國家創(chuàng)新型企業(yè)政策是否促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新？

陳 晨，張廣勝

(1.中國社會(huì)科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100732；2.遼寧大學(xué)商學(xué)院，遼寧 沈陽 110036)

一、引 言

我國經(jīng)濟(jì)由高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展，處于轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動(dòng)力的攻關(guān)期。創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長的源泉，企業(yè)為主體與核心。但創(chuàng)新的正外部性和高風(fēng)險(xiǎn)性導(dǎo)致依靠市場(chǎng)力量的供給不足，需要政府的引導(dǎo)和扶持。東亞新興市場(chǎng)國家的經(jīng)驗(yàn)表明，“優(yōu)勢(shì)企業(yè)的扶持政策”激勵(lì)企業(yè)開展創(chuàng)新，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[1]。2006年國家提出建設(shè)“創(chuàng)新型國家”目標(biāo)，隨后科技部聯(lián)合國資委和全國總工會(huì)發(fā)布《關(guān)于確定一批企業(yè)開展創(chuàng)新型企業(yè)試點(diǎn)的通知》，確立了我國首批103家國家創(chuàng)新型企業(yè)，后在2008～2012年又確立573家。接近《國家中長期科學(xué)和技術(shù)發(fā)展規(guī)劃綱要(2006—2020年)》實(shí)施的尾聲，國家創(chuàng)新型企業(yè)建設(shè)是否促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，為創(chuàng)新型國家建設(shè)獻(xiàn)力，值得評(píng)估驗(yàn)證。

以往研究表明，政府引導(dǎo)支持對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有兩面性。(1)正面效應(yīng)：政府的參與認(rèn)可降低創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，彌補(bǔ)正外部性缺失，刺激企業(yè)優(yōu)化研發(fā)投入[2]；補(bǔ)貼和優(yōu)惠形成研發(fā)的資源效應(yīng)[3]；資源調(diào)配改善要素扭曲，提升資源配置效率[4]；制度完善改善創(chuàng)新環(huán)境，提升創(chuàng)新積極性[5][6]；方向指引鼓勵(lì)企業(yè)走自主創(chuàng)新之路，提升創(chuàng)新競(jìng)爭(zhēng)力[7]。(2)負(fù)面效應(yīng)：政府的直接資源支持形成企業(yè)自有研發(fā)的擠出效應(yīng)或資源依賴效應(yīng)[8]；過度干預(yù)造成創(chuàng)新自主性下降，抑制創(chuàng)新產(chǎn)出[9]。政府創(chuàng)新專有知識(shí)和創(chuàng)新質(zhì)量研判標(biāo)準(zhǔn)的缺乏易造成企業(yè)創(chuàng)新的“敷衍”性行為[10]，不利于創(chuàng)新質(zhì)量的提升。但政府參與企業(yè)創(chuàng)新還受到政策方式、主體差異、時(shí)間及作用階段等多重因素影響，地區(qū)政府同質(zhì)化競(jìng)爭(zhēng)研究發(fā)現(xiàn)結(jié)構(gòu)性趨同使政策喪失比較優(yōu)勢(shì)，導(dǎo)致創(chuàng)新激勵(lì)從優(yōu)勢(shì)扶持—規(guī)模經(jīng)濟(jì)—資本累積—?jiǎng)?chuàng)新增長的路徑被斬?cái)啵罱K政策效果偏離初衷[11]。鑒于政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新影響的不確定性，國家創(chuàng)新型政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新是否實(shí)現(xiàn)了政策目的，值得深入探索。

現(xiàn)有對(duì)國家創(chuàng)新型企業(yè)的研究基于兩方面：其一，國家創(chuàng)新型企業(yè)的創(chuàng)新能力評(píng)估研究。學(xué)者們采用因子分析法、BP神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)分析法和FANP方法等，從企業(yè)內(nèi)涵特征、政府干預(yù)方式及創(chuàng)新維度等角度構(gòu)建指標(biāo)體系，評(píng)估國家創(chuàng)新型企業(yè)的創(chuàng)新能力[12][13][14]。其二，國家創(chuàng)新型企業(yè)創(chuàng)新的影響因素分析。內(nèi)部企業(yè)家精神、創(chuàng)新戰(zhàn)略定位、創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)協(xié)作、創(chuàng)新人才激勵(lì)和創(chuàng)新文化建設(shè)是企業(yè)創(chuàng)新能力提升的不竭動(dòng)力[15][16]；外部機(jī)遇的識(shí)別能力是企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的保障；內(nèi)外部產(chǎn)學(xué)研合作[17]和制度協(xié)調(diào)[18]是企業(yè)創(chuàng)新效率的關(guān)鍵。鮮少有國家創(chuàng)新型企業(yè)政策實(shí)施對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響研究，僅有以兩批次國家創(chuàng)新型企業(yè)及江蘇省創(chuàng)新型企業(yè)為樣本的國家創(chuàng)新型企業(yè)政策效果評(píng)估研究[19][20]。但我國國家創(chuàng)新型企業(yè)分五批次確立了676個(gè)企業(yè)，僅以部分企業(yè)為樣本的效果評(píng)估有失偏頗。結(jié)合政府參與企業(yè)創(chuàng)新的不確定性，國家創(chuàng)新型企業(yè)政策是否促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，是促進(jìn)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新還是策略創(chuàng)新，作用路徑為何？鮮少有學(xué)者探討。

為此，本研究通過手工搜集國家創(chuàng)新型企業(yè)名單，選取2003～2017年我國A股上市公司樣本，驗(yàn)證評(píng)估國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的政策效應(yīng)。本文實(shí)證貢獻(xiàn)：在研究方法上，考慮到國家創(chuàng)新型企業(yè)分批依次設(shè)立和非隨機(jī)選擇的特征，為防止樣本的選擇偏誤和內(nèi)生性問題，采用了傾向匹配得分方法和干預(yù)效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型；在樣本選擇上，手工搜集所有國家創(chuàng)新型企業(yè)名單，以全樣本評(píng)估國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的政策效應(yīng)。本文理論貢獻(xiàn)：在研究視角上，從創(chuàng)新階段和創(chuàng)新策略選擇角度分析宏觀國家創(chuàng)新政策對(duì)微觀企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)、產(chǎn)出及策略選擇的作用效果；在機(jī)理分析上，從科技金融支持角度研究政府補(bǔ)貼的資源補(bǔ)給效應(yīng)與行為外溢效應(yīng)及政策認(rèn)證效應(yīng)與橋梁效應(yīng)，為政府參與創(chuàng)新方式選擇提供新思路。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)政策效應(yīng)

政策支持是企業(yè)創(chuàng)新的重要助推力，尤其在以政府調(diào)控主導(dǎo)的市場(chǎng)型國家[21]。創(chuàng)新從階段上分為研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出，從策略選擇角度分為實(shí)質(zhì)創(chuàng)新和策略創(chuàng)新。國家創(chuàng)新型企業(yè)政策為企業(yè)創(chuàng)新提供方向指引、資源供給、聲譽(yù)效應(yīng)和制度保障，助推創(chuàng)新增長。首先，享受政策企業(yè)發(fā)展方向與國家長期科技發(fā)展綱要需求吻合，保證創(chuàng)新方向正確，降低創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，強(qiáng)化創(chuàng)新正外部性[22]。其次，系列政策優(yōu)惠措施及補(bǔ)貼形成研發(fā)投入的直接資源供給，減免措施為創(chuàng)新提供間接資源補(bǔ)給。政策聲譽(yù)效應(yīng)下，為維持良好形象，企業(yè)主動(dòng)開展創(chuàng)新，強(qiáng)化投資者信心，表現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)新的虹吸效應(yīng)。最后，政策通過合作平臺(tái)建設(shè)及知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度完善等，創(chuàng)造良好的創(chuàng)新文化氛圍，利于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)。綜上，提出如下假設(shè)：

H1：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出增長。

國家創(chuàng)新型政策的資源支持和評(píng)估機(jī)制導(dǎo)致企業(yè)選擇不同的創(chuàng)新策略：其一，政策的資源調(diào)配改善要素配置扭曲現(xiàn)象，促進(jìn)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新增長[6]；政策的認(rèn)證效應(yīng)強(qiáng)化企業(yè)借技術(shù)進(jìn)步以獲取核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，刺激企業(yè)開展“高質(zhì)量”創(chuàng)新行為。其二，為滿足政策評(píng)估“條件”，企業(yè)按照政府計(jì)劃開展創(chuàng)新，導(dǎo)致自主創(chuàng)新精神受損；結(jié)合創(chuàng)新知識(shí)獨(dú)有性，政府缺乏創(chuàng)新質(zhì)量的研判標(biāo)準(zhǔn)，致使企業(yè)更注重策略創(chuàng)新[26]。此外，為獲取政策資源支持，企業(yè)出現(xiàn)逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)行為，僅表現(xiàn)為策略創(chuàng)新。為獲取政策“利益”，企業(yè)采取“尋租”策略，產(chǎn)生自有創(chuàng)新資源的擠出效應(yīng)和創(chuàng)新精神的侵蝕效應(yīng)，僅提升策略創(chuàng)新[10]。綜上，提出如下假設(shè)：

H2a：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新；

H2b：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策表現(xiàn)為企業(yè)策略創(chuàng)新。

(二)作用機(jī)理

2006年發(fā)布的《創(chuàng)新型企業(yè)試點(diǎn)工作實(shí)施方案》提出，科技金融是國家創(chuàng)新型企業(yè)的重點(diǎn)措施之一。其對(duì)科技創(chuàng)新表現(xiàn)為政府補(bǔ)貼的直接效應(yīng)和融資結(jié)構(gòu)改善的間接效應(yīng)。政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)為研發(fā)額外性和行為額外性[27]。研發(fā)額外性：政府補(bǔ)助形成研發(fā)投入的直接補(bǔ)給，幫助企業(yè)擺脫自有資金不足困境，增強(qiáng)創(chuàng)新能動(dòng)性，增加創(chuàng)新先動(dòng)優(yōu)勢(shì)，促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出，同時(shí)也有效緩解了市場(chǎng)失靈下的資源配置扭曲，優(yōu)化創(chuàng)新結(jié)構(gòu)，提升創(chuàng)新質(zhì)量。行為額外性：政府補(bǔ)助的認(rèn)定與支持確保企業(yè)創(chuàng)新的方向性、風(fēng)險(xiǎn)的共擔(dān)性[2]，形成信號(hào)效應(yīng)，向利益相關(guān)者傳遞利好信息，吸引外部資源注入，利于實(shí)質(zhì)創(chuàng)新產(chǎn)出增長。但企業(yè)為尋求政府補(bǔ)助，產(chǎn)生“迎合性”或“敷衍性”創(chuàng)新，基礎(chǔ)創(chuàng)新不夯實(shí)，僅表現(xiàn)為策略創(chuàng)新[28]。綜上，提出如下假設(shè)：

H3a：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策通過政府補(bǔ)助加大企業(yè)研發(fā)投入，促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出；

H3b：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策通過政府補(bǔ)助促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新；

H3c：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策通過政府補(bǔ)助促進(jìn)企業(yè)策略創(chuàng)新。

國家創(chuàng)新型企業(yè)政策改善融資結(jié)構(gòu)促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新：其一，政策對(duì)認(rèn)定企業(yè)的金融支持使其享受信貸優(yōu)惠，緩解內(nèi)部融資不足壓力，為企業(yè)創(chuàng)新提供充裕的資金保障。其二，政策認(rèn)定強(qiáng)化政企聯(lián)結(jié)，架起溝通橋梁，利于企業(yè)獲取債務(wù)融資支持，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[7]。其三，政策資質(zhì)認(rèn)證降低與投資者間的信息不對(duì)稱與金融摩擦，強(qiáng)化利益相關(guān)者對(duì)企業(yè)的認(rèn)可，改善融資環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入和產(chǎn)出[29]。但因創(chuàng)新知識(shí)的專業(yè)性，外部利益相關(guān)者對(duì)創(chuàng)新成果的認(rèn)知不足，導(dǎo)致企業(yè)僅通過策略創(chuàng)新方式“愚弄”公眾。此外，外部投資人對(duì)投入資金的監(jiān)管性較差，用途、方式成為“黑箱”，易造成資金的浪費(fèi)或舞弊，降低創(chuàng)新效率[27]。綜上，提出如下假設(shè)：

H4a：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策通過改善融資結(jié)構(gòu)，增加企業(yè)研發(fā)投入，促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出；

H4b：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策通過改善融資結(jié)構(gòu)促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新；

H4c：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策通過改善融資結(jié)構(gòu)促進(jìn)企業(yè)策略創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型設(shè)定

鑒于國家創(chuàng)新型企業(yè)政策逐步落實(shí)特性，為消除內(nèi)生性，首先進(jìn)行傾向匹配得分處理，再采用干預(yù)效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型展開回歸分析。借鑒王智波(2018)[30]政策評(píng)估的做法，構(gòu)建如下模型：

漸進(jìn)雙重差分主回歸模型：

rd/lnpa/lnipa/lnfpait=β0+β1treatedit+β2trendit+β3Controlit+εit

(1)

政策主體選擇模型：

Treatedi*=ωHit+μit

(2)

其中，模型(1)中rd/lnpa/lnipa/lnfpait為企業(yè)的研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、實(shí)質(zhì)創(chuàng)新及策略創(chuàng)新；treatedit為政策變量，若i企業(yè)在t年被確立為國家創(chuàng)新型企業(yè)，確立當(dāng)年和此后各年treatedit=1，否則treatedit=0，t為數(shù)據(jù)報(bào)告年份，構(gòu)造單一政策變量treatedit，更簡(jiǎn)潔地體現(xiàn)政策逐步實(shí)施的過程；trendit為政策實(shí)施期限，若t>si，則trendit=t-si，否則trendit=0，si為企業(yè)i被確立為國家創(chuàng)新型企業(yè)的年份；Controlit為控制變量。模型(2)中Treatedi*為影響treatedit的潛在變量，若Treatedi*>0，則treatedit=1，否則treatedit=0。Hit是一組可能影響企業(yè)享受國家創(chuàng)新型企業(yè)政策的變量。

(二)變量選取

1.被解釋變量：研發(fā)投入(rd)借鑒吳凡等(2019)[31]的做法，采用研發(fā)支出總額對(duì)數(shù)量化(1)國泰安和萬得數(shù)據(jù)庫中有專項(xiàng)企業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)信息，但因其初始統(tǒng)計(jì)年份為2007年，而本文政策的初始年份為2006，采用上述數(shù)據(jù)將導(dǎo)致樣本的完整性受損，因此采用吳凡等的做法。；創(chuàng)新產(chǎn)出(lnpa)采用企業(yè)專利申請(qǐng)量對(duì)數(shù)量化；借鑒雷根強(qiáng)和郭玥(2018)[27]的做法，實(shí)質(zhì)創(chuàng)新(lnipa)采用發(fā)明專利申請(qǐng)量對(duì)數(shù)量化；策略創(chuàng)新(lnfpa)采用非發(fā)明專利申請(qǐng)量對(duì)數(shù)量化。

2.解釋變量：國家創(chuàng)新型企業(yè)政策變量(treatedit)和成立期限變量(trendit)。

3.處理效應(yīng)變量：通過搜集政策確立的優(yōu)選條件，從盈利能力、創(chuàng)新文化氛圍和財(cái)務(wù)制度的規(guī)范性三方面選取變量。企業(yè)盈利能力(roe)，采用企業(yè)凈資產(chǎn)收益率量化；高管文化程度(edu)，采用企業(yè)高管中本科以上學(xué)歷人數(shù)量化；制度規(guī)范性(bind)，選用企業(yè)獨(dú)立董事比率量化。

4.企業(yè)類型異質(zhì)性變量：政企關(guān)聯(lián)(tac)，當(dāng)企業(yè)實(shí)際控制人現(xiàn)任或曾任人大代表、政協(xié)委員或工商聯(lián)委員等時(shí)，tac=1，否則tac=0；股權(quán)性質(zhì)(soe)，當(dāng)企業(yè)股權(quán)性質(zhì)為國有企業(yè)時(shí)，soe=1，否則soe=0；集團(tuán)企業(yè)(group)，當(dāng)企業(yè)隸屬于企業(yè)集團(tuán)時(shí)，group=1，否則group=0。

5.中介效應(yīng)變量：政府補(bǔ)助(psub)，采用企業(yè)享受政府專利補(bǔ)助金額量化；融資結(jié)構(gòu)(odr)，采用企業(yè)經(jīng)營負(fù)債比率量化。

6.控制變量：選用兩職合一(adj)、董事會(huì)規(guī)模(nd)、管理層持股比例(hold)、高管薪酬(paye)、股權(quán)集中度(ec)、公司規(guī)模(lnta)、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度(mbpr)和企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)(fl)等變量。

(三)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由科技部和各企業(yè)官網(wǎng)手工搜集整理5批次676家企業(yè)名單，得到A股上市公司352家，樣本企業(yè)數(shù)大于300家，超過總數(shù)的50%，對(duì)總體有較好的說明性。為分析政策實(shí)施前后企業(yè)創(chuàng)新變化，選取2003～2017年滬深A(yù)股上市公司樣本數(shù)據(jù)，具體數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，企業(yè)研發(fā)投入均值為0.13億元，中位數(shù)為0，最大值4.79億元；創(chuàng)新產(chǎn)出均值為72.4件，中位數(shù)為17件，最大值為20107件，說明企業(yè)間創(chuàng)新差距較大，整體處于較低水平。實(shí)質(zhì)創(chuàng)新均值為33.56件，最大值為9029件；策略創(chuàng)新均值為38.85件，最大值為11196件，實(shí)質(zhì)創(chuàng)新大于策略創(chuàng)新?？傮w而言，融資結(jié)構(gòu)指標(biāo)相對(duì)均衡，政府補(bǔ)助影響差異較大。

(二)傾向匹配得分

運(yùn)用傾向匹配得分方法進(jìn)行分析，首先，選擇影響政策的合適協(xié)變量；其次，采用Logit回歸計(jì)算傾向得分；之后，選擇合理方法進(jìn)行傾向得分匹配；最后，計(jì)算匹配后樣本的平均處理效應(yīng)(ATT)。

1.數(shù)據(jù)的平衡性檢驗(yàn)。為保證PSM結(jié)果可靠，進(jìn)行協(xié)變量匹配前后的數(shù)據(jù)平衡性檢驗(yàn)，借鑒康志勇(2018)[6]的準(zhǔn)則，匹配后樣本的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值小于5%，則結(jié)果良好，大于20%，則存在問題。結(jié)果顯示，樣本協(xié)變量匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對(duì)值均小于5%，且T檢驗(yàn)結(jié)果均不拒絕原假設(shè)，滿足PSM的獨(dú)立性假設(shè)，結(jié)果可靠。限于篇幅，結(jié)果省略，作者備索。創(chuàng)新產(chǎn)出、實(shí)質(zhì)創(chuàng)新與策略創(chuàng)新結(jié)果類似，不再贅述。

2.處理效應(yīng)(ATT)結(jié)果。借鑒富鈺媛(2019)[32]的方式，采用一比一近鄰匹配(2)一比一近鄰匹配主要是為處理組尋找到傾向匹配得分值最近的一個(gè)對(duì)照組個(gè)體。。匹配后研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、實(shí)質(zhì)創(chuàng)新和策略創(chuàng)新的平均處理效應(yīng)為0.63、0.75、0.79和0.62，均在1%水平下顯著，說明匹配結(jié)果良好。

(三)政策效應(yīng)分析

1.企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出的政策效應(yīng)。國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出的政策效應(yīng)結(jié)果見表1。(1)～(6)列treated和trend系數(shù)在1%顯著性水平下均為正，說明政策長短期對(duì)企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)生均具有促進(jìn)作用，假設(shè)H1得以驗(yàn)證。表中Wald和χ2統(tǒng)計(jì)量均顯著為正，說明treated和trend與時(shí)變誤差相關(guān)，干預(yù)效應(yīng)模型有效糾正了樣本選擇偏差。rd和lnpa系數(shù)大小比較發(fā)現(xiàn)，政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用大于創(chuàng)新產(chǎn)出，可能由于政策對(duì)研發(fā)投入的補(bǔ)貼效應(yīng)更為直接，或因創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)性，導(dǎo)致政策創(chuàng)新產(chǎn)出效應(yīng)的損耗。

表1 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)出的政策效應(yīng)

2.企業(yè)創(chuàng)新策略選擇的政策效應(yīng)。國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新策略選擇的評(píng)估結(jié)果見表2。treated與lnipa和lnfpa的系數(shù)均在5%顯著性水平上為正，表明國家創(chuàng)新型企業(yè)政策不僅促進(jìn)企業(yè)策略創(chuàng)新，也促進(jìn)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新增長，且政策對(duì)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新的作用大于策略創(chuàng)新。trend與lnipa和lnfpa的系數(shù)均在1%顯著性水平上為正，但lnipa系數(shù)大于lnfpa，說明長期政策下企業(yè)選擇開展實(shí)質(zhì)創(chuàng)新。綜上，國家創(chuàng)新型企業(yè)政策長短期對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)和策略創(chuàng)新均具有增長效應(yīng)，驗(yàn)證了假設(shè)H2a和H2b，但企業(yè)出于長遠(yuǎn)發(fā)展考慮，更傾向于開展實(shí)質(zhì)創(chuàng)新。

表2 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)創(chuàng)新質(zhì)量的政策效應(yīng)

3.企業(yè)類型異質(zhì)性下創(chuàng)新的政策效應(yīng)。其一，短期非政企關(guān)聯(lián)企業(yè)研發(fā)投入的政策效應(yīng)大于關(guān)聯(lián)企業(yè)，但長期政企關(guān)聯(lián)企業(yè)的政策效果更強(qiáng)。對(duì)于政企關(guān)聯(lián)企業(yè)，政策長短期對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、實(shí)質(zhì)創(chuàng)新和策略創(chuàng)新作用效果均強(qiáng)于非關(guān)聯(lián)企業(yè)，且對(duì)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新的作用強(qiáng)于策略創(chuàng)新。非政企關(guān)聯(lián)企業(yè)享受政策優(yōu)惠，短期加大研發(fā)投入，但長期良好的政企關(guān)系能夠強(qiáng)化政策偏向性，使得政策對(duì)政企關(guān)聯(lián)創(chuàng)新的長期效應(yīng)更強(qiáng)。政企關(guān)聯(lián)企業(yè)享受更多的政治“關(guān)懷”，政企間的摩擦成本降低，可投入創(chuàng)新中的資源更多，利于實(shí)質(zhì)創(chuàng)新增長。

其二，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)無論長短期在研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、實(shí)質(zhì)創(chuàng)新抑及策略創(chuàng)新的政策效應(yīng)均更強(qiáng)。說明國有企業(yè)因更大規(guī)模、制度規(guī)范壓力及資源稟賦條件等，相較于非國有企業(yè)在創(chuàng)新上具有更好的表現(xiàn)，且國有企業(yè)為發(fā)揮帶頭作用，更傾向采取實(shí)質(zhì)創(chuàng)新策略，使得政策的實(shí)質(zhì)創(chuàng)新效應(yīng)更強(qiáng)。

其三，相較于集團(tuán)企業(yè)，非集團(tuán)企業(yè)短期研發(fā)投入的政策效應(yīng)更大，但長期政策效應(yīng)更小。集團(tuán)企業(yè)在創(chuàng)新產(chǎn)出、實(shí)質(zhì)創(chuàng)新和策略創(chuàng)新上，無論長短期政策效應(yīng)均強(qiáng)于非集團(tuán)企業(yè)?？赡芤?yàn)榉羌瘓F(tuán)企業(yè)相較于集團(tuán)企業(yè)缺乏長遠(yuǎn)的目標(biāo)規(guī)劃和資源調(diào)配能力，在政策享受初期有更高的研發(fā)投入，而集團(tuán)企業(yè)借助良好戰(zhàn)略規(guī)劃、企業(yè)間資源互通和公司治理能力觸發(fā)政策的長期效應(yīng)。此外，集團(tuán)企業(yè)由于擁有更豐富的專有創(chuàng)新知識(shí)和聲譽(yù)形象，實(shí)質(zhì)創(chuàng)新政策效應(yīng)強(qiáng)于策略創(chuàng)新。限于篇幅，結(jié)果省略，作者備索。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.基本模型。借鑒富鈺媛等(2019)[32]的做法，采用未PSM的全樣本重新回歸。結(jié)果表明，政策下企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出無論長短期均呈現(xiàn)增長效應(yīng)，實(shí)質(zhì)創(chuàng)新和策略創(chuàng)新也均呈現(xiàn)增長效應(yīng)，且實(shí)質(zhì)創(chuàng)新效應(yīng)大于策略創(chuàng)新，同主回歸一致。

2.安慰劑檢驗(yàn)。為排除虛假回歸風(fēng)險(xiǎn)，借鑒王智波和韓希(2018)[31]的方式，采用安慰劑檢驗(yàn)中的虛假因變量回歸驗(yàn)證。選取與政策無關(guān)的企業(yè)管理費(fèi)用率重新回歸，結(jié)果均不顯著。

3.替換因變量。為避免政策回歸結(jié)果的偶然性，將企業(yè)研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出、實(shí)質(zhì)創(chuàng)新、策略創(chuàng)新分別替換為研發(fā)支出與總資產(chǎn)比值、專利授權(quán)量、發(fā)明專利授權(quán)量、非發(fā)明專利授權(quán)量。采用PSM后回歸，結(jié)果一致。限于篇幅，結(jié)果省略，作者備索。

五、作用機(jī)制檢驗(yàn)

(一)政府補(bǔ)貼機(jī)制檢驗(yàn)

1.政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機(jī)制檢驗(yàn)。表3列示了政府補(bǔ)助在政策與企業(yè)研發(fā)投入間的中介效應(yīng)結(jié)果，treated、trend與lnpsub系數(shù)在1%顯著性水平上為正，說明政策落實(shí)，補(bǔ)助增加，研發(fā)投入增長，驗(yàn)證了假設(shè)H3a。根據(jù)Sobel檢驗(yàn)結(jié)果，政府補(bǔ)助在研發(fā)投入政策效應(yīng)和政策趨勢(shì)效應(yīng)中的中介效應(yīng)分別為10.51%和6.65%，說明政府補(bǔ)助無論長短期均刺激研發(fā)投入增加，相較于短期，長期出現(xiàn)“懈怠”或“尋租”行為，中介效應(yīng)有所減弱。

表4列示政府補(bǔ)助在政策與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出間的中介效應(yīng)結(jié)果，treated、trend與lnpsub系數(shù)均為正，說明政策下政府補(bǔ)助的創(chuàng)新溢出效應(yīng)大于治理者的“尋租”效應(yīng)，創(chuàng)新產(chǎn)出增加，驗(yàn)證了假設(shè)H3a。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示，政府補(bǔ)助在創(chuàng)新產(chǎn)出政策效應(yīng)和政策趨勢(shì)效應(yīng)中的中介效應(yīng)分別為23.187%和22.657%，說明政策作用下長短期政府補(bǔ)助均促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出。與研發(fā)投入結(jié)果對(duì)比，產(chǎn)出作用效果大于研發(fā)投入，可能因研發(fā)損失風(fēng)險(xiǎn)更大，為“尋租”提供了便利條件，導(dǎo)致效果損失，抑或創(chuàng)新產(chǎn)出更易量化，補(bǔ)助監(jiān)督機(jī)制更強(qiáng)，規(guī)避了“尋租”風(fēng)險(xiǎn)，最終創(chuàng)新產(chǎn)出增加。

表4 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響：政府補(bǔ)助中介效應(yīng)

2.政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新策略的影響機(jī)制檢驗(yàn)。表5和表6列示了政府補(bǔ)助在政策與企業(yè)創(chuàng)新策略間的中介效應(yīng)結(jié)果，treated、trend與lnpsub系數(shù)均在1%顯著性水平下為正，說明政策通過政府補(bǔ)助對(duì)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新或策略創(chuàng)新均有促進(jìn)作用，驗(yàn)證了假設(shè)H3b和H3c。政府補(bǔ)助在政策與實(shí)質(zhì)創(chuàng)新間的中介效應(yīng)為10.94%和8.22%，在政策與策略創(chuàng)新間的中介效應(yīng)為9.61%和7.83%，表明在政府補(bǔ)助的監(jiān)督和激勵(lì)作用下，企業(yè)更傾向?qū)嵸|(zhì)創(chuàng)新。

表5 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新的影響：政府補(bǔ)助中介效應(yīng)

表6 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)策略創(chuàng)新的影響：政府補(bǔ)助中介效應(yīng)

(二)融資結(jié)構(gòu)機(jī)制檢驗(yàn)

1.政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機(jī)制檢驗(yàn)。表7報(bào)告了融資結(jié)構(gòu)在政策與研發(fā)投入間的中介效應(yīng)結(jié)果，treated、trend和odr系數(shù)均為正，表明政策改善融資結(jié)構(gòu)，在長短期對(duì)企業(yè)研發(fā)投入均有促進(jìn)作用，驗(yàn)證了假設(shè)H4a。企業(yè)享受政策，向利益相關(guān)者傳遞利好信號(hào)，增強(qiáng)投資者信心，有更充裕的資金投入創(chuàng)新中，增強(qiáng)政策的促進(jìn)效應(yīng)。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示，融資結(jié)構(gòu)在treated和trend中的中介效應(yīng)分別為2.69%和2.37%，融資結(jié)構(gòu)緩慢釋放政策對(duì)創(chuàng)新投入的提升作用。

表7 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響：融資約束中介效應(yīng)

表8報(bào)告融資結(jié)構(gòu)在政策與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出間的中介效應(yīng)結(jié)果，treated、trend與odr的系數(shù)均為正，表明政策借信號(hào)傳遞作用，強(qiáng)化投資者的認(rèn)可，保證創(chuàng)新資金供給，長短期均促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，驗(yàn)證假設(shè)H4a。根據(jù)Sobel檢驗(yàn)結(jié)果，odr在treated和trend中的中介效應(yīng)分別為7.02%和7.32%，說明融資結(jié)構(gòu)在長期發(fā)揮持續(xù)作用。與政府補(bǔ)助的中介效應(yīng)結(jié)果對(duì)比，融資結(jié)構(gòu)僅產(chǎn)生間接作用；與研發(fā)投入的中介效應(yīng)結(jié)果對(duì)比，產(chǎn)出效用更強(qiáng)，可能由于創(chuàng)新產(chǎn)出風(fēng)險(xiǎn)更小，且其標(biāo)準(zhǔn)更易量化，更易獲投資者信賴，致使融資結(jié)構(gòu)中介效應(yīng)更強(qiáng)。

表8 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響：融資約束中介效應(yīng)

2.政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新策略的影響機(jī)制檢驗(yàn)。表9和表10報(bào)告了融資結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新策略的影響結(jié)果，其treated、trend與odr的系數(shù)均為正，表明政策通過改善融資結(jié)構(gòu)，長短期均促進(jìn)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新和策略創(chuàng)新。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示，odr在lnipa與treated和trend中的中介效應(yīng)分別為4.27%和4.22%；odr在lnfpa與treated和trend中的中介效應(yīng)分別為7.61%和7.92%，說明融資結(jié)構(gòu)長短期對(duì)策略創(chuàng)新影響的中介效應(yīng)強(qiáng)于實(shí)質(zhì)創(chuàng)新，改善融資結(jié)構(gòu)，緩解要素扭曲，促進(jìn)實(shí)質(zhì)或策略創(chuàng)新。抑或由于創(chuàng)新知識(shí)的專有性，實(shí)質(zhì)或策略創(chuàng)新難以有效甄別，企業(yè)傾向提升易于觀測(cè)的策略創(chuàng)新。

表9 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新的影響：融資約束中介效應(yīng)

表10 國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)策略創(chuàng)新的影響：融資約束中介效應(yīng)

六、結(jié)論與啟示

基于2003～2017年數(shù)據(jù)，手工整理獲得國家創(chuàng)新型上市公司樣本，采用PSM方法匹配對(duì)照組企業(yè)，運(yùn)用干預(yù)效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型，研究國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用及傳導(dǎo)機(jī)制。結(jié)果表明：享受國家創(chuàng)新型企業(yè)政策的企業(yè)，長短期研發(fā)投入和創(chuàng)新產(chǎn)出均增加。在創(chuàng)新策略方面，長短期實(shí)質(zhì)創(chuàng)新和策略創(chuàng)新均呈增長趨勢(shì)，但實(shí)質(zhì)創(chuàng)新效果更強(qiáng)。政企關(guān)聯(lián)、國有股權(quán)及集團(tuán)企業(yè)的政策創(chuàng)新效應(yīng)強(qiáng)于非政企關(guān)聯(lián)、非國有股權(quán)和非集團(tuán)企業(yè)。作用機(jī)制檢驗(yàn)中，政策借政府補(bǔ)助促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用強(qiáng)于研發(fā)投入，且政府補(bǔ)助對(duì)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新影響的中介效應(yīng)大于策略創(chuàng)新。此外，政策改善企業(yè)融資結(jié)構(gòu)，正向促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，且對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用大于研發(fā)投入，但更多地表現(xiàn)為策略創(chuàng)新。

本文管理啟示：(1)長短期國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新均具有促進(jìn)作用，未來應(yīng)擴(kuò)大政策范圍，加大政策扶持力度，為我國創(chuàng)新型國家的建設(shè)貢獻(xiàn)力量。(2)在創(chuàng)新階段性上，政策對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用強(qiáng)于研發(fā)投入，未來應(yīng)改進(jìn)政策方式，從源頭做起，保證創(chuàng)新螺旋式增長；在創(chuàng)新策略選擇上，對(duì)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新的作用大于策略創(chuàng)新，后期強(qiáng)化政策的監(jiān)督機(jī)制、減少政企間信息不對(duì)稱，促進(jìn)實(shí)質(zhì)創(chuàng)新增長。此外，政策對(duì)政企關(guān)聯(lián)、國有和集團(tuán)企業(yè)影響的創(chuàng)新效應(yīng)更強(qiáng)，未來應(yīng)向此類企業(yè)傾斜。(3)政府補(bǔ)助對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用強(qiáng)于融資結(jié)構(gòu)，且政府補(bǔ)助更有利于實(shí)質(zhì)創(chuàng)新的增長，而融資結(jié)構(gòu)的策略創(chuàng)新增長效應(yīng)更強(qiáng)，未來應(yīng)持續(xù)加強(qiáng)政府補(bǔ)貼，將融資結(jié)構(gòu)改善作為輔助手段，加強(qiáng)資金用途監(jiān)管。

政府對(duì)國家創(chuàng)新型企業(yè)的政策性支持手段眾多，本文僅從科技金融支持角度探討了國家創(chuàng)新型企業(yè)政策對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，并驗(yàn)證了企業(yè)類型異質(zhì)性條件下政策落實(shí)的差異性結(jié)果，但政策中創(chuàng)新制度、創(chuàng)新環(huán)境、創(chuàng)新平臺(tái)建設(shè)等手段的作用機(jī)制有待檢驗(yàn)及完善，以此形成對(duì)國家創(chuàng)新型企業(yè)政策的系統(tǒng)性研究。