政府補(bǔ)貼對(duì)綠色研發(fā)投入的影響研究

田紅娜　劉思琦

摘 要：基于中國醫(yī)藥制造業(yè)32家上市公司2008—2017年的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用一步系統(tǒng)GMM法實(shí)證檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼的資助效果，并通過建立門檻回歸模型分析政府補(bǔ)貼對(duì)綠色研發(fā)投入的非線性作用機(jī)制。研究結(jié)果表明：政府補(bǔ)貼對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入具有顯著的激勵(lì)作用;政府補(bǔ)貼對(duì)不同規(guī)模和所有制結(jié)構(gòu)企業(yè)的資助效果存在差異化，政府補(bǔ)貼對(duì)小規(guī)模、非國有企業(yè)的激勵(lì)作用僅在當(dāng)期通過顯著性檢驗(yàn);門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果表明在不同的政府補(bǔ)貼強(qiáng)度下，政府補(bǔ)貼存在顯著的雙重門檻效應(yīng)，隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的提高，政府補(bǔ)貼對(duì)綠色研發(fā)投入的作用彈性先增強(qiáng)后減弱。

關(guān) 鍵 詞：政府補(bǔ)貼;綠色研發(fā)投入;醫(yī)藥制造企業(yè);一步系統(tǒng)GMM法;門檻效應(yīng)

DOI：10.16315/j.stm.2019.06.013

中圖分類號(hào)： F 273.1

文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

Research on the impact of government subsidies on green R&D investment： an empirical examining based on Chinas pharmaceutical manufacturing enterprises

TIAN Hong-na， LIU Si-qi

（School of Economic and Management， Harbin University of Science and Technology， Harbin 150040， China）

Abstract：Based on the dynamic panel data of 32 listed firms in Chinas pharmaceutical manufacturing industry from 2008 to 2017， this study uses one-step system GMM method to discuss the effect of government subsidies. Meanwhile， this paper empirically analyzes the non-linear mechanism of government subsidies on green R&D investment by establishing a threshold regression model. The results show that： Firstly， government subsidies have a significant incentive effect on green R&D investment of pharmaceutical manufacturing enterprises. Secondly， the incentive effect of government subsidies is different because of the enterprises with different scales and ownership structures. The positive promotion effect of government subsidies on small-scale and non-state-owned enterprises only passes the significance test in the current period. Finally， the threshold effect test results show that there is a significant double threshold effect of government subsidies under different government subsidies intensity levels. With the increase of government subsidies intensity， the effect of government subsidies on green R&D investment first increases and then weakens.

Keywords：government subsidies; green R&D investment; pharmaceutical manufacturing enterprises; one-step system GMM; threshold effect

技術(shù)創(chuàng)新是提高企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要手段，也是我國實(shí)現(xiàn)技術(shù)追趕和成為創(chuàng)新型國家的關(guān)鍵。十八大報(bào)告強(qiáng)調(diào)我國要堅(jiān)持實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，這明確了技術(shù)創(chuàng)新在國家發(fā)展全局中的核心地位。醫(yī)藥制造業(yè)作為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)之一，更需要不斷提高技術(shù)創(chuàng)新水平，以便在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中脫穎而出。然而，資源和環(huán)境的雙重約束嚴(yán)重制約了技術(shù)創(chuàng)新的開展。在此背景下，中國“十三五”規(guī)劃綱要提出綠色發(fā)展的理念，提倡在引導(dǎo)企業(yè)提高創(chuàng)新效率的同時(shí)，大力開展綠色技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。為此，我國中央及地方政府出臺(tái)了大量支持創(chuàng)新的補(bǔ)貼政策，試圖通過科技撥款的手段向醫(yī)藥制造企業(yè)提供研發(fā)資助，以激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新積極性。綠色研發(fā)投入作為綠色技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的資源支撐，對(duì)促進(jìn)企業(yè)污染治理和清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生直接影響，是提高碳生產(chǎn)率、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)和生態(tài)效益共同增長的重要途徑。那么，現(xiàn)階段我國政府補(bǔ)貼政策對(duì)醫(yī)藥制造業(yè)的綠色研發(fā)投入是否起到了激勵(lì)作用？此激勵(lì)作用是否存在門檻值？本文對(duì)上述問題的探討不僅有助于深入了解當(dāng)前我國政府補(bǔ)貼政策體系，更為進(jìn)一步完善政府補(bǔ)貼政策提供理論依據(jù)，以更好地推動(dòng)醫(yī)藥制造企業(yè)實(shí)現(xiàn)綠色經(jīng)濟(jì)和生態(tài)效益的協(xié)調(diào)發(fā)展[1]。

本文的創(chuàng)新點(diǎn)如下：第一，由于綠色研發(fā)投入的測(cè)度和量化存在一定局限性，故鮮有文獻(xiàn)涉及到政府補(bǔ)貼對(duì)綠色研發(fā)投入的影響，本文彌補(bǔ)了現(xiàn)階段研究的不足;第二，使用一步系統(tǒng)GMM法進(jìn)行估計(jì)分析，有效緩解了政府補(bǔ)貼與綠色研發(fā)投入之間的內(nèi)生性問題;第三，政府補(bǔ)貼對(duì)綠色研發(fā)投入的影響是一個(gè)動(dòng)態(tài)過程，本文充分考慮到時(shí)滯性因素對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響，并建立了動(dòng)態(tài)回歸模型;第四，創(chuàng)新性地構(gòu)建政府補(bǔ)貼對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入的門檻回歸模型，以政府補(bǔ)貼強(qiáng)度為門檻變量并對(duì)門檻值進(jìn)行估算。

1 文獻(xiàn)綜述

綠色技術(shù)創(chuàng)新的雙重外部性以及R&D市場(chǎng)綠色資源配置失靈等問題，可能會(huì)使綠色研發(fā)投入達(dá)不到社會(huì)最優(yōu)規(guī)模，這恰恰為政府補(bǔ)貼的干預(yù)提供了理由和動(dòng)力。由于學(xué)術(shù)界中關(guān)于政府補(bǔ)貼對(duì)綠色研發(fā)投入影響的研究十分匱乏，學(xué)者們對(duì)政府補(bǔ)貼與研發(fā)投入之間關(guān)系的研究成果為本文提供了有價(jià)值的參考和借鑒。

當(dāng)前學(xué)術(shù)界針對(duì)政府補(bǔ)貼與研發(fā)投入之間關(guān)系的觀點(diǎn)尚未統(tǒng)一。一方面，部分學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)貼能夠正向促進(jìn)研發(fā)投入的增加，即政府補(bǔ)貼的資助效果體現(xiàn)為“杠桿效應(yīng)”。從資源屬性出發(fā)，Guo等[2]認(rèn)為政府補(bǔ)貼可以通過補(bǔ)充企業(yè)自身所缺乏的創(chuàng)新資源，降低企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)和成本，從而促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入。姚東旻等[3]發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼對(duì)于企業(yè)研發(fā)投入的影響不僅僅是簡(jiǎn)單的“錦上添花”，更具有顯著的長期指引作用。路春城等[4]研究同樣證實(shí)了這一觀點(diǎn)。從信號(hào)屬性出發(fā)，政府補(bǔ)貼是中央及地方政府針對(duì)國家重點(diǎn)發(fā)展的、市場(chǎng)表現(xiàn)良好的行業(yè)或企業(yè)提供的研發(fā)資助[5]，企業(yè)獲得補(bǔ)貼越多意味著企業(yè)的市場(chǎng)發(fā)展前景越好，這有助于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新積極性，促進(jìn)內(nèi)部研發(fā)投入增加。任海云等[6]指出政府的補(bǔ)貼行為在某種意義上傳遞出受補(bǔ)貼企業(yè)和創(chuàng)新項(xiàng)目得到國家認(rèn)可的利好投資信號(hào)，有利于企業(yè)得到外部投資者的支持并緩解創(chuàng)新融資約束問題，從而促進(jìn)企業(yè)增加內(nèi)部研發(fā)投入。

另一方面，還有學(xué)者認(rèn)為政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生負(fù)向影響，即政府補(bǔ)貼的資助效果體現(xiàn)為“擠出效應(yīng)”。首先，各級(jí)政府在向企業(yè)提供“援助之手”時(shí)，更加注重政企關(guān)系的密切程度，反而忽視了企業(yè)的創(chuàng)新意愿?？抵居耓7]發(fā)現(xiàn)在這種情況下，企業(yè)會(huì)通過千方百計(jì)增進(jìn)政企關(guān)系來套取政府補(bǔ)貼，直接實(shí)現(xiàn)企業(yè)利潤的增加，反而不愿意將內(nèi)部資金投入到風(fēng)險(xiǎn)性高的創(chuàng)新項(xiàng)目中。Lach[8]認(rèn)為政府在實(shí)施補(bǔ)貼計(jì)劃時(shí)，往往更傾向于資助成功率和回報(bào)率高的創(chuàng)新項(xiàng)目，而這些項(xiàng)目通常也會(huì)得到企業(yè)內(nèi)部資金的青睞。此時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)來說反而是多余的，獲得資助的企業(yè)會(huì)直接用政府資金替代企業(yè)內(nèi)部研發(fā)投入[9]。最后，在創(chuàng)新要素供給不變的前提下，政府補(bǔ)貼會(huì)在一定程度上增加企業(yè)對(duì)創(chuàng)新要素的需求，經(jīng)市場(chǎng)機(jī)制的傳導(dǎo)就會(huì)表現(xiàn)為創(chuàng)新要素價(jià)格的上升（如高水平研發(fā)人員的工資）[10-11]，最終改變企業(yè)購買創(chuàng)新要素的意愿、降低企業(yè)內(nèi)部研發(fā)投資的積極性。

通過對(duì)國內(nèi)外文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)目前僅有零星文獻(xiàn)提及與本文相關(guān)的內(nèi)容，如何小鋼[12]指出如果不存在政府補(bǔ)貼政策的干預(yù)，企業(yè)將不會(huì)引進(jìn)或采用綠色技術(shù)，從而不利于企業(yè)綠色資金的投入。Li等[13]、王娟茹等[14]認(rèn)為逐利的制造企業(yè)在政府補(bǔ)貼的引導(dǎo)下，容易產(chǎn)生并強(qiáng)化清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的意愿及行為，從而促進(jìn)企業(yè)將綠色研發(fā)資金投入到產(chǎn)品生命周期的各個(gè)環(huán)節(jié)中。但上述文獻(xiàn)并沒有將政府補(bǔ)貼與綠色研發(fā)投入作為研究主題進(jìn)行深入探討。此外，政府補(bǔ)貼對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入是否存在非線性作用機(jī)制是學(xué)術(shù)界的一個(gè)空白點(diǎn)。本文擬建立動(dòng)態(tài)模型，采用一步系統(tǒng)GMM法闡釋政府補(bǔ)貼對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入的影響，通過門檻回歸模型進(jìn)一步拓展分析，明確政府補(bǔ)貼對(duì)綠色研發(fā)投入是否存在門檻效應(yīng)，并識(shí)別出具體的門檻數(shù)和門檻估計(jì)值。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文數(shù)據(jù)主要來源于醫(yī)藥制造業(yè)A股上市公司的年報(bào)，通過國泰安和Wind數(shù)據(jù)庫收集企業(yè)年報(bào)并對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理。由于我國2007年新執(zhí)行的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中對(duì)研發(fā)投入的處理方式做了很大改動(dòng)，同時(shí)本文所需的數(shù)據(jù)部分來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，該年鑒尚未公布2018年的數(shù)據(jù)，因此本文將樣本時(shí)間跨度確定為2008—2017年。樣本企業(yè)的篩選過程具體如下：首先，剔除表示連續(xù)兩年虧損的ST上市公司和連續(xù)3年虧損并收到退市警告的*ST上市公司;其次，剔除2008年及以后年度上市的醫(yī)藥制造企業(yè);最后，選取32家在2008—2017年間連續(xù)經(jīng)營的醫(yī)藥制造上市公司作為本文的研究樣本。

2.2 變量定義與測(cè)量

1）被解釋變量。綠色研發(fā)投入（GRD）的測(cè)算借鑒殷寶慶等[15]的做法并進(jìn)行了改進(jìn)，將各醫(yī)藥制造企業(yè)所在省份的環(huán)境規(guī)制引致企業(yè)內(nèi)部研發(fā)投入增加部分視作企業(yè)的綠色研發(fā)投入。具體測(cè)算步驟如下：第一，構(gòu)建各省份環(huán)境規(guī)制影響研發(fā)投入的模型，測(cè)算各省份θ1、θ2、θ3的取值。

其中：γ為常數(shù)項(xiàng)，i和t分別表示省份和年份，θ表示各變量的回歸系數(shù)（θ1表示各省份的研發(fā)投入對(duì)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的彈性，也可近似看作企業(yè)研發(fā)投入對(duì)其所在省份環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度的彈性），RD為各省份的內(nèi)部研發(fā)投入，REG為各省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度，用人均GDP來近似衡量[16]，RDS表示各省份的政府補(bǔ)貼，VA表示各省份的工業(yè)增加值。上述指標(biāo)數(shù)據(jù)中各省份的研發(fā)投入和政府補(bǔ)貼數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，人均GDP和工業(yè)增加值來源于國家統(tǒng)計(jì)局。

第二，分別將θ1和各醫(yī)藥制造企業(yè)內(nèi)部研發(fā)投入及其所在省份的環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度代入式（2），即可對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入進(jìn)行測(cè)算。其中醫(yī)藥制造企業(yè)內(nèi)部研發(fā)投入的數(shù)據(jù)披露在合并資產(chǎn)負(fù)債表中“開發(fā)支出”科目和附注中的“支付其他與經(jīng)營活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金”或“管理費(fèi)用”的明細(xì)項(xiàng)中。此外，考慮到物價(jià)變動(dòng)因素可能對(duì)綠色研發(fā)投入產(chǎn)生影響，本文將使用R&D價(jià)格指數(shù)對(duì)企業(yè)綠色研發(fā)投入進(jìn)行平減處理，轉(zhuǎn)換為2002年不變價(jià)。關(guān)于R&D價(jià)格指數(shù)的構(gòu)建，本文借鑒學(xué)者們普遍認(rèn)可的做法，將固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)的比重定為0.45，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的比重定為0.55，即R&D價(jià)格指數(shù)=固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)×0.45+居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)×0.55[17]。同時(shí)，為了避免異方差現(xiàn)象的產(chǎn)生，對(duì)平減后的綠色研發(fā)投入取對(duì)數(shù)。

2）核心解釋變量。政府補(bǔ)貼（SUB）主要通過直接的現(xiàn)金補(bǔ)貼以及間接的稅收優(yōu)惠、財(cái)政貼息等方式無償向企業(yè)提供貨幣性資產(chǎn)或非貨幣性資產(chǎn)，但不包括政府作為企業(yè)實(shí)際所有者投入的資本。本文借鑒OECD創(chuàng)新調(diào)查手冊(cè)中的分類標(biāo)準(zhǔn)，將政府補(bǔ)貼定義為用于促進(jìn)創(chuàng)新活動(dòng)的政府資金支持，去除扶貧項(xiàng)目、就業(yè)和拆遷補(bǔ)償、匯票貼現(xiàn)補(bǔ)貼等與創(chuàng)新活動(dòng)無關(guān)的補(bǔ)貼。政府補(bǔ)貼的數(shù)據(jù)披露在醫(yī)藥制造企業(yè)年報(bào)“營業(yè)外收入”科目下的明細(xì)項(xiàng)中。同樣以2002年為基期，采用R&D價(jià)格指數(shù)對(duì)政府補(bǔ)貼進(jìn)行平減處理，并取對(duì)數(shù)。

3）控制變量。參考以前學(xué)者的研究[18]，本文選取以下變量作為控制變量：資產(chǎn)負(fù)債率（LEV），選取企業(yè)期末總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值表示;資產(chǎn)收益率（ROA），選取企業(yè)凈利潤與總資產(chǎn)的比值表示;固定資產(chǎn)比率（FAR），選取企業(yè)固定資產(chǎn)總額占總資產(chǎn)的比重表示;企業(yè)年齡（AGE），用樣本企業(yè)當(dāng)年年份減去企業(yè)成立年份表示。

2.3 模型設(shè)定

為了驗(yàn)證政府補(bǔ)貼對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入存在何種效應(yīng)，本文將政府補(bǔ)貼作為核心解釋變量來構(gòu)建模型，并引入被解釋變量綠色研發(fā)投入的滯后一期作為解釋變量。同時(shí)，為避免遺漏其他重要變量引起的估計(jì)有偏，特在模型中引入政府補(bǔ)貼的滯后一期進(jìn)行分析，構(gòu)建模型如下：

其中：GRDit為醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入，SUBit為醫(yī)藥制造企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼，Xit為各控制變量，包括企業(yè)年齡、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)收益率和固定資產(chǎn)比率。c為常數(shù)項(xiàng)，α為各變量的回歸系數(shù)，i為醫(yī)藥制造企業(yè)，t為時(shí)間，λi、μt、εit分別表示地區(qū)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)以及隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

本文根據(jù)企業(yè)的總資產(chǎn)規(guī)模和實(shí)際控制人，將樣本企業(yè)分別劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)，并對(duì)2008—2017年的數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，以更直觀的反映出數(shù)據(jù)分布特征，具體結(jié)果，如表1所示。從表1中可以看出，醫(yī)藥制造企業(yè)總體綠色研發(fā)投入的最大值為18.915，最小值為10.905，表明企業(yè)間的綠色研發(fā)投入存在較大的差異。政府補(bǔ)貼的均值為16.261，小于中位數(shù)16.458，說明樣本企業(yè)中僅有少部分企業(yè)獲得了較高的政府補(bǔ)貼。大規(guī)模企業(yè)的綠色研發(fā)投入和獲得的政府補(bǔ)貼均高于小規(guī)模企業(yè);非國有企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼均值為16.179，低于國有企業(yè)的16.333，但非國有企業(yè)的綠色研發(fā)投入均值卻高于國有企業(yè)，說明盡管非國有企業(yè)獲得的政府補(bǔ)貼較低，但政府補(bǔ)貼在企業(yè)內(nèi)發(fā)揮了更加顯著的“杠桿效應(yīng)”。

同時(shí)，本文對(duì)變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)性分析，結(jié)果表明政府補(bǔ)貼與綠色研發(fā)投入之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。為了確保模型中各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，本文對(duì)模型進(jìn)行了多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果表明變量最大的方差膨脹因子VIFmax為1.26，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于10，說明模型通過了多重共線性檢驗(yàn)。

3.2 單位根檢驗(yàn)與面板協(xié)整檢驗(yàn)

為避免“偽回歸”現(xiàn)象的存在，需要在回歸之前對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。本文分別采用LLC檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、Fisher-ADF檢驗(yàn)和Fisher-PP檢驗(yàn)4種方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，所有變量在一階差分后均是平穩(wěn)的。

在確定變量序列的平穩(wěn)性后，仍需考察變量間的長期均衡關(guān)系。本文分別使用Kao檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，如表3所示。從檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，KAO檢驗(yàn)和Pedroni檢驗(yàn)結(jié)果中的Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic、Group PP-Statistic以及Group ADF-Statistic均在1%顯著水平上通過協(xié)整檢驗(yàn)，說明變量之間存在長期均衡關(guān)系，可以進(jìn)行后續(xù)的回歸分析。

3.3 回歸分析

由于本文構(gòu)建的是動(dòng)態(tài)模型，引入了被解釋變量的滯后一期作為解釋變量，導(dǎo)致滯后一期的綠色研發(fā)投入與當(dāng)期的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，從而產(chǎn)生較為嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。為了克服上述內(nèi)生性問題，本文選擇一步系統(tǒng)GMM法進(jìn)行估計(jì)。為了避免工具變量選取過多，本文通過Hansen檢驗(yàn)來判斷工具變量選取的有效性，根據(jù)Roodman[19]的研究，當(dāng)Hansen檢驗(yàn)值在0.10～0.25區(qū)間時(shí)工具變量選取有效。同時(shí)利用AR檢驗(yàn)對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是否存在序列自相關(guān)進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)AR（2）檢驗(yàn)值大于0.05時(shí)通過檢驗(yàn)。

本文采用Stata15.1軟件對(duì)32家醫(yī)藥制造企業(yè)2008—2017年的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，如表4所示。從表4的回歸結(jié)果來看，所有的AR（2）值均大于0.05，即不存在二階自相關(guān)，同時(shí)Hansen檢驗(yàn)值均保持在0.10～0.25區(qū)間內(nèi)，說明選取的工具變量均有效，因此本文采取一步系統(tǒng)GMM法進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果是一致和可靠的。滯后一期綠色研發(fā)投入對(duì)當(dāng)期綠色研發(fā)投入的影響表現(xiàn)為正向促進(jìn)作用，并通過了顯著性檢驗(yàn)，意味著醫(yī)藥制造企業(yè)的綠色研發(fā)投入具有累積效應(yīng)，即本文構(gòu)建動(dòng)態(tài)模型并回歸是合理的。總樣本回歸結(jié)果中，當(dāng)期和滯后一期的政府補(bǔ)貼分別在1%和10%的顯著性水平上正向促進(jìn)醫(yī)藥制造企業(yè)的綠色研發(fā)投入，并且當(dāng)期的促進(jìn)效應(yīng)更加顯著。原因在于醫(yī)藥制造企業(yè)進(jìn)行新藥研發(fā)的周期長、風(fēng)險(xiǎn)大，需要大量資金投入作為保障，政府補(bǔ)貼的支持能夠降低企業(yè)綠色創(chuàng)新過程中的“試錯(cuò)成本”和風(fēng)險(xiǎn)，從而激勵(lì)醫(yī)藥制造企業(yè)增加內(nèi)部的綠色研發(fā)投入。

為了研究政府補(bǔ)貼對(duì)醫(yī)藥制造企業(yè)綠色研發(fā)投入的影響是否會(huì)隨著企業(yè)規(guī)模和所有制結(jié)構(gòu)的變化而產(chǎn)生差異，本文進(jìn)行了分組回歸。分組回歸的結(jié)果中，政府補(bǔ)貼對(duì)大規(guī)模企業(yè)綠色研發(fā)投入的促進(jìn)作用在當(dāng)期和滯后1期均通過顯著性檢驗(yàn)，對(duì)小規(guī)模企業(yè)綠色研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用僅在當(dāng)期顯著;政府補(bǔ)貼對(duì)國有企業(yè)綠色研發(fā)投入的促進(jìn)作用僅在當(dāng)期顯著，對(duì)非國有企業(yè)的促進(jìn)作用則在當(dāng)期和滯后1期均顯著。具體來說，政府補(bǔ)貼對(duì)不同規(guī)模和所有制結(jié)構(gòu)企業(yè)綠色研發(fā)投入的影響效應(yīng)呈現(xiàn)差異化的主要原因在于：第一，與大規(guī)模企業(yè)相比，小規(guī)模企業(yè)具有較高的創(chuàng)新敏感度和動(dòng)力，但同時(shí)其面臨的融資約束較大。政府向小規(guī)模企業(yè)提供資金扶持能夠有效緩解企業(yè)資金壓力，從而調(diào)動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新積極性并將內(nèi)部資金投入到早期瞄準(zhǔn)的綠色創(chuàng)新項(xiàng)目中。然而小規(guī)模企業(yè)內(nèi)部資金量長期處于較低的水平，對(duì)于后續(xù)的綠色創(chuàng)新資金投入明顯力不從心，故造成了政府補(bǔ)貼當(dāng)期對(duì)小規(guī)模企業(yè)的影響效應(yīng)在1%水平上顯著，而滯后一期的影響效應(yīng)不顯著的局面。第二，從政策迎合理論來看，國有企業(yè)作為政府政策的“代言人”，需要在一定程度上承擔(dān)政策實(shí)施的引導(dǎo)責(zé)任[20]。企業(yè)在獲得政府補(bǔ)貼后會(huì)積極響應(yīng)國家的政策號(hào)召，參與到綠色創(chuàng)新活動(dòng)中，因此政府補(bǔ)貼對(duì)國有企業(yè)綠色研發(fā)投入的激勵(lì)效應(yīng)在當(dāng)期通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。但由于國有企業(yè)的綠色創(chuàng)新活動(dòng)并不是自發(fā)的而是被動(dòng)的，故政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)后續(xù)綠色研發(fā)投入的影響并不顯著。

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[編輯：厲艷飛]

收稿日期： 2019-08-20

基金項(xiàng)目： 黑龍江省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃項(xiàng)目（16GLB02; 19GLB082）;哈爾濱理工大學(xué)“理工英才”計(jì)劃2018年度杰出青年項(xiàng)目（LGYC2018JQ010）。

作者簡(jiǎn)介： 田紅娜（1978—），女，教授，博士;

劉思琦（1995—），女，碩士研究生.