政府補助、債務融資與創(chuàng)新投資

趙曉星

摘要：利用我國創(chuàng)業(yè)板上市公司2010～2016年樣本數據，分析了政府補助對創(chuàng)新投資的影響以及債務融資在其中的調節(jié)作用。研究發(fā)現：政府補助與創(chuàng)新投資顯著正相關，提高政府補助有利于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新投資，但其作用會受到債務融資的抑制;債務來源與期限均會影響政府補助對創(chuàng)新投資的激勵效果;銀行借款比商業(yè)信用、長期負債比短期負債的抑制作用更強。強化創(chuàng)新投資激勵，既要提高政府補助水平，又要優(yōu)化企業(yè)債務融資結構。

關鍵詞：政府補助;債務融資;創(chuàng)新投資

中圖分類號：F273;F821.45;F275?文獻標志碼：A?文章編號：1008-4657（2019）05-0048-09

0?引言

當前，我國正在大力實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，通過政府補助引導和支持企業(yè)創(chuàng)新是該戰(zhàn)略的重要組成部分。政府補助不僅能夠直接增加企業(yè)創(chuàng)新投資資金、分散創(chuàng)新投資的外部性風險[1]，還具有信號傳遞的功能[2]，吸引外部投資者投資，政府補助具有擠入效應，可以促進企業(yè)創(chuàng)新投資。當然，也存在這種可能：創(chuàng)新投資風險較大，即使企業(yè)獲得了政府補助也不愿把資金投入到創(chuàng)新中去[3]，政府補助會擠出企業(yè)自身對創(chuàng)新的投入。

鑒于企業(yè)面臨環(huán)境的復雜性，融資約束程度[4]、風險厭惡程度[5]和市場需求規(guī)模[6]等因素都會影響到政府補助的效果，使得政府補助對創(chuàng)新投資的擠入效應和擠出效應變得更加復雜。其中，債務融資的影響尤為突出，高負債不利于企業(yè)創(chuàng)新投資，高負債意味著高風險，企業(yè)不僅面臨償債的流動性壓力，也會存在資金投向的契約束縛，企業(yè)難以進行創(chuàng)新投資活動。然而，債務融資如何影響政府補助效果，以及高負債企業(yè)是否把政府補助資金用于他處還有待進一步研究。

本文結合外部性、信號傳遞等理論，從債務融資來源和融資期限兩個角度研究債務融資對政府補助效果的影響，以創(chuàng)業(yè)板上市公司2010～2016年的樣本數據進行實證檢驗。

1?理論分析與研究假設

1.1?政府補助與創(chuàng)新投資

從整個社會角度來看，創(chuàng)新投資通常具有正外部性，有利于提高整個社會的福利;從創(chuàng)新投資企業(yè)來看，創(chuàng)新項目往往具有負外部性，創(chuàng)新成果易遭競爭對手模仿，企業(yè)不能得到創(chuàng)新投資的全部回報。而且，創(chuàng)新投資具有投入大、周期長、風險高的特征，企業(yè)自發(fā)的創(chuàng)新投資積極性較低不難理解[7]。

政府補助對企業(yè)創(chuàng)新投資的意義重大。從現有的研究來看，政府補助對創(chuàng)新投資主要存在兩種截然相反的效應，即擠入效應和擠出效應。擠入效應是指政府補助能夠降低企業(yè)面臨的風險，激勵企業(yè)進行創(chuàng)新投資[8]，而信號傳遞功能還可以幫助獲得政府補助的企業(yè)更好吸引銀行、投資者的資金，緩解企業(yè)的融資約束。持擠出效應則表明：但政府補助并非越多越好，如果政府補助過多，企業(yè)就會對政府產生依賴，進而減少企業(yè)自身的研發(fā)投入[9]。甚至企業(yè)也可能把獲得的補助用于其他方面，使政府補助難以發(fā)揮功效。

由于我國當前政府補助水平整體偏低，提高補助能夠激勵企業(yè)的創(chuàng)新投資顯然毋庸置疑[10]，政府在篩選補助對象時的限制條件可以為使用最少資金達到最大收益的理想狀態(tài)提供保障[11]。為此，提出如下假設：

假設1：政府補助對創(chuàng)新投資具有促進作用。

1.2?債務融資、政府補助與創(chuàng)新投資

政府補助效果不僅受到外界因素的影響，也會受到企業(yè)債務水平的影響，債務水平高不利于企業(yè)開展創(chuàng)新活動[12]。企業(yè)創(chuàng)新投資首選企業(yè)權益性資金而不是債務性資金[13]。當企業(yè)沒有充裕的資金來支持創(chuàng)新投資時，外部資金支持就不可或缺。企業(yè)在選擇債務融資時，只有在認為負債收益大于負債成本時才會對創(chuàng)新項目進行投資。因此，對兩個得到相同政府補助的企業(yè)來說，債務水平低的企業(yè)更有動力去進行創(chuàng)新投資。鑒于通常情況下債權人利息收入的固定性，企業(yè)負債水平越高，債權人要求的資金使用成本越高，也可能同時采取一些其他措施來限制企業(yè)的創(chuàng)新投資[14]。由此可見，政府對高負債企業(yè)創(chuàng)新投資的補助效果要差于對低負債企業(yè)的補助效果。為此，提出如下假設：

假設2：負債水平會抑制政府補助對創(chuàng)新投資的激勵作用。

從負債來源上看，主要有銀行借款、商業(yè)信用和企業(yè)債券等，但目前主要是前兩種[9]。因此，在研究負債來源對政府補助效果的影響時，僅考慮銀行借款和商業(yè)信用二者的差異。從銀行借款的角度來看，銀行在債務關系中往往處于優(yōu)勢地位，其會與債務人形成嚴格的契約關系。若債務人不履行契約，則會影響到債務人的信用，未來將難以與銀行繼續(xù)合作[14]。并且，銀行傾向于把資金投向風險較小的企業(yè)中。對風險較大的創(chuàng)新投資，銀行往往會限制貸出資金的用途、提高資金的使用費，嚴格監(jiān)督資金使用[15]。從商業(yè)信用的角度來看，它是一種實物融資，單筆金額較小，主要是上游企業(yè)為了促進產品銷售而提供的融資，對企業(yè)創(chuàng)新投資活動的約束力較小[16]。相比之下，銀行借款與商業(yè)信用相比負債成本更高，企業(yè)在權衡創(chuàng)新投資的負債成本與收益時，銀行借款對政府補助效果的抑制作用更強。為此，提出如下假設：

假設3：與商業(yè)信用相比，銀行借款對政府補助效果的抑制作用更強。

負債分為長期負債和短期負債，不同期限結構的債務自然對創(chuàng)新投資的制約作用存在差異[17]。長期負債一般存在數額大、時間長、風險高的特點，債權人通常會對債務人進行嚴格監(jiān)督，限制企業(yè)的研發(fā)活動。不僅如此，債權人用來彌補風險損失而要求債務人增加的借款回報率，既造成企業(yè)面臨較大的還款壓力，也會使企業(yè)研發(fā)積極性不高。對于短期負債來說，期限短、流動快，需要經常重新簽訂契約，在一定程度上降低了企業(yè)的資產替代行為。而且，在短期負債中債權人對債務人的約束作用較小，債務人可能會獨享研發(fā)創(chuàng)新成果[18]。雖說債務融資在整體上都不利于企業(yè)的創(chuàng)新投資，都會對企業(yè)的創(chuàng)新投資產生一定約束，但長期負債明顯對企業(yè)的約束作用更強。當政府對長期負債較高的企業(yè)進行補助時，其補助效果要差于短期負債較高的企業(yè)。為此，提出如下假設：

假設4：與短期負債相比，長期負債對政府補助效果的抑制作用更強。

2?研究設計

2.1?樣本選擇

本文選取2010～2016年創(chuàng)業(yè)板上市公司的樣本為研究對象，為提高樣本的有效性，對以下情況的數據加以剔除：①財務狀況差、含有異常值的樣本;②金融保險業(yè)的樣本;③通過相關網站下載、手工收集之后，主要變量仍然缺失的樣本。同時，為了消除異常值的影響，還對變量進行了2%的縮尾處理。最終，獲得了1 465個有效樣本值。文中主要使用Excel和Stata14.0對數據進行處理分析，數據則主要來源于巨潮資訊網、國泰安數據庫和同花順數據庫。

2.2?主要變量

①被解釋變量。作為被解釋變量的創(chuàng)新投資（RDIi，t），可分為絕對指標和相對指標。由于企業(yè)不同的發(fā)展規(guī)模與狀況，使用絕對指標來衡量可比性不強，故本文選用相對指標，用研發(fā)費用/主營業(yè)務收入來衡量。

②解釋變量。作為解釋變量的政府補助（Govi，t-1）同樣選用相對指標，用政府補助/主營業(yè)務收入來表示，以消除規(guī)?；挠绊?。同時，為了消除可能存在的內生性問題，把政府補助滯后一期進行研究[19]。

③調節(jié)變量。調節(jié)變量有負債水平（Levi，t-1）、銀行借款（Lpai，t-1）、商業(yè)信用（Bpai，t-1）、長期負債（Ldbi，t-1）和短期負債（Sdbi，t-1）。為了使研究結論更具說服力，同樣也對調節(jié)變量滯后一期。負債水平用企業(yè)負債總額/資產總額表示;銀行借款和商業(yè)信用分別用（長期借款+短期借款）/資產總額、（應付票據+應付賬款+預收賬款）/資產總額表示;長期負債和短期負債分別用長期負債/負債總額、短期負債/負債總額表示。

④控制變量。控制變量包括企業(yè)規(guī)模（SIZEi，t）、企業(yè)成長性（Growi，t）、投資機會（TobinQi，t）、內部現金流量（CFi，t）、股權集中度（Topi，t）和盈利能力（Profiti，t）。其中，企業(yè)規(guī)模用企業(yè)資產總額的自然對數來衡量，企業(yè)規(guī)模越大，越有利于創(chuàng)新投資[20]。企業(yè)成長性用本期凈利潤/上期凈利潤-1來計算。一般情況下，高成長性的企業(yè)會投入更多的資金去進行研發(fā)活動。投資機會用TobinQ來表示[21]，內部現金流量用經營活動產生的現金流量/資產總額來表示[22]，股權集中度用第一大股東持股比例來衡量，盈利能力用凈利潤/資產總額來衡量。同時，本文還控制年份和行業(yè)變量，具體見表1。

2.3?模型構建

為了驗證假設1，構建了如下模型：

為了驗證假設2、3、4，在模型中加入解釋變量與調節(jié)變量的交乘項，構建的模型如下：

上述模型中β0為截距項，β1-β9為各個變量的相關系數，Ui，t為隨機誤差項，各個變量的下標i和t分別表示不同的企業(yè)和不同的年份。

3?實證結果與分析

3.1?描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結果見表2。創(chuàng)新投資的平均值為0.069 8，標準差為0.056 9，最小值為0.008 9，最大值為0.269。可以看出，創(chuàng)業(yè)板上市公司中創(chuàng)新投資的相對水平之間相差較大。政府補助的平均值為0.022 4，標準差為0.024 8，最小值為0.001，最大值為0.108 6。顯然，不同企業(yè)獲得政府補助水平也有較大差異。企業(yè)的負債水平均值為0.278 3，整體負債水平不是很高，但最大值與最小值之間的差異較大，企業(yè)間負債水平很不平衡。銀行借款和商業(yè)信用相比，銀行借款均值較低，說明創(chuàng)業(yè)板中債務來源于商業(yè)信用的較多。長期負債和短期負債相比，長期負債的均值較低，可見企業(yè)中的短期負債較多。

3.2?相關性分析

相關性檢驗見表3?？梢钥吹剑a助與創(chuàng)新投資顯著正相關，初步驗證了假設1。調節(jié)變量負債水平、銀行借款、商業(yè)信用、短期負債、長期負債分別與政府補助和創(chuàng)新投資顯著相關，為后續(xù)的假設提供了一定支持。同時，解釋變量與控制變量之間、調節(jié)變量與控制變量之間、控制變量之間相關性較弱，說明沒有多重共線性的問題存在。

3.3?回歸結果分析

基本回歸結果見表4。從模型1中可以看到，政府補助（Govi，t-1）與創(chuàng)新投資（RDIi，t）之間在1%的水平上顯著正相關，說明提高政府補助有利于促進企業(yè)的創(chuàng)新投資，驗證了假設1。負債水平在1%的顯著性水平上負向影響企業(yè)的創(chuàng)新投資，說明負債水平越高越不利于企業(yè)的創(chuàng)新投資。負債水平與政府補助的交互項（Levi，t-1*Govi，t-1）系數為負，并在1%的水平上顯著，說明負債水平高時會抑制政府補助對創(chuàng)新投資的激勵作用，假設2得到了驗證。在模型1中，控制變量企業(yè)規(guī)模（Sizei，t）、成長性（Growi，t）、投資機會（TobinQi，t）和內部現金流量（CFi，t）均與創(chuàng)新投資正相關，說明企業(yè)規(guī)模越大、成長性越高、投資機會越多和內部現金流越充裕越有利于企業(yè)進行創(chuàng)新投資;股權集中度（Topi，t）與創(chuàng)新投資負相關，說明第一大股東持股比例過多不利于企業(yè)的創(chuàng)新投資;盈利水平（Profiti，t）也負向影響企業(yè)的創(chuàng)新投資，盈利水平一般應正向影響企業(yè)的創(chuàng)新投資，出現負向影響的原因可能是因為創(chuàng)業(yè)板中企業(yè)的盈利水平不穩(wěn)定所導致的。在模型2中，加入了負債水平以及負債水平與政府補助的交互項之后并沒有使控制變量的相關系數發(fā)生明顯變化。

分債務來源和債務期限的回歸結果見表5。模型3和模型4分別是銀行借款和商業(yè)信用對政府補助激勵效果影響的回歸結果，模型5和模型6分別是長期負債和短期負債對政府補助激勵效果影響的回歸結果。

在模型3和模型4中，政府補助均在1%的水平上正向影響企業(yè)的創(chuàng)新投資。銀行借款與政府補助的交互項（Lpai，t-1*Govi，t-1）系數為-0.495 5，顯著性水平為1%，商業(yè)信用與政府補助的交互項（Bpai，t-1*Govi，t-1）系數為-0.384 4，絕對值小于模型3中的交互項系數，顯著性水平同樣為1%，說明銀行借款與商業(yè)信用均會抑制政府補助的激勵作用，但銀行借款的抑制作用更強，假設3得到了驗證。在模型5和模型6中，政府補助同樣都在1%的顯著性水平上正向影響企業(yè)的創(chuàng)新投資。長期負債與政府補助的交互項（Ldbi，t-1*Govi，t-1）系數為-0.279 7，在1%的水平上顯著，短期負債與政府補助的交互項（Sdbi，t-1*Govi，t-1）系數為-0.085 1，也在1%的水平上顯著。所以，長期負債和短期負債也都抑制了政府補助的激勵效果，但長期負債與政府補助的交互項系數更大，長期負債對政府補助激勵效果的抑制作用更強，證明了假設4。而且，在表5中各個模型的控制變量的相關性沒有發(fā)生顯著變化。

3.4?穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述結果是否具有可靠性，根據相關文獻研究，對本文提出的假設做如下穩(wěn)健性檢驗：

①改變被解釋變量的衡量方法。前述回歸分析時選用研發(fā)費用/主營業(yè)務收入作為被解釋變量，鑒于有研究使用研發(fā)費用/營業(yè)成本來衡量企業(yè)的創(chuàng)新投資，故本文選擇研發(fā)費用/營業(yè)成本作為衡量創(chuàng)新投資的方法再次進行檢驗。從表6中可以看到，政府補助仍正向影響企業(yè)的創(chuàng)新投資，負債水平會削弱政府補助對創(chuàng)新投資的促進作用。其中，銀行借款比商業(yè)信用的抑制作用更強，長期負債比短期負債的抑制作用更強，與研究結果一致。

②改變解釋變量的衡量方法。改變原政府補助/主營業(yè)務收入這一計算方法，用政府補助/資產總額來重新衡量解釋變量[20]，再次對模型1至模型6進行回歸分析，具體結果見表7。從表中可以看出，回歸結果與上文結果一致，說明文中的結論具有一定的穩(wěn)健性。

4?研究結論與啟示

政府補助對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響是實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略亟待厘清的一個重要問題，廣受關注。為此，本文選擇我國創(chuàng)業(yè)板上市公司2010～2016年的樣本，基于外部性和信號傳遞等理論，檢驗了政府補助對創(chuàng)新投資的影響，結果表明：

①政府補助有利于企業(yè)的創(chuàng)新投資。政府提高對創(chuàng)業(yè)板上市公司的補助能夠增加企業(yè)的創(chuàng)新投資。

②債務融資影響政府補助對企業(yè)創(chuàng)新投資的激勵效果。企業(yè)負債水平越高越不利于政府補助激勵效果的發(fā)揮，不同來源的債務和不同期限的債務對政府補助激勵作用的抑制程度也不同，銀行借款比商業(yè)信用的抑制作用更強，長期負債比短期負債的抑制作用更強。

本文從企業(yè)債務融資影響政府補助與創(chuàng)新投資關系的視角，拓展了政府補助的相關研究，有助于全面地認識政府補助、債務融資與創(chuàng)新投資三者間的關系，厘清了政府補助是否有利于企業(yè)的創(chuàng)新投資，明晰了債務融資對政府補助與創(chuàng)新投資的調節(jié)作用。從政府的角度來看，進一步提高政府補助水平有助于增強企業(yè)的創(chuàng)新激勵，同時，政府也可通過提供擔保等緩解債權人對企業(yè)的過度約束提升激勵效果。從企業(yè)的角度來看，增強創(chuàng)新投資能力既要控制債務水平、提高信用能力，又要優(yōu)化債務融資期限結構，提高負債資金的使用效率。

注釋：

（1） X（1）表示企業(yè)的債務水平。在模型3中，X（1）表示Lpai，t-1;在模型4中，X（1）表示Bpai，t-1;在模型5中，X（1）表示Ldbi，t-1;在模型6中，X（1）表示Sdbi，t-1。

（2） Y（1）表示政府補助與債務水平的交互項。在模型3中，Y（1）表示Lpai，t-1*Govi，t-1;在模型4中，Y（1）表示Bpai，t-1*Govi，t-1;在模型5中，Y（1）表示Ldbi，t-1*Govi，t-1;在模型6中，Y（1）表示Sdbi，t-1*Govi，t-1。

（3） X（2）表示企業(yè)的債務水平。在模型2中，X（2）表示Levi，t-1;在模型3中，X（2）表示Lpai，t-1;在模型4中，X（2）表示Bpai，t-1;在模型5中，X（2）表示Ldbi，t-1;在模型6中，X（2）表示Sdbi，t-1。

（4） Y（2）表示政府補助與債務水平的交互項。在模型2中，Y（2）表示Levi，t-1*Govi，t-1;在模型3中，Y（2）表示Lpai，t-1*Govi，t-1;在模型4中，Y（2）表示Bpai，t-1*Govi，t-1;在模型5中，Y（2）表示Ldbi，t-1*Govi，t-1;在模型6中，Y（2）表示Sdbi，t-1*Govi，t-1。

（5） X（3）表示企業(yè)的債務水平。在模型2中，X（3）表示Levi，t-1;在模型3中，X（3）表示Lpai，t-1;在模型4中，X（3）表示Bpai，t-1;在模型5中，X（3）表示Ldbi，t-1;在模型6中，X（3）表示Sdbi，t-1。

（6） Y（3）表示政府補助與債務水平的交互項。在模型2中，Y（3）表示Levi，t-1*Govi，t-1;在模型3中，Y（3）表示Lpai，t-1*Govi，t-1;在模型4中，Y（3）表示Bpai，t-1*Govi，t-1;在模型5中，Y（3）表示Ldbi，t-1*Govi，t-1;在模型6中，Y（3）表示Sdbi，t-1*Govi，t-1。

參考文獻：

[1]Lee E Y，Cin B C.The Effect of Risk-sharing Government Subsidy on Corporate R&D Investment：Empirical Evidence from Korea[J].Technological Forecasting & Social Change，2010，77（6）：881-890.

[2]Takalo?T，Tanayama T.Adverse Selectionand Financing of Innovation：Is There a Need for R&D Subsidies[J].Journal of Technology Transfer，2010，35（1）：16-41.

[3]呂久琴，郁丹丹.政府科研創(chuàng)新補助與企業(yè)研發(fā)投入：擠出、替代還是激勵？[J].中國科技論壇，2011（8）：21-28.

[4]梁彤纓，蘇德貴，金鎮(zhèn)城.政府資助、現金持有與企業(yè)研發(fā)平滑研究[J].科技進步與對策，2016（8）：86-92.

[5]張碧菱，李旭輝.企業(yè)風險厭惡視角下政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響機制研究[J].科技管理研究，2017（18）：7-14.

[6]侯曉紅，田蕊，周浩.政府科技補貼對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的影響——基于市場需求和融資約束視角[J].當代經濟管理，2018（6）：21-28.

[7]徐斌.溢出效應、R&D合作及政府補貼[J].科技進步與對策，2010（5）：36-39.

[8]Hewitt-Dundas N，Roper.S.Output Additionality of Public Support for Innovation：Evidence for Irish Manufacturing Plants[J].European Planning Studies，2010，18（1）：107-122.

[9]張杰，蘆哲，鄭文平，等.融資約束、融資渠道與企業(yè)R&D投入[J].世界經濟，2012（10）：66-90.

[10]武咸云，陳艷，楊衛(wèi)華.戰(zhàn)略性新興產業(yè)的政府補貼與企業(yè)R&D投入[J].科研管理，2016（5）：19-23.

[11]趙樹寬，齊齊，張金峰.尋租視角下政府補助對企業(yè)創(chuàng)新的影響研究——基于中國上市公司數據[J].華東經濟管理，2017（12）：5-10.

[12]Czarnitzki D，Hottenrott H.Financial Constraints：Routine Versus Cutting Edge R&D Investment[J].Journal of Economics&Management Straegy，2011，20（1）：121-157.

[13]劉振.融資來源對公司R&D投資影響的實證分析——基于中國上市高新技術企業(yè)的經驗數據[J].中國科技論壇，2011（3）：54-59.

[14]馬如飛，何涌.債權人監(jiān)督、負債融資與企業(yè)R&D投資——基于我國高科技上市公司的實證研究[J].工業(yè)技術經濟，2015（7）：137-144.

[15]肖海蓮，唐清泉，周美華.負債對企業(yè)創(chuàng)新投資模式的影響——基于R&D異質性的實證研究[J].科研管理，2014（10）：77-85.

[16]Fisman R，Raturi M.Does Competition Encourage Credit Provision？ Evidence from African Trade Credit Relationships[J].Review of Economics and Statistics，2004（86）：345-352.

[17]王宇峰，張娜.政治聯系、債務融資與企業(yè)研發(fā)投入——來自中國上市公司的經驗證據[J].財經理論與實踐，2014（35）：60-64.

[18]Myers S C，Majluf N S.Corporate Finance and Investment Decisions Firms Have Information That Investors Do Not Have [J].Journal of Financial Economics，1984，13（2）：187-221.

[19]李文貴，余明桂.民營化企業(yè)的股權結構與企業(yè)創(chuàng)新[J].管理世界，2015（4）：112-125.

[20]李萬福，杜靜，張懷.創(chuàng)新補助究竟有沒有激勵企業(yè)創(chuàng)新自主投資——來自中國上市公司的新證據[J].金融研究，2017（10）：130-145.

[21]唐清泉，徐欣.企業(yè)R&D投資與內部資金——來自中國上市公司的研究[J].中國會計評論，2010（3）：341-362.

[22]孫曉琳.終極控股股東對上市公司投資影響的實證研究[J].山西財經大學學報，2010（6）：85-91.

[責任編輯：鄭筆耕]