財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與企業(yè)的R & D投入

張凱強(qiáng)

一、引 言

企業(yè)的 R & D(研發(fā))投入，是企業(yè)創(chuàng)新的基礎(chǔ)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力，伴隨著我國(guó)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展等戰(zhàn)略的實(shí)施，企業(yè) R & D投入和創(chuàng)新行為尤為重要。全國(guó)R & D投入占GDP的比重從1995年的0.57%增長(zhǎng)到2013年的2.08%，其中企業(yè)資金占比從31.71%上升到76.6%①數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，全國(guó) R & D投入指標(biāo)使用的全國(guó) R & D內(nèi)部投入數(shù)據(jù)。其中企業(yè)資金占R & D投入的比值，在1995年和2013年，統(tǒng)計(jì)分組略有差別：在1995年使用的指標(biāo)是企業(yè)資金占全國(guó)科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)的比值，2013年使用的指標(biāo)是企業(yè)R & D內(nèi)部投入占全國(guó)R & D內(nèi)部投入的比值。，即企業(yè)R & D投入對(duì)于整個(gè)經(jīng)濟(jì)的技術(shù)創(chuàng)新發(fā)揮著越來(lái)越突出的作用。本文關(guān)注的核心是地方政府行為對(duì)該地區(qū)企業(yè) R & D投入的影響機(jī)制。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)R & D投入的研究主要集中在三個(gè)角度，即企業(yè)R & D投入受到政府、市場(chǎng)和企業(yè)自身的影響。就企業(yè) R & D投入與市場(chǎng)的關(guān)系，研究角度有知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)、區(qū)域金融發(fā)展程度、市場(chǎng)集中度等(Levin等，1985；Lederman和Maloney，2003；Aghion等，2010)；就企業(yè)R & D投入與企業(yè)自身關(guān)系，有企業(yè)規(guī)模和績(jī)效、企業(yè)所有權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)所屬行業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等(Aghion等，2005；Lee，2005；郭研和劉一博，2011)；就政府的角度而言，主要集中在政府的 R & D投入將擠出企業(yè) R & D投入或者擴(kuò)大企業(yè) R & D 投入的作用(Wallsten，2000；白俊紅，2011)，政府的補(bǔ)貼與稅收等激勵(lì)政策對(duì)企業(yè) R & D 投入的影響(朱平芳和徐偉民，2003；Zunigavicente等，2014)，政治晉升激勵(lì)、政治關(guān)聯(lián)與企業(yè) R & D投入的關(guān)系(Li等，2006；俞鴻琳和張書(shū)宇，2016)等。本文關(guān)注的焦點(diǎn)是地方政府的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)R & D投入的影響。

我國(guó)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化體現(xiàn)在兩個(gè)方面：總量規(guī)模持續(xù)提高和地方政府偏好生產(chǎn)性財(cái)政支出。首先，從總量來(lái)看，在1994年地方政府財(cái)政支出為4038.19億元，占全國(guó)的比重為69.71%，2015年該占比上升為85.13%，規(guī)模為129215.49億元；因?yàn)榈胤秸哂行畔?yōu)勢(shì)將承擔(dān)更多的支出責(zé)任。其次，從結(jié)構(gòu)來(lái)看，生產(chǎn)性支出占地方財(cái)政支出的比重從 1995年的 22%上升為 2014年的 31%①此處由于2007年財(cái)政支出分類(lèi)改革，生產(chǎn)性支出比重指標(biāo)略微不同。其中，1994年的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)為：基本建設(shè)支出、支援農(nóng)村生產(chǎn)和農(nóng)業(yè)事業(yè)費(fèi)(此指標(biāo)在《財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》中細(xì)分為農(nóng)、林、水利和氣象支出和農(nóng)業(yè)綜合開(kāi)發(fā))、城市維護(hù)建設(shè)支出(此指標(biāo)在《財(cái)政統(tǒng)計(jì)年鑒》中細(xì)分為城市維護(hù)建設(shè)費(fèi)指標(biāo)和環(huán)境保護(hù)和城市水資源建設(shè)支出指標(biāo))；根據(jù)財(cái)政支出用途，在2014年選擇的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)為農(nóng)林水支出、城鄉(xiāng)社區(qū)支出交通運(yùn)輸支出、節(jié)能環(huán)保支出。數(shù)據(jù)來(lái)源為《中國(guó)財(cái)政年鑒》。，即地方政府對(duì)生產(chǎn)性支出有一定偏好。我國(guó)財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的兩個(gè)典型變化對(duì)企業(yè)的R & D投入又有怎樣的影響？

財(cái)政支出結(jié)構(gòu)是協(xié)調(diào)政府和市場(chǎng)關(guān)系主要手段，不僅對(duì)于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會(huì)福利發(fā)揮重要作用，也深刻地影響地區(qū)企業(yè)發(fā)展和 R & D投入行為。財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)R & D行為的影響主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是財(cái)政支出的外部性，擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模和績(jī)效，引致企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)和增大企業(yè) R & D投入(傅勇和張晏，2007；解維敏和魏化倩，2016)；二是與財(cái)政支出變化息息相關(guān)的企業(yè)稅負(fù)的變化②尤其中國(guó)是以商品稅為主的國(guó)家。，企業(yè)的稅負(fù)直接影響企業(yè)利潤(rùn)和資本積累，企業(yè)利潤(rùn)率和資本積累是企業(yè) R & D 投入的基礎(chǔ)(余靖雯等，2013；王亮亮和王躍堂，2015)。本文意圖探討我國(guó)的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)地區(qū)企業(yè) R & D投入的影響，此類(lèi)主題在文獻(xiàn)中較少，可能的原因是文獻(xiàn)中多集中討論與企業(yè)R & D投入直接相關(guān)的政府R & D投入、政府的稅收優(yōu)惠和財(cái)政補(bǔ)貼等相關(guān)政策，而忽略了財(cái)政政策的核心——財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)微觀個(gè)體企業(yè)的重要作用。

本文在理論模型部分借鑒 Rivera-Batiz和 Romer(1991)的研究，以資本投入對(duì)企業(yè)的技術(shù)改進(jìn)的影響來(lái)考察企業(yè)R & D投入行為，并將Arrow和Kruz(1970)的生產(chǎn)性支出引入生產(chǎn)函數(shù)，從理論上分析企業(yè) R & D投入與地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的作用機(jī)理。分析表明，在企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)情況下，地方政府偏好生產(chǎn)性支出對(duì)企業(yè)研發(fā)投入行為的影響具有不確定性。在實(shí)證部分對(duì)理論模型的分析進(jìn)行驗(yàn)證和討論，結(jié)果顯示地方政府偏好生產(chǎn)性支出將抑制企業(yè)的R & D投入。因此，雖然地方政府的生產(chǎn)性支出具有產(chǎn)出的外部性，公共資源配量有利于企業(yè)效益提升和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但是地方政府的生產(chǎn)性支出偏向也使得企業(yè)一定程度上忽視企業(yè)自身的研發(fā)投入和創(chuàng)新行為。

本文的主要貢獻(xiàn)在于基于地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的財(cái)政政策的核心領(lǐng)域，分析其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新或者 R & D投入行為的影響，補(bǔ)充了研究財(cái)政支出政策與企業(yè)研發(fā)投入作用機(jī)制的相關(guān)文獻(xiàn)。其次，研究財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與企業(yè) R & D投入之間的關(guān)系，將為我們?cè)诶碚撋咸接懞暧^政策行為與微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)之間的相互作用機(jī)制提供一個(gè)新的思路。從 2012年開(kāi)始，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增速回落到 8%以下，進(jìn)入中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)，因而中央政府提出了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展①實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，強(qiáng)調(diào)科技創(chuàng)新是提高社會(huì)生產(chǎn)力和綜合國(guó)力的戰(zhàn)略支撐，必須擺在國(guó)家發(fā)展全局的核心位置。詳見(jiàn)2016年5月19日中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)的《國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略綱要》。等宏觀發(fā)展戰(zhàn)略，本文的分析結(jié)論對(duì)于中國(guó)財(cái)政政策改革、鼓勵(lì)企業(yè)創(chuàng)新行為、發(fā)揮企業(yè)在供給側(cè)改革方面的作用有著重要意義。

二、理論模型

本文借鑒Romer(1990)、Grossman和Helpman(1993)的研究將企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)改進(jìn)設(shè)置為受到企業(yè)投入資本和勞動(dòng)要素份額的影響，進(jìn)一步使用資本要素份額的變化來(lái)考察企業(yè)R & D投入行為。其次，借鑒 Barro(1990)、Turnovsky和Fisher(1995)的研究將地方政府的財(cái)政支出分為生產(chǎn)性支出和消費(fèi)性支出(非生產(chǎn)性支出)兩部分，二者分別進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)和效用函數(shù)的內(nèi)生增長(zhǎng)模型中，以考察企業(yè)創(chuàng)新投入受到地方政府的財(cái)政支出行為的作用機(jī)制。模型假設(shè)在地方政府管轄下，存在代表性消費(fèi)者，該消費(fèi)者擁有企業(yè)。

（一）基準(zhǔn)模型

1. 基本假定

(1) 消費(fèi)者偏好設(shè)置

消費(fèi)者的效用在私人消費(fèi)C和公共消費(fèi)GC中選擇，GC為地方政府提供的消費(fèi)性支出，則代表性消費(fèi)者的福利函數(shù)為：

考慮到模型的可求解性，本文直接設(shè)置福利函數(shù)為可分離的對(duì)數(shù)效用函數(shù)：

其中，ρ為時(shí)間貼現(xiàn)因子；σ∈ (0,1)表示消費(fèi)者的偏好關(guān)系。可知式(2)是一個(gè)定義在 (C,GC)∈ R+2上的二階可微且單調(diào)遞增的嚴(yán)格凹函數(shù)。

(2) 生產(chǎn)函數(shù)設(shè)置

借鑒 Arrow和 Kruz(1970)、Barro(1990)的研究本文將政府生產(chǎn)性支出GI加入生產(chǎn)函數(shù)；此外借鑒 Romer(1990)的研究，Uzawa-Lucas模型將要素資本的用途分為兩類(lèi)，其中用于產(chǎn)出的份額為1-θ，用于技術(shù)改進(jìn)或者創(chuàng)新投入的份額為θ；設(shè)置勞動(dòng)要素為不變量；且企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)為齊次型：

其中，Y為產(chǎn)出，F(xiàn)(·)為生產(chǎn)函數(shù)，K為資本，A為企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)，α為生產(chǎn)性公共支出GI的產(chǎn)出彈性，α∈ (0,1)，θ∈ (0,1)。

(3) 企業(yè)R & D投入行為

企業(yè) R & D投入行為取決于企業(yè)選擇投入技術(shù)改進(jìn)的資本份額θ，借鑒 Rivera-Batiz和Romer(1991)、Grossman和Helpman(1993)的研究，將企業(yè)技術(shù)的改變函數(shù)設(shè)定為：

其中，β≥0，表示企業(yè)技術(shù)改變的資本的彈性；η為現(xiàn)有企業(yè)技術(shù)對(duì)技術(shù)改進(jìn)的彈性，這種影響可能為正也可能為負(fù)，即現(xiàn)有技術(shù)對(duì)企業(yè)技術(shù)的改進(jìn)有正的或負(fù)的影響①Romer(1996)中認(rèn)為現(xiàn)有的技術(shù)如果對(duì)新技術(shù)的發(fā)現(xiàn)能夠提供思路或者工具，則η＞0；如果剛開(kāi)始的技術(shù)較為簡(jiǎn)單而新技術(shù)的發(fā)現(xiàn)越來(lái)越困難時(shí)，則η＜0。，令η≠1②令η≠1，方便后文分析。。

(4) 政府行為設(shè)置

假定地方政府財(cái)政收入中用于生產(chǎn)性支出的比例為φ，政府實(shí)行收入稅，稅率設(shè)置為τ。地方政府的預(yù)算約束方程為：GI+ GC=τY，其中生產(chǎn)性與消費(fèi)性支出依次為：

我們將式(5)代入式(3)，則生產(chǎn)函數(shù)轉(zhuǎn)化為：

則消費(fèi)者的相應(yīng)資本積累方程為：

δ表示資本的折舊率，0＜δ＜1。

2. 一般均衡分析

構(gòu)建Hamilton方程來(lái)求解消費(fèi)者效用最優(yōu)化問(wèn)題，即：

其中，控制變量為C和θ，狀態(tài)變量為K和A；λ、μ為Hamilton乘子，λ為資本的影子價(jià)格，表示資本存在的邊際值。一階條件為：

歐拉方程為：

橫截性條件：

根據(jù)式(9)可得：

將式(10)分別代入式(11)，聯(lián)立式(5)、式(14)、式(15)可得：

另外，可將式(4)、式(8)轉(zhuǎn)化為：

其中，γA、γC、γK依次為技術(shù)、消費(fèi)和資本的增長(zhǎng)率。聯(lián)立式(16)、式(17)、式(18)有：

根據(jù)式(19)可知，當(dāng)參數(shù){α,β,σ,θ,τ,η,φ,δ,ρ}給定時(shí)，可以考察的運(yùn)動(dòng)路徑。顯然，當(dāng)γK=0時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)可以簡(jiǎn)化為消費(fèi)和技術(shù)兩者的運(yùn)動(dòng)方程，根據(jù)式(7)可知，此時(shí)產(chǎn)出Y的增長(zhǎng)率為即技術(shù)增長(zhǎng)或創(chuàng)新投入導(dǎo)致產(chǎn)出增長(zhǎng)；而當(dāng)γK≠0時(shí)，則消費(fèi)、資本、技術(shù)的增長(zhǎng)率將隨資本的變化而變化，這對(duì)應(yīng)一般情形，而此時(shí)不存在穩(wěn)態(tài)均衡和穩(wěn)態(tài)路徑①在非穩(wěn)態(tài)均衡下，企業(yè)創(chuàng)新投入隨地方政府生產(chǎn)性支出變化的結(jié)論具有不確定性。。

根據(jù)式(19)可知，在參數(shù)給定時(shí)，消費(fèi)、資本、技術(shù)的增長(zhǎng)率隨資本K時(shí)刻發(fā)生變化，故不可對(duì)生產(chǎn)性支出份額φ與企業(yè)的創(chuàng)新投入資本份額θ進(jìn)行動(dòng)態(tài)均衡分析。為了更直觀地看出這種影響，本文接下來(lái)將使用數(shù)值模擬的辦法，分析某一時(shí)點(diǎn)在消費(fèi)者效用最大化前提下地方政府通過(guò)調(diào)整生產(chǎn)性支出份額使得企業(yè)選擇合理的創(chuàng)新投入份額。首先，根據(jù) Turnovsky(2000)的研究，取ρ= 0.04，σ=0.7，δ= 0.08①此處，Turnovsky(2000)同時(shí)考慮消費(fèi)、勞動(dòng)時(shí)間、消費(fèi)性支出進(jìn)入效用函數(shù)，效用函數(shù)采用 Cobb-Douglas形式，消費(fèi)性支出偏好參數(shù)為0.3。；Shioji(2001)認(rèn)為生產(chǎn)性支出產(chǎn)出彈性在0.1～0.5之間，本文選擇α=0.3；假定均衡時(shí)為單位資本，即K*=1，稅率τ=0.2。其次，消費(fèi)的增長(zhǎng)率取 1994—2014年省級(jí)消費(fèi)增長(zhǎng)率的均值，即γC=0.106，γK=0.136②數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中消費(fèi)采用的指標(biāo)為最終消費(fèi)支出，資本的指標(biāo)為資本形成額。，技術(shù)的增長(zhǎng)率取楊汝岱(2015)測(cè)算的制造業(yè)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率γA=0.0383。同時(shí)，選取此特定時(shí)刻t1企業(yè)資本為單位資本K(1)=1。本文分析在t1時(shí)刻企業(yè)創(chuàng)新投入隨生產(chǎn)性支出份額變化而變化的情況，如圖 1所示。圖1中A和B中取值依次為{β= 2,η=-0 .8}、{β= 2,η= 2.2}③此時(shí)選取β=2，因?yàn)?γA=0.0383值較小，方便對(duì)η變化范圍的考察。，當(dāng)固定β時(shí)，我們將發(fā)現(xiàn)隨著η增大，企業(yè)的創(chuàng)新投入資本份額θ將隨生產(chǎn)性支出份額φ增大由負(fù)向關(guān)系轉(zhuǎn)變?yōu)檎蜿P(guān)系。也就是說(shuō)當(dāng)企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)對(duì)技術(shù)改進(jìn)的彈性足夠大時(shí)，地方政府增加生產(chǎn)性支出將促使企業(yè)增加創(chuàng)新投入。

圖1 生產(chǎn)性支出份額對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入的動(dòng)態(tài)分析

命題1：當(dāng)企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)對(duì)技術(shù)改進(jìn)的彈性較小時(shí)，企業(yè)將隨地方政府提高生產(chǎn)性支出占比的增加而降低R & D投入；反之則反是。

將式(4)中企業(yè)研發(fā)投入的行為定義為“技術(shù)改變效應(yīng)”。當(dāng)企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)的技術(shù)改進(jìn)彈性較小時(shí)，地方政府增加生產(chǎn)性支出，產(chǎn)出擴(kuò)大，企業(yè)將減少 R & D投入，保證產(chǎn)出和地方政府消費(fèi)性支出提高使得社會(huì)效用最大化；只有當(dāng)企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)的技術(shù)改進(jìn)彈性較大時(shí)，企業(yè)增加 R & D投入所損失的資本的機(jī)會(huì)成本低于技術(shù)改變帶來(lái)的產(chǎn)出收益時(shí)，企業(yè)將提高研發(fā)投入使得福利最大化。

（二）模型拓展

Rivera-Batiz和Romer(1991)考慮了人力資本對(duì)企業(yè)技術(shù)的影響，胡志國(guó)等(2013)及 樑嚴(yán)成 和龔六堂(2010)認(rèn)為地方政府的支出行為會(huì)影響企業(yè)技術(shù)。在基準(zhǔn)模型刻畫(huà)的地方政府的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)研發(fā)投資行為的影響基礎(chǔ)上，我們?cè)俅芜M(jìn)行拓展。本文將式(4)的企業(yè)技術(shù)函數(shù)設(shè)定為：

其中，ξ為生產(chǎn)性支出對(duì)技術(shù)改進(jìn)的彈性。通過(guò)對(duì)上式的調(diào)整，采用基準(zhǔn)模型相同的運(yùn)算過(guò)程，可以分析地方政府的支出行為與該地區(qū)企業(yè)的研發(fā)投入的作用機(jī)制，此時(shí)結(jié)論具有相似性，本質(zhì)的變化將是，地方政府的財(cái)政支出不僅僅具有產(chǎn)出效應(yīng)，同樣具有技術(shù)改變效應(yīng)。本文不再詳細(xì)分析。

三、計(jì)量模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）計(jì)量模型和變量選擇

為了實(shí)證檢驗(yàn)上述理論假說(shuō)，本文以縣級(jí)地區(qū)的生產(chǎn)性支出占比為解釋變量，以規(guī)模以上的工業(yè)企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度為被解釋變量，并建立了一系列的計(jì)量模型來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析，以求得到全面且穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)?；鶞?zhǔn)計(jì)量方程如下：

其中，rdrateipt表示在縣(市)級(jí)地區(qū)p的工業(yè)企業(yè)i在t年的研發(fā)支出強(qiáng)度，prodratept表示t年企業(yè)所在的縣(市)級(jí)地區(qū)p的財(cái)政生產(chǎn)性支出占比指標(biāo)，Xipt和Ypt分別表示企業(yè)層面和縣級(jí)地區(qū)層面的控制向量；ui表示企業(yè)固定效應(yīng)，vt表示年份固定效應(yīng)，yeartrend表示時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，εipt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

就研發(fā)支出強(qiáng)度而言，本文借鑒成力為和戴小勇(2012)的做法，主要使用三個(gè)指標(biāo)來(lái)考察：一是研發(fā)費(fèi)用與銷(xiāo)售額之比(ressale)；二是研發(fā)費(fèi)用與總產(chǎn)值之比(resov)；三是研發(fā)費(fèi)用與增加值之比(resva)。三者均反映了工業(yè)企業(yè)對(duì)研究開(kāi)發(fā)的投入費(fèi)用的力度，其中在基準(zhǔn)模型中采用指標(biāo)為研發(fā)費(fèi)用與總產(chǎn)值之比(resov)。

核心解釋變量為縣級(jí)層面的生產(chǎn)性支出結(jié)構(gòu)指標(biāo)，參考已有文獻(xiàn)的做法，本文采用兩種統(tǒng)計(jì)口徑來(lái)衡量①本文生產(chǎn)性支出占比基準(zhǔn)口徑定義與傅勇和張晏(2007)、李平等(2011)相 同，大口徑的定義與嚴(yán)成樑 和龔六堂(2009)、呂冰洋和毛捷(2014)相同。。一是僅使用基本建設(shè)支出的基準(zhǔn)口徑：生產(chǎn)性支出占財(cái)政支二是考慮教育和科學(xué)支出的大口徑來(lái)衡量：生產(chǎn)性支出占財(cái)政支

其中，財(cái)政支出均指一般預(yù)算財(cái)政支出。首先，基準(zhǔn)口徑主要考察地區(qū)的基本建設(shè)支出對(duì)企業(yè)研發(fā)投資的影響，即基本建設(shè)支出將抑制企業(yè)對(duì)研發(fā)投資的費(fèi)用或者促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入；大口徑則使用地方政府的基本建設(shè)支出、教育和科學(xué)的支出指標(biāo)，綜合地考察更廣泛概念的生產(chǎn)性支出(教育和科學(xué)的支出將帶動(dòng)地區(qū)人力資本水平的提升和技術(shù)普及等，進(jìn)而增加對(duì)微觀企業(yè)個(gè)體的外部性)對(duì)該地區(qū)企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度的作用。

基于理論模型的分析，我們根據(jù)企業(yè)技術(shù)的增長(zhǎng)率遠(yuǎn)低于資本和消費(fèi)的增長(zhǎng)率，推測(cè)政府生產(chǎn)性支出份額的提高使得企業(yè)減少 R & D研發(fā)投入，故推測(cè)a1＜0，即地方政府生產(chǎn)性支出比重的提高將抑制企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度，而下文的實(shí)證結(jié)果也證實(shí)了上述分析和結(jié)論。

根據(jù)已有文獻(xiàn)的做法(Wallsten，2000；González 等，2008；付文林和趙永輝，2014；呂冰洋等，2016)，本文的控制變量主要包括兩類(lèi)：一是企業(yè)層面的控制變量(Xipt)，主要包括企業(yè)銷(xiāo)售額與總產(chǎn)值之比(rsale)、企業(yè)員工人數(shù)的對(duì)數(shù)(lnL)、企業(yè)年齡的對(duì)數(shù)(lnage)、出口額占總產(chǎn)值的比重(export)、企業(yè)利潤(rùn)率(ROA)、債務(wù)水平(leverage)。二是縣級(jí)地區(qū)層面的控制向量(Ypt)，本文選取的地區(qū)控制向量包括：(1)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，本文使用人均實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)來(lái)表示；(2)人口密度，即總?cè)丝谂c行政面積的比值取自然對(duì)數(shù)；(3)工業(yè)化水平，用第二產(chǎn)業(yè)增加值占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來(lái)表示；(4)城鎮(zhèn)化水平，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎亍４送?，本文還考慮了企業(yè)固定效應(yīng)(ui)和年份固定效應(yīng)(vt)，以控制不可觀測(cè)因素(包括地區(qū)的文化傳統(tǒng)和社會(huì)習(xí)俗、經(jīng)濟(jì)和政策的周期性變動(dòng)等)對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響；為了提高分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還考慮了時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的影響。

本文同時(shí)使用 OLS方法和面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)(FE)模型估計(jì)方法，對(duì)式(21)進(jìn)行回歸分析。其中，F(xiàn)E估計(jì)方法能有效控制不可觀測(cè)因素的影響，實(shí)證結(jié)果以此方法為主。在此基礎(chǔ)上，考慮到變量之間的內(nèi)生性，本文在穩(wěn)健性分析中使用工具變量(IV)方法進(jìn)行分析。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文使用企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，時(shí)間范圍為2004—2007年，主要是因?yàn)橹袊?guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)研究開(kāi)發(fā)費(fèi)用的記錄年份為 2005—2007年①中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中，關(guān)于企業(yè)研究開(kāi)發(fā)費(fèi)用的記錄年份為 2001年、2005—2007年，其余年份均為0，考慮到數(shù)據(jù)的完整性本文使用2005—2007年數(shù)據(jù)。，對(duì)應(yīng)的縣級(jí)財(cái)政數(shù)據(jù)為 2004—2007年。縣級(jí)地區(qū)財(cái)政支出和控制變量數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》《中國(guó)縣(市)社會(huì)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中華人民共和國(guó)全國(guó)分縣市人口統(tǒng)計(jì)資料》。

首先，本文使用了國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的年度工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)處理方法參照楊汝岱(2015)、呂冰洋等(2016)的做法；不同地方在于，本文刪去了關(guān)鍵變量大于其 99.5%分位數(shù)和小于其 0.05%分位數(shù)的觀測(cè)值以消除奇異值的影響；同時(shí)，為了使各年份的數(shù)值可比，我們還利用工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)將所有變量統(tǒng)一換算為以 1998年價(jià)格衡量的數(shù)值。其中，企業(yè)控制變量數(shù)據(jù)主要來(lái)源于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。

其次，為了充分利用有效數(shù)據(jù)，特別是研發(fā)費(fèi)用為0值或負(fù)值的數(shù)據(jù)，本文對(duì)企業(yè)研發(fā)費(fèi)用的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：對(duì) 2005—2007年企業(yè)三年間的研發(fā)費(fèi)用進(jìn)行加總，如果費(fèi)用之和大于0，則認(rèn)為工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)對(duì)該企業(yè)這三年的研發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)均進(jìn)行了準(zhǔn)確記錄，因此保留該企業(yè)研發(fā)費(fèi)用可能出現(xiàn)的0值或者負(fù)值；同時(shí)，剔除所有這三年研發(fā)費(fèi)用之和小于或等于 0的數(shù)據(jù)，即認(rèn)為此時(shí)企業(yè)研究開(kāi)發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)記錄錯(cuò)誤或者企業(yè)本身沒(méi)有研發(fā)費(fèi)用投資。因?yàn)?，第一，在該?shù)據(jù)庫(kù)中，企業(yè)對(duì)研究開(kāi)發(fā)費(fèi)用在年度之間變化較大，其中存在較多的企業(yè)某一年直接加入或者退出，或者存在負(fù)值的研發(fā)費(fèi)用；第二，在工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中，對(duì)企業(yè)研發(fā)費(fèi)用的記錄僅占企業(yè)總數(shù)的10%(成力為和戴小勇，2012)，如果本文僅采用企業(yè)研發(fā)費(fèi)用大于 0的數(shù)據(jù)則樣本量為 35786；第三，考慮到企業(yè)報(bào)告的開(kāi)發(fā)費(fèi)用在兩年之間存在可替代性，即可能存在本年研發(fā)費(fèi)用遠(yuǎn)大于計(jì)劃值而下一年的研發(fā)費(fèi)用為 0值或負(fù)值的情況，故本文對(duì)企業(yè)的研究開(kāi)發(fā)費(fèi)用做如上處理。

最后，本文在數(shù)據(jù)選擇時(shí)，剔除了西藏和四個(gè)直轄市地區(qū)的企業(yè)。在考察企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度時(shí)，研發(fā)費(fèi)用與企業(yè)增加值之比(resva)存在個(gè)別異常值，為此，本文選擇 resva的取值范圍為絕對(duì)值小于5。變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1

四、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)結(jié)果：研發(fā)費(fèi)用與總產(chǎn)值之比(resov)

本文首先使用企業(yè)的研發(fā)費(fèi)用與總產(chǎn)值之比所代表的研發(fā)強(qiáng)度作為被解釋變量進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析，結(jié)果如表2所示。

表2 生產(chǎn)性支出占比對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響(基準(zhǔn)口徑)

續(xù)表2

表2是使用OLS回歸和面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)(FE)回歸方法對(duì)式(21)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。此時(shí)，被解釋變量是研發(fā)費(fèi)用與總產(chǎn)值之比(resov)，表示企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度；核心解釋變量是基本建設(shè)支出占財(cái)政支出比重，即生產(chǎn)性支出占比的基準(zhǔn)口徑(prodrate)。模型1和模型2～6分別采用的是OLS和雙向FE估計(jì)方法，而且列(2)、(3)、(4)依次加入企業(yè)和縣級(jí)地區(qū)的控制變量，列(5)、(6)在列雙向固定效應(yīng)模型列(4)的基礎(chǔ)上，依次加入省級(jí)和行業(yè)的時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

首先，考察核心解釋變量，地方政府生產(chǎn)性支出占比提高1個(gè)單位時(shí)，該地區(qū)的企業(yè)將減少企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度為 1.82%。列(1)中 OLS的回歸結(jié)果與列(2)～列(5)截然不同，原因是相比于 FE模型，OLS模型不能剔除企業(yè)個(gè)體的固定效應(yīng)，且 OLS回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度小于0.01，故我們以FE模型為核心進(jìn)行分析。依次控制企業(yè)和縣級(jí)控制變量時(shí)，F(xiàn)E方法回歸系數(shù)的變化范圍為-2.35到-1.78。而列(5)、(6)則在列(4)雙向FE模型基礎(chǔ)上，考慮企業(yè)所處省份，或者所處行業(yè)之間面臨不同的政策等造成的時(shí)間趨勢(shì)，二者的回歸結(jié)果均在 1%水平上顯著，且接近列(4)的結(jié)果-1.82，相當(dāng)于 0.70個(gè)樣本標(biāo)準(zhǔn)差?；貧w結(jié)果與理論分析吻合，即在 2005—2007年，雖然各個(gè)省份間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)迅速、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，而地方政府的生產(chǎn)性支出則對(duì)地區(qū)企業(yè)的研發(fā)投資具有明顯的抑制效應(yīng)。

其次，考察縣級(jí)控制變量的影響作用，縣級(jí)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平顯著地提高了該地區(qū)企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度?？h級(jí)地區(qū)較高的人均 GDP的對(duì)數(shù)(lngdppc)、工業(yè)化水平(industry)均能顯著提高企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度，即當(dāng)縣級(jí)地區(qū)具有較高的生活和經(jīng)濟(jì)水平時(shí)，該地區(qū)企業(yè)將增加研發(fā)投入強(qiáng)度從而帶來(lái)更大利潤(rùn)。

最后，就企業(yè)層面的控制變量而言，企業(yè)的利潤(rùn)率(ROA)和負(fù)債率(leverage)的將顯著地負(fù)向影響企業(yè)自身的研發(fā)投入強(qiáng)度，而企業(yè)員工的人數(shù)(lnL)和企業(yè)的出口占比(export)將正向作用于研發(fā)投入強(qiáng)度?；貧w結(jié)果表明當(dāng)企業(yè)自身具有較高的利潤(rùn)率和負(fù)債率時(shí)，此時(shí)企業(yè)在市場(chǎng)上具有一定的競(jìng)爭(zhēng)力，企業(yè)研發(fā)投入力度將不是首要考慮因素，故將導(dǎo)致企業(yè)降低研發(fā)投入。企業(yè)具有較多的員工人數(shù)或者較高的出口比重時(shí)，企業(yè)將具有一定的規(guī)模，其發(fā)展相對(duì)穩(wěn)定，因而有較高的研發(fā)投入強(qiáng)度。

（二）考慮企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的其他指標(biāo)

表3為使用其他核心被解釋變量時(shí)采用雙向 FE模型的回歸結(jié)果。本文借鑒成力為和戴小勇(2012)的做法，依次使用研發(fā)費(fèi)用與銷(xiāo)售額之比(ressale)和研發(fā)費(fèi)用與增加值之比(resva)作為被解釋變量，回歸結(jié)果依次為列(1)～(3)和列(4)～(6)。其中列(2)、(4)和(3)、(6)依次加入企業(yè)的省級(jí)和行業(yè)時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。此外，模型中均控制了縣級(jí)和企業(yè)的控制變量并省略回歸結(jié)果。

表3 生產(chǎn)性支出占比對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響(其他替代性被解釋變量)

回歸結(jié)果顯示：當(dāng)縣級(jí)政府提高生產(chǎn)性支出占比 1個(gè)單位時(shí)，研發(fā)費(fèi)用與銷(xiāo)售額之比(ressale)將減少 1.84%，而研發(fā)費(fèi)用與增加值之比(resva)將減少 4.29%。當(dāng)考慮企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的其他指標(biāo)時(shí)，企業(yè)的研發(fā)投入也將顯著地受地方政府的生產(chǎn)性占比的影響，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同；即使考慮到企業(yè)所處的省級(jí)或者行業(yè)的趨勢(shì)項(xiàng)，結(jié)果依然顯著且相同。

（三）考慮企業(yè)的性質(zhì)

表4采用基準(zhǔn)模型的被解釋變量，考慮企業(yè)性質(zhì)，采用雙向FE模型的回歸結(jié)果，列(1)～(3)的分組依次為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)①此處企業(yè)劃分根據(jù)企業(yè)的注冊(cè)類(lèi)型進(jìn)行分組。。模型中同樣均控制了縣級(jí)和企業(yè)的控制變量并省略回歸結(jié)果。

回歸結(jié)果說(shuō)明，縣級(jí)政府具有較高的生產(chǎn)性支出，則該地區(qū)國(guó)有和民營(yíng)企業(yè)將減少企業(yè)的研究開(kāi)發(fā)費(fèi)用與總產(chǎn)值之比(resov)，而外資企業(yè)企業(yè)則不受影響。列(1)的國(guó)有企業(yè)分組中回歸系數(shù)雖不顯著，但統(tǒng)計(jì)結(jié)果與列(2)的民營(yíng)企業(yè)結(jié)果方向一致；而列(3)的外資企業(yè)回歸結(jié)果不顯著且方向相反，故外資企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度受地方政府行為影響較小。這是因?yàn)橐环矫嫱赓Y企業(yè)通常受到地方的優(yōu)惠政策，如稅收優(yōu)惠等(趙中杰，2006)，另一方面外資企業(yè)通常具有較大的產(chǎn)值和規(guī)模，外資企業(yè)的運(yùn)營(yíng)受到地方政府的干預(yù)較少(蔡曉慧和茹玉驄，2016)，故相比于私營(yíng)和國(guó)有企業(yè)，受到地方政府支出行為的影響較小。

表4 生產(chǎn)性支出占比對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響(根據(jù)企業(yè)性質(zhì)分組)

（四）考慮內(nèi)生性：IV模型

為了提高分析結(jié)果的穩(wěn)健性，考慮到回歸變量間的內(nèi)生性，本文直接使用上一期的生產(chǎn)性支出占比作為工具變量，進(jìn)行IV回歸，結(jié)果如表5所示。

表5 生產(chǎn)性支出占比對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響(IV模型)

表5中列(1)～(3)，依次考察被解釋變量為研發(fā)費(fèi)用與銷(xiāo)售額之比(ressale)、研發(fā)費(fèi)用與總產(chǎn)值之比(resov)和研發(fā)費(fèi)用與增加值之比(resva)?？紤] IV回歸檢驗(yàn)結(jié)果，因?yàn)閮H有 1個(gè)工具變量，則不需要進(jìn)行過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)；進(jìn)一步，對(duì) IV回歸估計(jì)進(jìn)行Durbin-Wu-Hausman(DWH)和 Hausman內(nèi)生性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。內(nèi)生性檢驗(yàn)的結(jié)果顯示均顯著拒絕“所有解釋變量均為外生”的原假設(shè)，即認(rèn)為存在內(nèi)生變量，此為進(jìn)行IV估計(jì)的前提。

回歸結(jié)果顯示，同基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同，縣級(jí)政府提高生產(chǎn)性支出占比將減少地區(qū)企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度。當(dāng)考慮縣級(jí)政府的支出行為與企業(yè)投資行為的內(nèi)生性時(shí)，IV回歸顯示，二者之間的影響關(guān)系依然與基準(zhǔn)回歸相同。

（五）更換解釋變量：生產(chǎn)性支出占比（大口徑）

在基準(zhǔn)模型和穩(wěn)健性分析中，解釋變量?jī)H考察了基本建設(shè)支出占財(cái)政支出對(duì)地區(qū)企業(yè)行為的影響，而在一系列文獻(xiàn)中(樑嚴(yán)成 和龔六堂，2009；呂冰洋和毛捷，2014)，生產(chǎn)性支出指標(biāo)同時(shí)考察了教育和科學(xué)支出，因?yàn)榻逃涂茖W(xué)支出能隱形地提高該地區(qū)居民的人力資本，一定程度上也反映了生產(chǎn)水平的提高，故如表6所示，本文采用大口徑統(tǒng)計(jì)的生產(chǎn)性支出占比指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

表6 生產(chǎn)性支出占比對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響(大口徑)

結(jié)果表明，與基準(zhǔn)模型相同，縣級(jí)政府生產(chǎn)性支出將負(fù)向地影響企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度。聯(lián)合表2、表3顯示，此時(shí)研發(fā)投入強(qiáng)度的回歸結(jié)果均小于基準(zhǔn)口徑的回歸系數(shù)，即當(dāng)考慮生產(chǎn)性支出包括教育和科學(xué)支出時(shí)，縣級(jí)政府的生產(chǎn)性支出對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用較小，或者說(shuō)相比于基礎(chǔ)建設(shè)支出，教育和科學(xué)支出對(duì)企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的直接作用較小。

（六）樣本分組

表7和表8是對(duì)面板數(shù)據(jù)依次按東部和中西部地區(qū)進(jìn)行分組，以及根據(jù)縣級(jí)地區(qū)的性質(zhì)進(jìn)行分組，其中表8的分組依次為是否為貧困縣(列(1)、(2))、是否為民族縣(列(3)、(4))、是否為省直管縣(列(5)、(6))。

回歸結(jié)果顯示，在中西部地區(qū)，增加生產(chǎn)性支出比重，該地區(qū)企業(yè)將降低企業(yè)研發(fā)投入，東部地區(qū)則不具有顯著性；在特殊縣級(jí)地區(qū)，如貧困縣、民族縣、省直管縣的回歸結(jié)果不如相對(duì)的縣級(jí)地區(qū)，但回歸系數(shù)的符號(hào)是負(fù)向的。表7顯示，中西部地區(qū)，企業(yè)的研發(fā)投入更容易受到地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響，一定程度上表明東部地區(qū)企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)，企業(yè)規(guī)模較大，對(duì)地方政府的生產(chǎn)性支出依賴(lài)小。表8顯示，雖然在特殊縣級(jí)地區(qū)樣本數(shù)據(jù)較少，但回歸系數(shù)為負(fù)，也表明企業(yè)研發(fā)投入與地方政府生產(chǎn)性支出占比的負(fù)向關(guān)系。

表7 生產(chǎn)性支出占比對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響(分東部與中西部地區(qū))

表8 生產(chǎn)性支出占比對(duì)企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響(縣級(jí)分樣本分析)

綜上所述，在考慮了企業(yè)不同的研發(fā)強(qiáng)度衡量指標(biāo)、企業(yè)的性質(zhì)、解釋變量的統(tǒng)計(jì)口徑和變量之間的內(nèi)生性等因素后，實(shí)證結(jié)果同基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果保持一致，即縣級(jí)政府生產(chǎn)性支出比重提高，將顯著地抑制該地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度。

五、主要結(jié)論及政策建議

本文通過(guò)建立內(nèi)生化企業(yè)研發(fā)投資的增長(zhǎng)模型，分析地方政府生產(chǎn)性支出與企業(yè)R & D投入行為的作用機(jī)制，得到企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)對(duì)技術(shù)改進(jìn)的彈性較小時(shí)生產(chǎn)性支出的提高將抑制企業(yè)研發(fā)投入以及減少企業(yè)的研發(fā)和創(chuàng)新行為的結(jié)論；并使用縣級(jí)財(cái)政數(shù)據(jù)和微觀企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)理論結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證。實(shí)證結(jié)果論證了上述結(jié)論，并在更換衡量解釋變量與被解釋變量的指標(biāo)、考慮變量之間內(nèi)生性后，回歸結(jié)果依然穩(wěn)??；在考察企業(yè)性質(zhì)時(shí)，外資企業(yè)的 R & D 投入受到地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的影響較弱，民營(yíng)企業(yè)受此影響最強(qiáng)。

財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的變化將影響企業(yè)的 R & D投入或者企業(yè)創(chuàng)新行為，而創(chuàng)新和技術(shù)改進(jìn)是企業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉，由此我們得出一些政策啟示：當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入于“新常態(tài)”，政府提出了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展等宏觀發(fā)展戰(zhàn)略，而企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新正是供給側(cè)改革和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的重要著力點(diǎn)。地方政府應(yīng)降低生產(chǎn)性支出份額，增加教育和科技支出，要加大力度著力促進(jìn)和促進(jìn)人力資本積累，提高勞動(dòng)生產(chǎn)率和增強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，發(fā)揮政府配置資源方式的引導(dǎo)作用，減少政府對(duì)資源的直接配置，創(chuàng)新配置方式，強(qiáng)調(diào)市場(chǎng)在資源配置中的主體作用，提高資源配置的效率和效益①參見(jiàn)中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)的《關(guān)于創(chuàng)新政府配置資源方式的指導(dǎo)意見(jiàn)》(2017年第3號(hào))。。因此，本文關(guān)于地方政府的行為和企業(yè)創(chuàng)新行為關(guān)系的分析，對(duì)于我國(guó)的財(cái)政政策改革和企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新激勵(lì)的政策設(shè)計(jì)有著重要意義。