基于融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)中介效應(yīng)的政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響研究

嚴若森 陳 靜 李 浩

(武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院)

1 研究背景

目前，理論界關(guān)于政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系研究尚未取得一致性結(jié)論。有學(xué)者認為，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入具有擠入效應(yīng)，即政府補貼可以促進企業(yè)的創(chuàng)新投入[1]；亦有學(xué)者認為，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入具有擠出效應(yīng)[2]，并認為這主要是由于政府與企業(yè)之間存在信息不對稱，企業(yè)往往選擇發(fā)送虛假創(chuàng)新信號，而非開展實質(zhì)性創(chuàng)新，并藉此獲取政府補貼[3，4]，抑或，企業(yè)為了獲取政府補貼往往進行“尋補貼”投資，從而擠占了企業(yè)創(chuàng)新投入[5]。

政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系之所以不確定，本研究認為主要存在兩個方面的原因：①政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響并非基于單一的機制，其中存在多種路徑，且通過不同的傳導(dǎo)機制會產(chǎn)生不同的結(jié)果；②在不同的情境下，各種相關(guān)影響機制的作用大小亦不相同，最終表現(xiàn)出來的政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系自然會不統(tǒng)一。

本研究選取兩種影響機制——融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)來研究政府補貼是否會通過這兩種傳導(dǎo)機制對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響。之所以選取這兩種影響機制，是因為企業(yè)創(chuàng)新活動的兩個重要特征——融資約束[6]與高風(fēng)險性[7]，融資約束導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新資源不足，高風(fēng)險性則致使企業(yè)的創(chuàng)新意愿不強。由此，企業(yè)創(chuàng)新投入的增加不僅依賴于企業(yè)創(chuàng)新資源是否充足，亦取決于企業(yè)創(chuàng)新意愿是否足夠強烈。其中，企業(yè)創(chuàng)新資源受制于企業(yè)所面臨的融資約束，而企業(yè)創(chuàng)新意愿則反映在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)上。

既然政府補貼旨在激勵企業(yè)創(chuàng)新，那么政府補貼的具體實施效果如何？政府補貼是否通過提高企業(yè)的創(chuàng)新資源與創(chuàng)新意愿而促進企業(yè)創(chuàng)新投入？這是本研究擬討論的主要問題。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

一方面，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入存在激勵效應(yīng)，可以促進企業(yè)創(chuàng)新投入。這主要基于兩方面的原因：①從資源基礎(chǔ)觀出發(fā)，政府補貼直接為企業(yè)創(chuàng)新提供了部分資金支持，降低了企業(yè)創(chuàng)新的不確定性和高風(fēng)險性，減少了企業(yè)可能因創(chuàng)新失敗而需要承擔(dān)的經(jīng)濟損失[8]；②從信號理論出發(fā)，若企業(yè)獲得政府補貼，則其即可以向市場投資者傳遞某種信號，亦即，該企業(yè)研發(fā)項目得到了政府的認可與支持，企業(yè)的研發(fā)能力值得信任，且企業(yè)創(chuàng)新項目受到政府監(jiān)管[9，10]，同時意味著企業(yè)積極響應(yīng)政府政策導(dǎo)向，與政府保持著良好的關(guān)系。這種利好信號可以減弱企業(yè)與市場投資者之間關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新項目的信息不對稱問題，從而可以緩解企業(yè)的融資約束，幫助企業(yè)從外部市場獲得創(chuàng)新投資，由此，企業(yè)將擁有更多的創(chuàng)新資源與創(chuàng)新動力，從而提升創(chuàng)新投入[11，12]。基于此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1a在其他條件不變的情形下，政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入正相關(guān)。

另一方面，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入存在抑制效應(yīng)。這同樣是基于兩個方面的原因：①企業(yè)為了獲得高額的政府補貼，通常會采取尋租行為，尋租行為不僅會產(chǎn)生尋租成本，擠占企業(yè)的創(chuàng)新資源，且會弱化企業(yè)的創(chuàng)新動力，使企業(yè)陷入尋租獲利的慣性，很顯然，無論是企業(yè)創(chuàng)新資源的減少，還是企業(yè)創(chuàng)新動力的弱化，均會導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入的降低[5，13]；②政府補貼作為一種產(chǎn)業(yè)政策，往往傾向于補貼特定行業(yè)中的企業(yè)，通常而言，在產(chǎn)業(yè)政策的引導(dǎo)下，大量資金與企業(yè)會同時涌入這些被鼓勵發(fā)展的行業(yè)，并最終導(dǎo)致產(chǎn)能過剩與企業(yè)外部競爭環(huán)境的惡化[14]，企業(yè)往往因難以評估創(chuàng)新的風(fēng)險與收益而選擇減少創(chuàng)新投入，以避免虧損。基于此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1b在其他條件不變的情形下，政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入負相關(guān)。

2.2 融資約束的中介效應(yīng)

政府補貼可以幫助企業(yè)降低其融資約束的程度。一方面，作為對企業(yè)資源的直接補充，政府補貼可以增加企業(yè)的內(nèi)源融資，并藉此降低企業(yè)的融資約束程度[1，15]；另一方面，政府補貼作為一種優(yōu)質(zhì)信號，可以降低企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱，從而緩解企業(yè)的外部融資約束[9,10]。事前，政府在挑選企業(yè)進行補貼時，會組織專家評審，甄別出創(chuàng)新技術(shù)能力強的企業(yè)進行補貼；事后，政府則會定期對被補貼企業(yè)的創(chuàng)新項目進行監(jiān)督。結(jié)合信號理論，這可以向市場投資者傳遞以下信號：①該企業(yè)研發(fā)項目是優(yōu)質(zhì)的或企業(yè)研發(fā)能力值得信任；②該企業(yè)將受到政府相關(guān)部門的監(jiān)管，政府將監(jiān)督企業(yè)研發(fā)的進程與成果[9]。由此，事前審查可以盡量避免外部投資者所擔(dān)心的逆向選擇，事后監(jiān)督可以有效減少企業(yè)的道德風(fēng)險[10]?？傊a貼對企業(yè)的雙重認證信號——技術(shù)認證與監(jiān)管認證，可以大大減少企業(yè)與投資者之間的信息不對稱。在獲得政府補貼之前，信息不對稱是企業(yè)創(chuàng)新項目難以獲得外部融資的主要原因；在獲得政府補貼之后，政府補貼作為企業(yè)的認證信號，可以減少企業(yè)與投資者之間的信息不對稱，藉此，企業(yè)能夠更易獲得更多的外部融資，從而降低自身的融資約束程度。

融資約束會抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入[16]。企業(yè)開展創(chuàng)新項目，需要長期持續(xù)性地投入大量的資金，一旦資金不足，企業(yè)的創(chuàng)新項目將不得不暫停，甚至終止。關(guān)于融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，許多實證研究都得出了一致的結(jié)論，即融資約束會抑制企業(yè)的創(chuàng)新活動。例如，張璇等[17]研究發(fā)現(xiàn)，融資約束顯著抑制企業(yè)創(chuàng)新；周開國等[18]認為，融資約束不僅會抑制企業(yè)自身的內(nèi)部創(chuàng)新活動，亦會減少企業(yè)之間的協(xié)同創(chuàng)新活動。顯然，融資約束是影響企業(yè)創(chuàng)新投入的重要因素之一，企業(yè)的融資約束程度越高，企業(yè)的創(chuàng)新投入水平往往越低。

綜上，在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在某種作用機制，亦即，政府補貼通過降低企業(yè)的融資約束，幫助企業(yè)獲得更多的資源，從而促進企業(yè)的創(chuàng)新投入。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2在其他條件不變的情形下，政府補貼通過降低企業(yè)的融資約束，從而促進企業(yè)創(chuàng)新投入，亦即，融資約束在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中起到中介效應(yīng)。

2.3 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)

政府補貼可以提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平[19]。首先，企業(yè)獲得政府補貼，表明企業(yè)的創(chuàng)新項目通過了政府的技術(shù)審查，獲得了政府的認可與支持[9]，并且大多數(shù)獲得補貼的企業(yè)創(chuàng)新項目均屬于產(chǎn)業(yè)政策的鼓勵與扶持發(fā)展范圍，這說明這些創(chuàng)新項目有前景及潛力，成功的概率很大，此即降低了企業(yè)創(chuàng)新項目的失敗風(fēng)險。其次，企業(yè)獲得政府補貼之后，作為一種被政府認證的信號，不僅會對外部投資者的投資決策產(chǎn)生影響，使企業(yè)獲得更多的外部融資，而且亦會對各科研單位與研究機構(gòu)產(chǎn)生影響，促進產(chǎn)學(xué)研的合作，保證企業(yè)的創(chuàng)新項目順利攻克難題，降低失敗風(fēng)險[20]。最后，即使企業(yè)的創(chuàng)新項目最終失敗了，政府補貼亦可以看作是對創(chuàng)新失敗損失的某種補貼，從而可以相對減少企業(yè)的損失，降低企業(yè)的風(fēng)險厭惡程度，提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平會影響企業(yè)的創(chuàng)新投入。LEWIS[7]認為，創(chuàng)新意味著承擔(dān)風(fēng)險。具體而言，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平越高，其創(chuàng)新意愿越強，相應(yīng)的創(chuàng)新投入越多；相反，如果企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平越低，則企業(yè)從事創(chuàng)新這一高風(fēng)險活動的意愿越低，創(chuàng)新投入也越少。MANSO[21]提出，要激勵企業(yè)創(chuàng)新，不僅要對創(chuàng)新成功實施獎賞，而且尚要容忍一定程度的創(chuàng)新失敗。由此，隨著企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高，企業(yè)對創(chuàng)新失敗的容忍亦會逐漸增強，從而可以激勵企業(yè)的創(chuàng)新活動。馮海波等[22]發(fā)現(xiàn)，政府合理的風(fēng)險分擔(dān)機制是激勵企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵，政府通過所得稅抵免企業(yè)的部分創(chuàng)新風(fēng)險損失，幫助企業(yè)分擔(dān)了創(chuàng)新風(fēng)險，從而提高了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。所得稅是對企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險損失的“抵免”，類似地，本研究的主體——政府補貼則是對企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險損失的“直接補貼”，其二者均可以通過幫助企業(yè)承擔(dān)部分創(chuàng)新風(fēng)險而提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，以促進企業(yè)的創(chuàng)新投入。羅宏等[23]認為，國有股權(quán)參股通過提高家族企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力，即所謂提高了家族企業(yè)投入創(chuàng)新活動的意愿，從而促進了家族企業(yè)的創(chuàng)新投入。朱冰等[24]研究表明，多個大股東的存在，會導(dǎo)致企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力下降，以及企業(yè)對創(chuàng)新失敗的容忍度降低，以致于企業(yè)的創(chuàng)新水平下降。據(jù)此可知，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平越高，企業(yè)創(chuàng)新投入越多；企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平越低，企業(yè)創(chuàng)新投入越少。

綜上，在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在某種影響機制，即政府補貼通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，幫助企業(yè)降低創(chuàng)新風(fēng)險及損失，促進企業(yè)的創(chuàng)新投入。由此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)3在其他條件不變的情形下，政府補貼通過提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，從而促進企業(yè)創(chuàng)新投入，亦即，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中起到中介效應(yīng)。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于自2007年起，中國開始實施新的企業(yè)會計準則，其中，對企業(yè)創(chuàng)新投入的相關(guān)數(shù)據(jù)——研發(fā)支出的會計處理進行了較大的變動，為了保證數(shù)據(jù)標準的一致性，同時考慮到部分變量的計算涉及到5年(t-2年～t+2年)的數(shù)據(jù)窗口期，本研究選取2009～2016年中國滬深兩市A股上市企業(yè)作為初始研究樣本，并按照以下步驟對初始研究樣本進行了篩選：①剔除金融行業(yè)和保險行業(yè)的上市企業(yè)；②剔除樣本選擇期間ST和*ST上市企業(yè)；③剔除相關(guān)變量存在缺失值的樣本。經(jīng)過上述篩選過程，本研究最終共獲得有效樣本企業(yè)2 046家，共計有效觀測值8 552個。

本研究中的政府補貼數(shù)據(jù)、企業(yè)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)及其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，其中，政府補貼數(shù)據(jù)系通過對該數(shù)據(jù)庫中的財務(wù)報表附注進行相關(guān)手工整理而獲得。與此同時，本研究利用萬德數(shù)據(jù)庫(WIND)中的相關(guān)數(shù)據(jù)，對企業(yè)創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)進行了核對與補充，最大限度地保證了數(shù)據(jù)的準確性與完整性。

本研究對連續(xù)變量均進行了1%的Winsorize縮尾處理。

3.2 變量定義及測量

(1)被解釋變量本研究的被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)。關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新投入的度量，借鑒胡國柳等[25]的方法，采用企業(yè)研發(fā)支出與企業(yè)期末總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量。

(2)解釋變量本研究的解釋變量為政府補貼(SUB)。關(guān)于政府補貼的度量，借鑒黎文靖等[4]的方法，采用企業(yè)當(dāng)年所獲得的政府補貼總額與期末總資產(chǎn)的比值作為政府補貼的代理變量。

(3)中介變量本研究包含兩個中介變量，融資約束(SA)和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)。關(guān)于企業(yè)融資約束的度量，代表性的度量指標有3種，分別是KZ指數(shù)、SA指數(shù)與WW指數(shù)。綜合這3種企業(yè)融資約束度量方式的優(yōu)缺點，借鑒鞠曉生等[26]的做法，采用SA指數(shù)作為企業(yè)融資約束的代理變量。關(guān)于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的度量，代表性的度量指標包括股票波動性[27]與盈余收益波動性[28]，由于中國股票市場不成熟、波動性較大等原因，一般采用盈余波動性來衡量中國企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。由此，本研究借鑒余明桂等[28]的研究，采用企業(yè)的盈余波動性作為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的代理變量。

(4)控制變量參考黎文靖等[4]、郭玥[10]的研究，在考察政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響時，加入了下述控制變量：①企業(yè)規(guī)模(SI)；②企業(yè)年齡(A)；③資產(chǎn)負債率(L)；④資產(chǎn)收益率(RO)；⑤現(xiàn)金流量(CF)；⑥流動比率(CR)；⑦固定資產(chǎn)比例(FA)；⑧行業(yè)虛擬變量(ID)；⑨年度虛擬變量(Y)。

本研究所涉變量的定義及測量具體見表1。

3.3 模型構(gòu)建

為了檢驗假設(shè)1，即檢驗政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，本研究構(gòu)建以下模型：

INi,t=α0+α1SUBi,t+α2SIi,t+α3Ai,t+α4Li,t+

α5ROi,t+α6CFi,t+α7CRi,t+α8FAi,t+

IDi,t+Yi,t+εi,t，

(1)

式中，α0表示常數(shù)項；α1～α8均表示系數(shù)；i與t分別表示企業(yè)與年份；εi,t表示隨機擾動項。

為了檢驗假設(shè)2，即檢驗融資約束是否為政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響的中介變量，本研究構(gòu)建以下模型：

(2)

(3)

(4)

式中，λ0、β0均表示常數(shù)項；λ1、β1、β2均表示系數(shù)；j表示控制變量；Controli,t表示所有控制變量。

根據(jù)溫忠麟等[29]對于中介效應(yīng)的檢驗程序的分析，以及溫忠麟等[30]對于該檢驗程序的進一步完善，本研究在檢驗融資約束在政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中的中介效應(yīng)時遵循以下步驟：步驟1，檢驗式(2)中系數(shù)α1是否顯著。步驟2，檢驗式(3)中系數(shù)λ1和式(4)中系數(shù)β2是否顯著，如果均顯著，則進行第4步檢驗；如果至少有一個不顯著，則進行第3步檢驗。步驟3，用Bootstrap方法檢驗H0：λ1×β2=0，如果拒絕該假設(shè)，即λ1與β2的乘積顯著不為零，則繼續(xù)進行第4步檢驗；否則，應(yīng)停止分析，得出中介效應(yīng)不存在的結(jié)論。步驟4，檢驗式(4)中系數(shù)β1是否顯著，如果不顯著，表明該中介變量起到了完全中介效應(yīng)；如果顯著，表明該中介變量起到了部分中介效應(yīng)。

為了檢驗假設(shè)3，即檢驗企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是否為政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響的中介變量，本研究構(gòu)建以下模型：

(5)

(6)

(7)

該組模型與式(2)～式(4)類似，都是為了檢驗中介效應(yīng)是否存在，而檢驗步驟則與上述檢驗融資約束的中介效應(yīng)的步驟類似，此處不再贅述。

本研究采用OLS方法對以上模型進行回歸估計，并使用Robust調(diào)整標準誤。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。由表2可知：①企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)的平均值為2.102，即在樣本企業(yè)中，企業(yè)創(chuàng)新投入占企業(yè)總資產(chǎn)的平均比重為2.102%，表明企業(yè)創(chuàng)新投入水平較低，最小值為0.012，最大值為9.733，即樣本企業(yè)中創(chuàng)新投入占企業(yè)總資產(chǎn)的比重最小為0.012%，最大為9.733%，表明不同企業(yè)的創(chuàng)新投入強度差異很大；②政府補貼(SUB)的均值為0.607，最大值為4.305，表明樣本企業(yè)中所獲政府補貼金額占企業(yè)總資產(chǎn)的平均比重為0.607%，最大比重為4.305%。③融資約束(SA)的平均值為-3.658，絕對值的最小值為2.997，最大值為4.184，表明樣本企業(yè)均面臨融資約束，且不同企業(yè)所面臨的融資約束程度不同。④企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)的平均值為0.034，最小值為0.004，最大值為0.359，表明在樣本企業(yè)中，不同企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平存在較大差異。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果(N=8 552)

4.2 相關(guān)性分析

各變量的相關(guān)系數(shù)矩陣見表3。由表3可知：①政府補貼(SUB)與企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)之間的相關(guān)系數(shù)為0.266(p<0.01)，表明政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間呈正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)1a相符。②融資約束(SA)與企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)之間的相關(guān)系數(shù)為0.130(p<0.01)，與政府補貼(SUB)之間的相關(guān)系數(shù)為0.061(p<0.01)，由于SA值為負數(shù)，且絕對值越大，表示企業(yè)融資約束越大，因此，該相關(guān)系數(shù)結(jié)果表明企業(yè)面臨的融資約束與政府補貼、企業(yè)創(chuàng)新投入之間均呈負相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)2相符。③企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)與企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)之間的相關(guān)系數(shù)為0.053(p<0.01)，與政府補貼(SUB)之間的相關(guān)系數(shù)為0.010(p<0.01)，表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與政府補貼、企業(yè)創(chuàng)新投入之間均呈正相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)3相符。不過，以上相關(guān)關(guān)系尚需要在回歸分析中作進一步的檢驗。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣(N=8 552)

此外，有部分控制變量之間、自變量與控制變量之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，例如，企業(yè)規(guī)模(SI)與資產(chǎn)負債率(L)之間的相關(guān)系數(shù)為0.553(p<0.01)，表明模型中可能存在多重共線性問題。由此，本研究對解釋變量及控制變量進行了VIF檢驗，結(jié)果顯示各變量的VIF值及VIF均值(2.07)遠低于臨界值10，說明研究模型不存在嚴重的多重共線性問題。

4.3 回歸分析

政府補貼、融資約束、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果見表4。

表4 政府補貼、融資約束、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果(N=8 552)

4.3.1政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

在表4中，模型1為各控制變量對企業(yè)創(chuàng)新投入(IN)的回歸結(jié)果，而在模型2中加入政府補貼(SUB)這一解釋變量后，Adj-R2值由0.225上升至0.260，表明模型的擬合優(yōu)度提高了；模型2中政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.470，在1%的顯著性水平上顯著，這說明政府補貼越多，企業(yè)創(chuàng)新投入越多，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入具有明顯的促進作用，假設(shè)1a得到了支持，假設(shè)1b未得證。

4.3.2融資約束在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中的中介效應(yīng)

在表4中，模型2中政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.470，在1%的顯著性水平上顯著，亦即，企業(yè)獲得政府補貼占企業(yè)總資產(chǎn)的比重每增加1%，企業(yè)創(chuàng)新投入占總資產(chǎn)的比重將增加0.470%；模型3是檢驗政府補貼對企業(yè)融資約束的影響，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.011，在1%的顯著性水平上顯著，由于企業(yè)的融資約束越大，SA指數(shù)越小，因此該結(jié)果表明政府補貼會顯著降低企業(yè)的融資約束；模型4是檢驗政府補貼、融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，此時政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.467，在1%的顯著性水平上顯著，該系數(shù)代表政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的直接影響，融資約束(SA)的系數(shù)為0.298，在1%的顯著性水平上顯著，表明融資約束確實降低了企業(yè)創(chuàng)新投入。按照溫忠麟等[30]的中介效應(yīng)檢驗程序，可以得出結(jié)論，在政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中，融資約束的中介效應(yīng)存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)。具體而言，融資約束的中介效應(yīng)的大小為模型3中政府補貼(SUB)的系數(shù)(0.011)與模型4中融資約束(SA)的系數(shù)(0.298)的乘積，等于0.003，亦即，政府補貼通過緩解企業(yè)融資約束這一路徑，對企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響為0.003。為了增強結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究還進行了Sobel檢驗，檢驗結(jié)果(z=2.635，p<0.01)列示在表5的最后一行，該結(jié)果表明融資約束的中介效應(yīng)存在。假設(shè)2得到了支持。

4.3.3企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中的中介效應(yīng)

在表4中，由模型5可知，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.042，在1%的顯著性水平上顯著，表明政府補貼會顯著提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，在得到政府補貼之后，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平得以提高，企業(yè)的創(chuàng)新積極性亦會增加；由模型6可知，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.459，在1%的顯著性水平上顯著，該系數(shù)代表政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的直接影響，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.265，在1%的顯著性水平上顯著，表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)確實提高了企業(yè)創(chuàng)新投入。由于上述系數(shù)均顯著，表明在政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)表現(xiàn)出了中介效應(yīng)，為部分中介效應(yīng)。具體而言，將模型5中政府補貼(SUB)的系數(shù)(0.042)與模型6中企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)的系數(shù)(0.265)相乘即可得到政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響，亦即，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)等于0.011。與此同時，Sobel檢驗的結(jié)果(z=2.664，p<0.01)亦同樣表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)存在。假設(shè)3得到了支持。

4.4 異質(zhì)性分析

本研究分別按照企業(yè)所屬產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)性質(zhì)及制度環(huán)境的異質(zhì)性對樣本進行分組檢驗。其中，將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組，即企業(yè)實際控制人性質(zhì)為國有，則為國有企業(yè)，否則，為非國有企業(yè)；將樣本按照行業(yè)性質(zhì)進行分組，對此，本研究根據(jù)企業(yè)是否處于高科技行業(yè)進行分組，具體根據(jù)證監(jiān)會2012年修訂的《上市公司行業(yè)分類指引》，確定以化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)(C26)、醫(yī)藥制造業(yè)(C27)、化學(xué)纖維制造業(yè)(C28)、計算機通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)(C39) 、儀器儀表制造業(yè)(C40) 以及信息技術(shù)業(yè)(I)等行業(yè)的企業(yè)作為高科技企業(yè)，否則，確定為非高科技行業(yè)中的企業(yè)；將樣本按照制度環(huán)境進行分組，對此，本研究選擇按照企業(yè)所在地區(qū)市場化程度進行分組，具體根據(jù)王小魯?shù)萚31]的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中報告的“市場化總指數(shù)評分”數(shù)據(jù)進行分組，若企業(yè)所在省份的市場化指數(shù)高于年度市場化指數(shù)的中位數(shù)，則認為企業(yè)所在地區(qū)市場化程度高，否則，認為企業(yè)所在地區(qū)市場化程度低。

4.4.1按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗

按照樣本企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組的檢驗結(jié)果見表5。

表5 按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗結(jié)果

在表5的模型1中，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.337，模型6中該系數(shù)為0.523，其均在1%的顯著性水平上顯著，而Wald檢驗結(jié)果(χ2=7.39，p<0.01)顯示二者顯著不相等，這表明相較于國有企業(yè)而言，政府補貼對非國有企業(yè)的創(chuàng)新投入發(fā)揮了更大的促進效應(yīng)。

在模型2中，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.019，在1%的顯著性水平上顯著，但模型3中融資約束(SA)的系數(shù)為0.305，不顯著，根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗程序，此時需要利用Bootstrap方法檢驗這兩個系數(shù)的乘積是否顯著不為零，檢驗結(jié)果表明不能拒絕該乘積為零的假設(shè)，因此，在國有企業(yè)中，融資約束在政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響過程中的中介效應(yīng)不存在，Sobel檢驗結(jié)果(z=1.430，p>0.10)亦證實了這一點；而在非國有企業(yè)樣本中，模型7中政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.006，在5%的顯著性水平上顯著，模型8中融資約束(SA)的系數(shù)為0.326，在1%的顯著性水平上顯著，表明在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中，融資約束的中介效應(yīng)存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，Sobel檢驗亦表現(xiàn)出同樣的結(jié)果(z=2.138，p<0.05)。通過對比在國有企業(yè)樣本與非國有企業(yè)樣本中融資約束的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，政府補貼通過緩解企業(yè)的融資約束來促進企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響機制只在非國有企業(yè)中實現(xiàn)了，這可能是由于在國有企業(yè)中，融資約束程度較低，融資約束對國有企業(yè)創(chuàng)新的制約相對較少。

在表5中，關(guān)于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中的中介效應(yīng)，模型1、模型4和模型5為國有企業(yè)的檢驗結(jié)果，模型6、模型9和模型10則為非國有企業(yè)的檢驗結(jié)果。其中，在國有企業(yè)樣本中，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響過程中并未表現(xiàn)出中介效應(yīng)，這主要是因為模型4中政府補貼(SUB)的系數(shù)為-0.001，且不顯著，表明政府補貼不能影響國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)，亦即不能通過影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)而促進企業(yè)創(chuàng)新投入，Bootstrap檢驗和Sobel檢驗(z=0.755，p>0.10)亦均表現(xiàn)出同樣的結(jié)果；然而，在非國有企業(yè)樣本中，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)中介效應(yīng)顯著存在，這是因為在模型9中政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.040，在5%的顯著性水平上顯著，在模型10中企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.225，在1%的顯著性水平上顯著，兩者系數(shù)乘積為0.009，表明政府補貼通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平這一路徑，對企業(yè)創(chuàng)新投入造成的間接影響為0.009，Sobel檢驗結(jié)果(z=1.981，p<0.05)，亦表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)在非國有企業(yè)中顯著存在。通過對比在國有企業(yè)與非國有企業(yè)中企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，政府補貼通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，進而促進企業(yè)創(chuàng)新投入的機制，僅在非國有企業(yè)中發(fā)揮作用。

4.4.2按照行業(yè)性質(zhì)分組檢驗

按照企業(yè)是否處于高科技行業(yè)而分組的檢驗結(jié)果見表6。

表6 按照行業(yè)性質(zhì)分組檢驗結(jié)果

在表6的模型1中，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.652，模型6中該系數(shù)為0.264，其均在1%的顯著性水平上顯著，而Wald檢驗結(jié)果(χ2=36.71，p<0.01)顯示二者顯著不相等，這表明相較于非高科技企業(yè)而言，政府補貼對高科技企業(yè)的創(chuàng)新投入發(fā)揮了更大的促進效應(yīng)。

在模型2中，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.008，在5%的顯著性水平上顯著，模型3中融資約束(SA)的系數(shù)為0.403，在5%的顯著性水平上顯著，因此，在高科技企業(yè)中，融資約束在政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響過程中的中介效應(yīng)存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，Sobel檢驗結(jié)果(z=1.877，p<0.10)亦證實了這一點；而模型7中政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.011，在1%的顯著性水平上顯著，模型8中融資約束(SA)的系數(shù)為0.169，在5%的顯著性水平上顯著，表明在政府補貼與非高科技企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中，融資約束的中介效應(yīng)存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，Sobel檢驗亦表現(xiàn)出同樣的結(jié)果(z=2.015，p<0.05)。由此，無論在高科技企業(yè)還是在非高科技企業(yè)中，融資約束的中介效應(yīng)在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中均顯著存在。

在模型4中，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.008，在10%的顯著性水平上顯著，模型5中企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.382，在1%的顯著性水平上顯著，因此，在高科技企業(yè)中，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響過程中的中介效應(yīng)存在，Sobel檢驗結(jié)果(z=1.651，p<0.10)亦證實了這一點；而在非高科技企業(yè)樣本中，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的中介效應(yīng)不存在，這是因為模型9中政府補貼(SUB)的系數(shù)為-0.003，不顯著，模型10中企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.162，在10%的顯著性水平上顯著，經(jīng)Bootstrap方法和Sobel檢驗(z=0.636，p>0.10)均表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)不存在。通過對比在高科技企業(yè)樣本與非高科技企業(yè)樣本中企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，政府補貼通過提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)來促進企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響機制僅在高科技企業(yè)中實現(xiàn)了。

4.4.3按照制度環(huán)境分組檢驗

按照企業(yè)所在地區(qū)市場化程度高低進行分組的檢驗結(jié)果見表7。

表7 按照制度環(huán)境分組檢驗結(jié)果

在表7的模型1中，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.649，模型6中該系數(shù)為0.315，其均在1%的顯著性水平上顯著，而Wald檢驗結(jié)果(χ2=26.73，p<0.01)顯示二者顯著不相等，這表明相較于所在地區(qū)市場化程度低的企業(yè)而言，政府補貼對所在地區(qū)市場化程度高的企業(yè)的創(chuàng)新投入發(fā)揮了更大的促進效應(yīng)。

在模型2中，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.016，在1%的顯著性水平上顯著，模型3中融資約束(SA)的系數(shù)為0.479，在1%的顯著性水平上顯著，表明所在地區(qū)市場化程度高的企業(yè)中，融資約束在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中的中介效應(yīng)顯著存在，表現(xiàn)為部分中介效應(yīng)，Sobel檢驗結(jié)果(z=2.772，p<0.01)亦證實了這一點；而在所在地區(qū)市場化程度低的企業(yè)樣本中，模型7中政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.005，不顯著，模型8中融資約束(SA)的系數(shù)為0.138，亦不顯著，表明在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中，融資約束的中介效應(yīng)不存在，Sobel檢驗亦表現(xiàn)出同樣的結(jié)果(z=0.845，p>0.10)。由此，政府補貼通過緩解企業(yè)的融資約束來促進企業(yè)創(chuàng)新投入的間接影響機制，僅在所在地區(qū)市場化程度高的企業(yè)中發(fā)揮作用。

模型4中，政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.001，不顯著，模型5中企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.405，在1%的顯著性水平上顯著，經(jīng)Bootstrap方法和Sobel檢驗結(jié)果(z=0.230，p>0.10)均表明企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)不存在；同理，所在地區(qū)市場化程度低的企業(yè)樣本中，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)亦不存在，這是因為模型9中政府補貼(SUB)的系數(shù)為0.003，模型10中企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)(RI)的系數(shù)為0.059，均不顯著，Sobel檢驗結(jié)果(z=0.371，p>0.10)亦證實了這一點。由此，無論企業(yè)所在地區(qū)市場化程度如何，政府補貼均沒有通過提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平這一影響機制而對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生促進作用。

4.5 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究進行了穩(wěn)健性檢驗。

首先，本研究采用兩階段最小二乘法(2SLS)重新估計政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，而關(guān)于工具變量的選取，借鑒郭玥[10]的做法，選用同年度、同行業(yè)所有企業(yè)的政府補貼均值與企業(yè)總資產(chǎn)的比值作為政府補貼的工具變量。其次，為了檢驗指標敏感性，使用研發(fā)支出/營業(yè)收入作為企業(yè)創(chuàng)新投入的替代衡量指標，使用政府補貼/營業(yè)收入作為政府補貼的替代衡量指標，使用KZ指數(shù)作為融資約束的替代衡量指標，并使用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的股票回報率的標準差作為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的替代衡量指標，藉此，重新對各模型進行了檢驗。最后，為了解決在實證研究中可能遺漏不隨時間改變的公司層面變量的問題，通過采用固定效應(yīng)模型的方法進行了穩(wěn)健性檢驗，重新檢驗了政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系以及融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)。

穩(wěn)健性檢驗的實證結(jié)果與前述實證結(jié)果保持一致，表明本研究的結(jié)論穩(wěn)健可靠。

5 研究結(jié)論與管理啟示

5.1 研究結(jié)論

本研究基于融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介視角，以2009～2016年中國滬深兩市A股上市企業(yè)作為樣本，探討政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即政府對企業(yè)補貼越多，企業(yè)的創(chuàng)新投入越大；②融資約束在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中起到部分中介效應(yīng)，即政府補貼通過緩解企業(yè)的融資約束這一中介機制，促進企業(yè)的創(chuàng)新投入；③企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在政府補貼與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系中起到部分中介效應(yīng)，即政府補貼通過提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平這一中介機制，促進企業(yè)的創(chuàng)新投入；④融資約束與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的中介效應(yīng)因企業(yè)所屬產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)性質(zhì)及制度環(huán)境的異質(zhì)性而存在差異，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用在非國有企業(yè)、高科技企業(yè)及所在地區(qū)市場化程度高的企業(yè)中更大。

5.2 管理啟示

本研究獲得下述管理啟示：①只有企業(yè)的創(chuàng)新資源與創(chuàng)新意愿實現(xiàn)“雙高”，才能有效提高企業(yè)的創(chuàng)新投入水平，政府可以通過篩選出真正有創(chuàng)新能力的企業(yè)，通過釋放優(yōu)質(zhì)信號，實現(xiàn)與市場資源的聯(lián)動，從而為企業(yè)解決創(chuàng)新資源不足的后顧之憂，政府亦可以通過產(chǎn)業(yè)政策的引導(dǎo)，扶持前景產(chǎn)業(yè)，提高這些企業(yè)的創(chuàng)新積極性；②產(chǎn)業(yè)政策可以在一定程度上引導(dǎo)市場的資源配置，通過釋放良好的認證信號，幫助市場投資者認清真正優(yōu)質(zhì)的創(chuàng)新企業(yè)，既可以幫助企業(yè)獲得更多的資源，亦可以實現(xiàn)市場資源的有效配置；③政府應(yīng)進一步加大對非國有企業(yè)、高科技企業(yè)的創(chuàng)新補貼力度，因為政府補貼對非國有企業(yè)與高科技企業(yè)的補貼效率更高，其既緩解這兩類企業(yè)的融資約束，又提高這兩類企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平；④政府應(yīng)為企業(yè)創(chuàng)造更加公開、透明的制度環(huán)境，這樣不僅有利于企業(yè)公平競爭，亦便于政府補貼政策對企業(yè)創(chuàng)新的認證信號被市場接收，從而間接促進企業(yè)創(chuàng)新投入。