬，右欄標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)線±0.41 分的帶寬為Calonico 等[60]提出的CCT 帶寬?？梢钥吹綗o論選擇哪一個帶寬標(biāo)準(zhǔn)，其間斷點附近的企業(yè)包括上年資產(chǎn)、上年研發(fā)費、上年利潤、企業(yè)年齡、員工人數(shù)、地理區(qū)位甚至基金申請年份等特征變量差距都不大。

表4 標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)線附近企業(yè)特征均值比較

值得注意的是，我們在研究中同樣檢驗了技術(shù)評分（非最終得分，最終得分由技術(shù)評分和財務(wù)評分加權(quán)得到）在標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)線上下區(qū)間的差異，發(fā)現(xiàn)在兩種帶寬下，分?jǐn)?shù)線以上的企業(yè)的技術(shù)評分均顯著高于分?jǐn)?shù)線下的企業(yè)，而上面提到的其他特征無顯著差異。因此，“間斷點附近企業(yè)無顯著差異”的假設(shè)也得到了驗證。

最后，要進行有效的斷點設(shè)計以保證因果推論的嚴(yán)謹(jǐn)性，還需檢驗以下假定：企業(yè)是否獲得創(chuàng)新基金的資助獨立于樣本中企業(yè)自身的操控，即非操控條件（non-manipulation condition）。為驗證此假定，本文將使用McCrary[61]提出的McCrary 斷點密度檢驗法。該檢驗認(rèn)為，斷點附近的樣本密度差異意味著潛在的操縱。繪制McCrary 密度檢驗圖（圖2），其橫坐標(biāo)即企業(yè)獲得的總分?jǐn)?shù)距離分?jǐn)?shù)標(biāo)準(zhǔn)的距離，縱坐標(biāo)即代表密度。從圖2中可以發(fā)現(xiàn)，斷點（c=0）附近的樣本密度并沒有統(tǒng)計上的顯著差異，故可以認(rèn)為創(chuàng)新基金的授予在評審過程中并沒有顯著的企業(yè)操控的存在，假設(shè)得到驗證。

圖2 創(chuàng)新基金分?jǐn)?shù)線附近密度不連續(xù)性McCrary 檢驗

5.2 模糊間斷點回歸設(shè)計的實證檢驗

驗證完RDD 方法使用的三個前提假設(shè)后，根據(jù)先前計算得到的IK 帶寬和CCT 帶寬分?jǐn)?shù)（分別為0.84 分和0.41 分），綜合考慮得到的斷點窗口樣本數(shù)量，本小節(jié)使用標(biāo)準(zhǔn)分±0.6分作為帶寬來選擇斷點樣本企業(yè)為分析對象。同時由于研究中有個別獲得資助的企業(yè)評審得分低于分?jǐn)?shù)線，以及同樣存在一些評分高于分?jǐn)?shù)線但是未獲得資助的情況，所以該種情況下的研究不適用于清晰間斷點回歸設(shè)計（sharp RDD），而應(yīng)按照已有研究采用模糊間斷點回歸設(shè)計方法[12，62]。

對創(chuàng)新基金的整體績效以及區(qū)域制度環(huán)境對其可能產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用進行檢驗，結(jié)果如表5所示。全區(qū)域的斷點樣本模型的回歸結(jié)果顯示，獲得創(chuàng)新基金支持與企業(yè)專利申請增長之間存在顯著的因果關(guān)系（斷點樣本剔除了變量間的內(nèi)生性因素，可以認(rèn)為變量之間有因果關(guān)系），相關(guān)系數(shù)為0.35，且在0.05 的顯著性水平下顯著；與企業(yè)后續(xù)專利授權(quán)數(shù)量的增長以及獲得外部融資的回歸系數(shù)也同樣正向顯著（回歸系數(shù)分別為 0.36 和0.59，分別在0.01 和0.1 的顯著性水平下顯著）。這表明以創(chuàng)新基金為代表的政府研發(fā)資助政策，整體而言對受助企業(yè)后續(xù)創(chuàng)新績效和融資績效的增長有顯著的促進作用，H1a、H1b得到驗證。

表5 創(chuàng)新基金整體績效的區(qū)域效應(yīng)模糊斷點分析：兩階段模型

進一步討論區(qū)域制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。表5的模型檢驗結(jié)果顯示，江蘇地區(qū)企業(yè)獲得創(chuàng)新基金支持與其后續(xù)專利申請和授權(quán)增長數(shù)以及獲得外部融資之間的回歸系數(shù)均顯著為正，分別為0.28、0.35 和1.35，且均在0.01 的顯著性水平下顯著。但北京地區(qū)和江西地區(qū)企業(yè)獲得基金支持與其后續(xù)創(chuàng)新績效和融資績效之間并無顯著的相關(guān)關(guān)系。這表明在2005～2010年制度環(huán)境發(fā)展最完善的江蘇地區(qū)，獲得創(chuàng)新基金支持對企業(yè)創(chuàng)新績效的提升和后續(xù)外部融資的獲得有明顯的促進作用；但在制度環(huán)境次發(fā)達(dá)和欠發(fā)達(dá)的北京和江西地區(qū)，創(chuàng)新基金對企業(yè)創(chuàng)新績效的提升和外部融資的獲取沒有明顯效果。因此，H2a、H2b得到驗證。

6 結(jié)論與展望

本文基于以往研究討論政府研發(fā)資助政策績效時，制度環(huán)境因素在其中發(fā)揮的作用沒有得到充分的識別和論述，以及已有研究中新興經(jīng)濟體國家背景的相對缺乏這兩個研究空缺，對2005～2010年我國北京、江蘇和江西地區(qū)的創(chuàng)新基金項目的政策效果以及區(qū)域因素對其產(chǎn)生的影響進行了深入研究。結(jié)論如下。

首先，創(chuàng)新基金對受助企業(yè)創(chuàng)新績效的增長具有顯著的促進作用，并且對企業(yè)獲取后續(xù)的外部融資也有正向的激勵效果。本文認(rèn)為在我國依然整體偏弱的制度環(huán)境下，創(chuàng)新基金可以從信號效應(yīng)和風(fēng)險補償方面對我國科技型中小企業(yè)的融資績效和創(chuàng)新績效起到促進作用。不同于絕大部分已有研究，本文采用的是對數(shù)據(jù)質(zhì)量要求較高的間斷點回歸設(shè)計方法，利用科技型中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新基金的內(nèi)部管理數(shù)據(jù)（包括申請材料和內(nèi)部評審網(wǎng)站相關(guān)信息）對該問題進行深入討論。RDD 實證檢驗結(jié)論證實了創(chuàng)新基金對受助企業(yè)創(chuàng)新績效和融資績效兩方面的積極效果。

其次，我國各地區(qū)制度環(huán)境異質(zhì)性對創(chuàng)新基金的整體績效存在顯著的調(diào)節(jié)作用。制度環(huán)境發(fā)展較為健全、完備的地區(qū)，往往具有政府對市場干預(yù)程度較低、知識產(chǎn)權(quán)保護力度較大、金融環(huán)境發(fā)展較好的特點；制度環(huán)境發(fā)展較為落后的地區(qū)情況相反。故在制度環(huán)境較為落后的地區(qū)，創(chuàng)新基金容易產(chǎn)生“租金耗散”，在制度環(huán)境較為發(fā)達(dá)的地區(qū)，創(chuàng)新基金更能發(fā)揮其政策設(shè)計的作用。

最后，本文的研究結(jié)論對后續(xù)我國出臺政府研發(fā)資助政策具有較強的借鑒意義。一方面，鑒于研究中所體現(xiàn)的創(chuàng)新基金的正向激勵作用，我國政府應(yīng)繼續(xù)大力推行政府研發(fā)資助政策；另一方面，后續(xù)國家級政府研發(fā)資助政策的出臺應(yīng)努力探尋“精準(zhǔn)扶貧”道路，為不同區(qū)域、省份和地區(qū)的企業(yè)打造適合當(dāng)?shù)匚幕?、基建、資源和市場的資助策略。此外，在因地制宜制定政府研發(fā)資助政策的同時，還應(yīng)繼續(xù)加強制度環(huán)境欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟、基建、市場和文化等要素的制度建設(shè)。

本文也存在一些不足和值得進一步探索的問題，具體如下。

第一，由于數(shù)據(jù)所限，本文研究使用了三個省、直轄市的數(shù)據(jù)進行制度環(huán)境調(diào)節(jié)作用的檢驗，分組回歸模型得出的實證結(jié)論可能規(guī)律性不是很強，后續(xù)可以加入更多省份的數(shù)據(jù)對本文的假設(shè)和結(jié)論進行進一步驗證。

第二，我國區(qū)域發(fā)展的不平衡不止體現(xiàn)在各省、自治區(qū)、直轄市以及同?。▍^(qū)、市）內(nèi)各市級地區(qū)之間，同地區(qū)不同子區(qū)域之間的制度環(huán)境發(fā)展同樣不平衡。例如，同?。▍^(qū)、市）、同地級市的情況下，企業(yè)是否位于高新區(qū)內(nèi)同樣面臨著差異較大的制度環(huán)境。后續(xù)研究可以在此基礎(chǔ)上進一步討論特定地區(qū)子區(qū)域制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。

附表A 北京、江蘇和江西市場化總指數(shù)評分（2008～2014年）

附表B 北京、江蘇和江西要素市場發(fā)育程度評分（2008～2014年）