產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響研究
——基于促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策“信心效應(yīng)”的視角

芮明杰 韓佳玲

內(nèi)容提要：信心是影響產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效果背后的重要無(wú)形因素。本文從“信心效應(yīng)”的新視角出發(fā)，基于2012—2017年中國(guó)A股上市公司面板數(shù)據(jù)，以《中國(guó)制造2025》為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用雙重差分法研究促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響。研究結(jié)果表明：促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的頒布能夠通過(guò)“外部信心效應(yīng)”和“內(nèi)部信心效應(yīng)”促進(jìn)受支持企業(yè)研發(fā)投入增加；通過(guò)與受支持企業(yè)自身的營(yíng)運(yùn)性信心和社會(huì)性信心疊加，信心效應(yīng)的影響分別出現(xiàn)U型與倒U型的差異；信心效應(yīng)在促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)受支持企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出數(shù)量和實(shí)質(zhì)性的影響中都發(fā)揮了作用。研究結(jié)論不僅豐富了相關(guān)文獻(xiàn)，也為新時(shí)期產(chǎn)業(yè)政策的制定與實(shí)踐以及企業(yè)行為調(diào)整提供了有益的啟示。

一、問(wèn)題提出

創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動(dòng)力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。全球金融危機(jī)后，世界各國(guó)紛紛意識(shí)到發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)、搶占新一輪科技制高點(diǎn)的重要性，在此背景下，中國(guó)出臺(tái)了《國(guó)務(wù)院關(guān)于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》《“十二五”國(guó)家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》等新興產(chǎn)業(yè)支持政策，指出了要強(qiáng)化科技創(chuàng)新的作用。進(jìn)入新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，又出臺(tái)了《中國(guó)制造2025》《國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略綱要》等促進(jìn)創(chuàng)新的產(chǎn)業(yè)政策，創(chuàng)新的重要性更加突出。其中，《中國(guó)制造2025》以“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”為其基本方針的首位，并且注重改革和良好環(huán)境的營(yíng)造，集中體現(xiàn)了新時(shí)期產(chǎn)業(yè)政策更加側(cè)重于注重創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展和新興技術(shù)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的應(yīng)用的特征[1]。本文將這類產(chǎn)業(yè)政策稱為“促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策”。

盡管促進(jìn)創(chuàng)新是近年來(lái)產(chǎn)業(yè)政策關(guān)注的重點(diǎn)，但產(chǎn)業(yè)政策對(duì)創(chuàng)新的影響仍然是一個(gè)正在探索的問(wèn)題。已有研究表明，產(chǎn)業(yè)政策能夠通過(guò)財(cái)政支持、信貸引導(dǎo)和改善市場(chǎng)環(huán)境等一系列政策措施，促進(jìn)重點(diǎn)鼓勵(lì)行業(yè)中的企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新[2-4]。但也有觀點(diǎn)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)政策仍然存在爭(zhēng)議，不僅可能使企業(yè)將創(chuàng)新作為“尋扶持”的策略而忽略了實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，偏離了產(chǎn)業(yè)政策的最主要目的[5]，也可能使政府官員過(guò)于追求短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施與目標(biāo)偏差，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[6]。還有研究認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)政策的效果能否發(fā)揮，取決于市場(chǎng)環(huán)境、內(nèi)部治理等內(nèi)外部因素[7]。隨著近年來(lái)一系列促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的出臺(tái)和深化，產(chǎn)業(yè)政策對(duì)于企業(yè)的影響也在不斷發(fā)展變化，有研究認(rèn)為，《中國(guó)制造2025》總體上能夠促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)[8]。

近年來(lái)，“信心”在企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新中的重要作用得到突顯。整體上看，中國(guó)上市公司的研發(fā)投入與產(chǎn)出量一直保持上漲勢(shì)頭，根據(jù)本文數(shù)據(jù)計(jì)算，樣本企業(yè)平均研發(fā)投入強(qiáng)度從2012年的3.21%上升到2017年的3.98%，平均專利申請(qǐng)數(shù)量從2012年的42.29件上升到2017年的61.89件。但與此同時(shí)，上市公司的補(bǔ)貼量與借款量占營(yíng)業(yè)收入的比例則呈現(xiàn)一定程度的下降，其中，本文樣本企業(yè)平均補(bǔ)貼量占營(yíng)收比重從2012年的1.40%下降到2017年的1.23%，平均借款量占營(yíng)收比重從2012年的37.21%下降到2017年的35.62%。這一方面反映了中國(guó)上市公司的整體實(shí)力與研發(fā)動(dòng)力逐步增強(qiáng)，來(lái)自政府與銀行等外部主體的資金支持在企業(yè)營(yíng)收規(guī)模中的比例逐步降低；另一方面也初步反映出，政府或銀行等企業(yè)外部主體對(duì)中國(guó)上市公司的資金支持功能可能不僅僅是直接提供的資金支持本身，在提供資金支持的過(guò)程中為企業(yè)研發(fā)帶來(lái)的“信心”也在發(fā)揮重要的研發(fā)激勵(lì)作用。這與有的企業(yè)家接受媒體采訪時(shí)表示的觀點(diǎn)也相一致，即包括政府在內(nèi)的外部支持發(fā)揮的作用不僅是物質(zhì)方面，而且能夠?yàn)槠髽I(yè)研發(fā)帶來(lái)信心[9]。上述現(xiàn)象凸顯出對(duì)于企業(yè)研發(fā)行為和績(jī)效的研究不僅僅要從有形因素方面入手，其背后的無(wú)形因素也不能忽視。

目前關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響機(jī)制的研究主要聚焦于有形的政策因素視角，而對(duì)這些有形因素背后的無(wú)形因素研究有限。根據(jù)“能力效應(yīng)假說(shuō)”，企業(yè)在選擇投資機(jī)會(huì)時(shí)，會(huì)著重考慮其自身對(duì)于該機(jī)會(huì)的認(rèn)識(shí)和理解，即受到企業(yè)本身某些“主觀”上的認(rèn)識(shí)的影響——只有當(dāng)企業(yè)對(duì)所面臨的投資機(jī)會(huì)具有充足的信心時(shí)，才會(huì)對(duì)該機(jī)會(huì)加以投資，并且更有信心的企業(yè)往往風(fēng)險(xiǎn)偏好更強(qiáng)，而缺乏信心的企業(yè)則往往會(huì)選擇規(guī)避[10-11]。這在投入與產(chǎn)出存在較大時(shí)差、收益不確定性較大的企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)上體現(xiàn)得尤為明顯。然而，盡管“信心”是產(chǎn)業(yè)政策促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的重要渠道，由于信心的無(wú)形性質(zhì)，目前的文獻(xiàn)鮮有從信心角度對(duì)產(chǎn)業(yè)政策的作用渠道進(jìn)行研究。而事實(shí)上，產(chǎn)業(yè)政策這一特殊的外部環(huán)境因素作為一種“觸發(fā)器”，為研究“信心”提供了一個(gè)難得的機(jī)遇，使一般情況下難以被直接觀測(cè)的“信心”通過(guò)企業(yè)在產(chǎn)業(yè)政策這一外部因素下的不同反應(yīng)表現(xiàn)出來(lái)，從而在一定程度上解決信心本身難以被直接研究的問(wèn)題；并且也正是由于信心這一無(wú)形因素可以表現(xiàn)為多種不同的行為形式，通過(guò)“信心”這一視角，可以對(duì)產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施效果進(jìn)行整體的判斷和研究。

本文采用雙重差分方法，以作為新時(shí)期促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的代表的《中國(guó)制造2025》規(guī)劃作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，從促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策“信心效應(yīng)”的角度，檢驗(yàn)了促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，并對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)出績(jī)效進(jìn)行進(jìn)一步的討論。本文可能的貢獻(xiàn)在于：一是豐富了產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新之間關(guān)系的研究。目前國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)針對(duì)產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響的研究還比較有限，尤其是對(duì)影響機(jī)制的研究主要集中在對(duì)有形措施方面的直接考察，鮮有從這些有形措施背后的信心因素角度進(jìn)行的系統(tǒng)研究。本文借助“促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策”這一新時(shí)期的、針對(duì)研發(fā)創(chuàng)新的重要產(chǎn)業(yè)政策，從“信心效應(yīng)”的新視角，對(duì)有關(guān)產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響機(jī)制進(jìn)行了拓展。二是不僅考察了促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)，而且還考察了這種信心效應(yīng)與企業(yè)本身的其他“信心”之間的疊加關(guān)系，這不僅深化了產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新影響機(jī)理的研究，也深化了對(duì)“信心”這一重要因素的研究。三是不僅探討了研發(fā)投入，而且將產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)研發(fā)投入相結(jié)合，探討了其對(duì)研發(fā)產(chǎn)出績(jī)效的影響機(jī)制，分析了“信心效應(yīng)”從投入到產(chǎn)出的延伸。本文的研究結(jié)果可能為政府理性認(rèn)識(shí)和進(jìn)一步調(diào)整現(xiàn)有產(chǎn)業(yè)政策，實(shí)現(xiàn)資源優(yōu)化配置、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展提供有意義的理論和實(shí)踐參考。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分為問(wèn)題提出；第二部分對(duì)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策影響企業(yè)研發(fā)投入的信心效應(yīng)及疊加作用進(jìn)行理論分析，并提出研究假設(shè)；第三部分實(shí)證研究促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響效果；第四部分為促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的信心效應(yīng)檢驗(yàn)及其疊加作用的實(shí)證分析；第五部分為促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的影響分析；最后是結(jié)論和啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

研發(fā)活動(dòng)具有高風(fēng)險(xiǎn)性，前期投入大、收效時(shí)間長(zhǎng)，因而對(duì)未來(lái)發(fā)展有較強(qiáng)信心的企業(yè)，才會(huì)投入研發(fā)。為此，本文從促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)的角度，分析其對(duì)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的影響。

(一)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的“信心效應(yīng)”

促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策能夠從內(nèi)部和外部?jī)蓚€(gè)方面對(duì)企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生“信心效應(yīng)”。其中，本文所述的“外部信心效應(yīng)”是指外部市場(chǎng)主體對(duì)受促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策支持企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)的信心發(fā)生轉(zhuǎn)變，促使受支持企業(yè)研發(fā)活動(dòng)的信心因外部信心的轉(zhuǎn)變而增強(qiáng)，即外部對(duì)企業(yè)研發(fā)的信心刺激企業(yè)對(duì)該外部信心產(chǎn)生“正向反饋”；“內(nèi)部信心效應(yīng)”是指企業(yè)本身對(duì)于本企業(yè)或所在行業(yè)未來(lái)發(fā)展前景的信心因?yàn)榇龠M(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策而得到提升，即信心的自發(fā)提升帶來(lái)研發(fā)投入“自發(fā)調(diào)整”。

1.促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“外部信心效應(yīng)”

政府政策能改變外界對(duì)企業(yè)的信心，企業(yè)出于迎合目的，往往也會(huì)為爭(zhēng)取或維持外部信心而采取“迎合行為”，形成“外部信心效應(yīng)”。通常而言，政府會(huì)通過(guò)補(bǔ)貼等方式，對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)行引導(dǎo)[12]，企業(yè)的行為能否取得政府的信心，是企業(yè)能否獲得政府補(bǔ)貼、獲得多少政府補(bǔ)貼的關(guān)鍵要素，在政策支持下獲得越多政府支持的企業(yè)，表明政府對(duì)該企業(yè)的信心越大，從而影響企業(yè)對(duì)該信心的反饋，使企業(yè)越傾向于按照產(chǎn)業(yè)政策所期望的方向采取行動(dòng)，形成一種正向的循環(huán)。除政府外，銀行等市場(chǎng)上的其他主體對(duì)于受產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)的信心也會(huì)發(fā)生變化。促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持使銀行對(duì)于企業(yè)利用銀行貸款進(jìn)行研發(fā)的需求更加明確，提升了銀行對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新成果和市場(chǎng)績(jī)效的信心以及容忍度。銀行發(fā)放貸款時(shí)最重要的考慮要素往往是發(fā)放的貸款能否保證回收，為此銀行會(huì)使用設(shè)定嚴(yán)格的授信和合同條款等方式，對(duì)貸款企業(yè)的投資行為進(jìn)行監(jiān)督和干預(yù)，使企業(yè)朝著銀行所期望的方向行動(dòng)[13]，這使得銀行貸款雖然緩解了企業(yè)的融資約束，可能增加企業(yè)的研發(fā)投入，但由于還款壓力，客觀上也限制了企業(yè)的研發(fā)力度[14]。企業(yè)為了獲得與銀行的長(zhǎng)期合作，就必須為迎合銀行需求而對(duì)研發(fā)活動(dòng)進(jìn)行調(diào)整，謹(jǐn)慎開展研發(fā)活動(dòng)。而促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持一方面增強(qiáng)了銀行對(duì)于企業(yè)發(fā)展方向的信心，緩解了銀行與企業(yè)之間的信息不對(duì)稱，另一方面也由于政府政策導(dǎo)向等原因?qū)е骂A(yù)算軟約束[15]，增強(qiáng)銀行對(duì)于貸款企業(yè)還款能力的信心，銀行的容忍度被放寬，企業(yè)的研發(fā)力度得到進(jìn)一步釋放。此外，企業(yè)客觀上總是存在難以支付貸款本金的風(fēng)險(xiǎn)，在進(jìn)行高風(fēng)險(xiǎn)研發(fā)項(xiàng)目的情況下，企業(yè)申請(qǐng)貸款的動(dòng)機(jī)往往低于申請(qǐng)補(bǔ)貼[16]。產(chǎn)業(yè)政策的支持使企業(yè)申請(qǐng)補(bǔ)貼的難度大大降低，銀行貸款市場(chǎng)上表現(xiàn)出對(duì)優(yōu)質(zhì)企業(yè)客戶的爭(zhēng)奪，而這些優(yōu)質(zhì)客戶往往是行業(yè)中的領(lǐng)先者，具有較高的研發(fā)和談判能力，銀行愿意為這些企業(yè)提供高額的貸款，同時(shí)也會(huì)對(duì)企業(yè)較高研發(fā)投入的行為持積極態(tài)度。

2.促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“內(nèi)部信心效應(yīng)”

企業(yè)對(duì)自身和行業(yè)發(fā)展前景的信心是影響企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的關(guān)鍵要素。目前與企業(yè)信心相關(guān)的研究主要集中在對(duì)企業(yè)管理者自身的“過(guò)度自信”上。企業(yè)管理者往往是企業(yè)研發(fā)投入的決策者。這類研究普遍認(rèn)為，企業(yè)管理者的自信心與企業(yè)研發(fā)投入具有一定的正相關(guān)關(guān)系，過(guò)度自信的企業(yè)管理者更加樂(lè)于進(jìn)行冒險(xiǎn)，也更熱衷于追求更加具有難度的項(xiàng)目和更加具有挑戰(zhàn)性的研發(fā)創(chuàng)新策略[17-18]。而企業(yè)管理者的信心不僅與管理者自身的素質(zhì)有關(guān)，還容易受到外部政策環(huán)境的影響[19]。產(chǎn)業(yè)政策能增強(qiáng)企業(yè)管理者對(duì)于企業(yè)未來(lái)發(fā)展環(huán)境和前景的預(yù)期，激發(fā)其對(duì)于企業(yè)自身所處行業(yè)的發(fā)展階段、未來(lái)發(fā)展機(jī)遇以及研發(fā)在其中的作用的新認(rèn)識(shí)。對(duì)企業(yè)發(fā)展而言，研發(fā)創(chuàng)新水平是企業(yè)實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的重要因素，也是企業(yè)未來(lái)可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)，并且往往需要通過(guò)長(zhǎng)期的投入積累形成。在促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策支持初期，企業(yè)管理者對(duì)產(chǎn)業(yè)生命周期的判斷產(chǎn)生了調(diào)整，研發(fā)創(chuàng)新水平對(duì)企業(yè)建立發(fā)展信心的重要性被提升到新的高度，企業(yè)需要通過(guò)加大研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)力度加以應(yīng)對(duì)。此外，在促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持下，企業(yè)研發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)更容易被政府或其他市場(chǎng)主體分散，企業(yè)本身承擔(dān)的研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)降低[20-21]。與沒有產(chǎn)業(yè)政策的情況相比，這改善了企業(yè)管理者對(duì)于研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)的認(rèn)識(shí)，促使企業(yè)愿意承擔(dān)一些風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)較高的投資項(xiàng)目，同時(shí)也有助于增加企業(yè)研發(fā)投入的預(yù)期收益，企業(yè)通過(guò)研發(fā)活動(dòng)所能產(chǎn)生的效益的信心增加，研發(fā)投入上升。

綜合上述分析，本文首先對(duì)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策是否會(huì)提高受支持企業(yè)的研發(fā)投入進(jìn)行檢驗(yàn)，并進(jìn)一步檢驗(yàn)信心效應(yīng)是否是導(dǎo)致這種影響的原因，提出如下一組假設(shè)：

假設(shè)H1：促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策會(huì)提高受支持企業(yè)的研發(fā)投入；

假設(shè)H1a：促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策通過(guò)“外部信心效應(yīng)”增強(qiáng)受支持企業(yè)的研發(fā)投入；

假設(shè)H1b：促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策通過(guò)“內(nèi)部信心效應(yīng)”增強(qiáng)受支持企業(yè)的研發(fā)投入。

(二)企業(yè)信心的疊加作用

信心效應(yīng)會(huì)與企業(yè)的其他信心特征相疊加，影響產(chǎn)業(yè)政策作用發(fā)揮的程度。從企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和社會(huì)聯(lián)系的角度，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，至少在企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心和社會(huì)性信心兩個(gè)方面存在異質(zhì)性。

1.促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)與企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心

企業(yè)的營(yíng)運(yùn)性信心是企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中營(yíng)運(yùn)能力的集中體現(xiàn)，這些能力既反映企業(yè)對(duì)于價(jià)值鏈的控制能力，又反映企業(yè)的產(chǎn)品生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)運(yùn)轉(zhuǎn)能力，并間接表明了企業(yè)的研發(fā)實(shí)力。一方面，營(yíng)運(yùn)性信心較強(qiáng)的企業(yè)對(duì)于產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)反應(yīng)會(huì)更加敏感。對(duì)供應(yīng)鏈和下游的控制能力更強(qiáng)、在價(jià)值鏈中位置較為重要的企業(yè)往往具有更強(qiáng)的營(yíng)運(yùn)性信心。在促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持中，這類企業(yè)往往作為產(chǎn)業(yè)鏈“舵手型企業(yè)”，更容易發(fā)揮帶頭作用[22]，外部對(duì)于這類企業(yè)創(chuàng)新的信心更強(qiáng)，外部信心效應(yīng)的作用效果更強(qiáng)；同時(shí)，企業(yè)本身也更有信心通過(guò)增加研發(fā)投入保持在行業(yè)中的領(lǐng)先地位，提升了內(nèi)部信心效應(yīng)的作用程度。因此，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的內(nèi)外部信心效應(yīng)與企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心疊加，表現(xiàn)為強(qiáng)營(yíng)運(yùn)性信心企業(yè)的研發(fā)投入水平對(duì)產(chǎn)業(yè)政策支持更加敏感。另一方面，對(duì)于自身營(yíng)運(yùn)能力缺乏信心的企業(yè)，在價(jià)值鏈和市場(chǎng)中往往處于不利地位，這不僅影響到這類企業(yè)在通常情況下自身的研發(fā)信心，而且也使外界對(duì)于這類企業(yè)的研發(fā)信心不足；但企業(yè)本身對(duì)于改善生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)狀況的需求十分強(qiáng)烈，形成了“需求強(qiáng)烈”和“信心不足”之間的矛盾。政策的支持能夠提供這樣一個(gè)改善經(jīng)營(yíng)預(yù)期、增強(qiáng)企業(yè)信心的契機(jī)，因而對(duì)這類企業(yè)的支持作用較大，從而表現(xiàn)出研發(fā)投入水平對(duì)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持更加敏感。由此可見，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)于營(yíng)運(yùn)性信心較強(qiáng)和較弱的企業(yè)的研發(fā)投入都具有明顯刺激作用，但刺激的原因不盡相同。對(duì)營(yíng)運(yùn)性信心較強(qiáng)的企業(yè)主要是“持續(xù)領(lǐng)先”的動(dòng)機(jī)主導(dǎo)，對(duì)營(yíng)運(yùn)性信心較弱的企業(yè)主要是追求“彎道超車”的動(dòng)機(jī)主導(dǎo)。隨著營(yíng)運(yùn)性信心的由強(qiáng)向弱或由弱向強(qiáng)，上述兩類原因的影響會(huì)隨之分別減弱，導(dǎo)致居中企業(yè)的研發(fā)投入水平對(duì)于是否受到產(chǎn)業(yè)政策的支持的敏感性相對(duì)較低。因此，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)與企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心的疊加就對(duì)企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生了先減后增的U型關(guān)系?；诖耍疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)H2：企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心與促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“信心效應(yīng)”疊加，產(chǎn)生U型交互關(guān)系；

假設(shè)H2a：企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心與促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“外部信心效應(yīng)”疊加，產(chǎn)生U型交互關(guān)系；

假設(shè)H2b：企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心與促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“內(nèi)部信心效應(yīng)”疊加，產(chǎn)生U型交互關(guān)系。

2.促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)與企業(yè)社會(huì)性信心

企業(yè)的社會(huì)性信心是企業(yè)社會(huì)資本狀況的集中反映，企業(yè)通過(guò)進(jìn)行社會(huì)資本投資，獲得越多的社會(huì)資本，社會(huì)性信心就會(huì)越強(qiáng)。企業(yè)是社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的行為主體之一，借鑒關(guān)于一般社會(huì)主體社會(huì)資本的定義[23]，企業(yè)的社會(huì)資本既包括企業(yè)與社會(huì)之間的聯(lián)系，又包括企業(yè)通過(guò)這種聯(lián)系獲取稀缺資源的能力。對(duì)政府和市場(chǎng)上其他主體進(jìn)行社會(huì)資本投資并建立良好的關(guān)系，能夠?yàn)槠髽I(yè)發(fā)展帶來(lái)幫助[24-26]。促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的內(nèi)外部信心效應(yīng)在不同社會(huì)性信心程度的企業(yè)中發(fā)揮作用的效果不同。一方面，當(dāng)外部信心效應(yīng)發(fā)揮作用時(shí)，如果企業(yè)的社會(huì)性信心較弱，表明企業(yè)與外界的聯(lián)系相對(duì)較弱，企業(yè)與外界之間的信息不對(duì)稱程度可能更大，企業(yè)能感受到的外部信心變化的程度以及所能做出的相應(yīng)的反饋程度都相對(duì)較小，外部信心作用程度受限，企業(yè)研發(fā)活動(dòng)受外部信心影響較小。如果企業(yè)的社會(huì)性信心較強(qiáng)，表明外界對(duì)于企業(yè)信息不對(duì)稱程度可能大幅降低，但同時(shí)也會(huì)使這類企業(yè)過(guò)度依賴社會(huì)資本而非研發(fā)創(chuàng)新，企業(yè)受到支持后并不一定將資金投入研發(fā)領(lǐng)域[27]，這一特性也被外界知悉，外界也因此不會(huì)對(duì)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)有大幅的信心提升，導(dǎo)致這類企業(yè)研發(fā)投入的反應(yīng)敏感性較低。另一方面，當(dāng)內(nèi)部信心效應(yīng)發(fā)揮作用時(shí)，如果企業(yè)的社會(huì)性信心較弱，那么企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)大部分需要自我消化，企業(yè)內(nèi)部被激發(fā)的信心作用于研發(fā)投入的程度就會(huì)被稀釋，內(nèi)部信心效應(yīng)作用程度有可能受限；如果企業(yè)的社會(huì)性信心較強(qiáng)，內(nèi)部信心效應(yīng)也會(huì)導(dǎo)致過(guò)度依賴社會(huì)資本而非研發(fā)創(chuàng)新，并且由于社會(huì)資本投資能夠?qū)ρ邪l(fā)投入產(chǎn)生很大的替代[24]，企業(yè)內(nèi)部進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)的動(dòng)力削弱，使這類企業(yè)的研發(fā)投入對(duì)于促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的反應(yīng)敏感性同樣較低。因此，綜合來(lái)看，隨著企業(yè)社會(huì)性信心的增強(qiáng)，企業(yè)研發(fā)投入對(duì)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的反應(yīng)程度先增后減，當(dāng)企業(yè)社會(huì)性信心處在一個(gè)合適區(qū)間時(shí)，受支持的企業(yè)的研發(fā)投入對(duì)于促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策支持的敏感性會(huì)逐步增大，但如果企業(yè)的社會(huì)性信心過(guò)高，往往又會(huì)因資源挪用、尋租依賴等原因而對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生負(fù)面影響?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)H3：企業(yè)社會(huì)性信心與促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“信心效應(yīng)”疊加，產(chǎn)生倒U型交互關(guān)系；

假設(shè)H3a：企業(yè)社會(huì)性信心與促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“外部信心效應(yīng)”疊加，產(chǎn)生倒U型交互關(guān)系；

假設(shè)H3b：企業(yè)社會(huì)性信心與促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“內(nèi)部信心效應(yīng)”疊加，產(chǎn)生倒U型交互關(guān)系。

三、實(shí)證分析

(一)研究設(shè)計(jì)

本文使用雙重差分(DID)方法，以處在受政策支持行業(yè)內(nèi)的企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，不在受政策支持行業(yè)內(nèi)的企業(yè)為對(duì)照組，構(gòu)建模型如下：

RDit=β0+β1PIit+β2PYit+β3PIit×PYit+BXit+ηt+γk+αi+εit

(1)

其中，i表示企業(yè)、k表示行業(yè)、t表示年份；β3為主要關(guān)注的系數(shù)。各主要變量的具體定義如下：

產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)(PI)。本文將受促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策支持行業(yè)內(nèi)的企業(yè)取值為1，其他行業(yè)取值為0?！吨袊?guó)制造2025》具有明顯的促進(jìn)創(chuàng)新導(dǎo)向，具有基礎(chǔ)性特點(diǎn)，是典型的促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策。本文以《中國(guó)制造2025》規(guī)劃為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以《中國(guó)制造2025》中提出的十大重點(diǎn)領(lǐng)域所涉及的行業(yè)為“受支持行業(yè)”。由于產(chǎn)業(yè)政策的支持會(huì)引發(fā)企業(yè)的跨界經(jīng)營(yíng)行為[28]，因此本文根據(jù)企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)進(jìn)行手工編碼，對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)中包含十大重點(diǎn)領(lǐng)域行業(yè)的企業(yè)記為1，不包含的記為0。

產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施年份(PY)。本文將《中國(guó)制造2025》頒布的2015年及2015年以后取1，其余取0。

研發(fā)投入(RD)。本文以企業(yè)研發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入之比衡量企業(yè)的研發(fā)投入情況。其中，本文根據(jù)企業(yè)年報(bào)和行業(yè)等信息，手工剔除明顯有重要研發(fā)活動(dòng)但未公布研發(fā)投入樣本，并參考肖興志和姜曉婧(2013)[29]，將其他未公布研發(fā)投入的樣本的研發(fā)投入記為0。

控制變量(X)。參考以往文獻(xiàn)[2,7,30]并結(jié)合理論與實(shí)際，本文控制了以下幾個(gè)可能影響企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的因素：企業(yè)規(guī)模(Size)。企業(yè)規(guī)模反映了企業(yè)可能用于研發(fā)投入資源的整體情況與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。為此，本文將企業(yè)規(guī)模作為一個(gè)變量控制，并以企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示。企業(yè)年齡(Age)。企業(yè)年齡與企業(yè)的知識(shí)積累、創(chuàng)新動(dòng)力等密切相關(guān)。為此，本文控制企業(yè)年齡這一影響因素，以企業(yè)成立至樣本當(dāng)年的年齡表示；又由于企業(yè)年齡與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新之間可能存在非線性關(guān)系[31]，本文還加入了企業(yè)年齡的平方(Age2)，并將其平方除以100。企業(yè)財(cái)務(wù)狀況。企業(yè)財(cái)務(wù)狀況能直接影響企業(yè)研發(fā)投入的可行性。為此，本文選取如下變量綜合反映企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況，包括：杠桿率(Lev)，以企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)之比衡量；固定資產(chǎn)規(guī)模(Fixed)以固定資產(chǎn)凈額與總資產(chǎn)之比衡量；經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)率(Profit)，以當(dāng)年利潤(rùn)與上年相比的增長(zhǎng)率衡量；流動(dòng)性(Cash)，以企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流與營(yíng)業(yè)收入之比衡量。企業(yè)管理與治理。企業(yè)的管理能力和治理安排是企業(yè)組織管理研發(fā)活動(dòng)的重要基礎(chǔ)。為此，本文選取管理費(fèi)用率與股權(quán)集中度對(duì)這類因素加以控制，包括：管理費(fèi)用率(Mana)，以企業(yè)管理費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入之比衡量，又由于企業(yè)的管理費(fèi)用中包含了研發(fā)支出項(xiàng)目，因此本文將研發(fā)支出從中扣除；股權(quán)集中度(Share)，以企業(yè)前五大股東的持股數(shù)量占總股數(shù)之比衡量。此外，本文還控制了年份與行業(yè)的固定效應(yīng)。

本文使用2012—2017年中國(guó)A股上市公司的數(shù)據(jù)，并剔除了營(yíng)業(yè)收入為零或?yàn)樨?fù)的樣本、金融和房地產(chǎn)公司及數(shù)據(jù)缺失的樣本。為防止極端值的影響，本文對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。本文數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)、同花順(iFinD)數(shù)據(jù)庫(kù)和企業(yè)年報(bào)。數(shù)據(jù)描述統(tǒng)計(jì)如表1。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計(jì)

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

本文首先使用雙重差分法，以產(chǎn)業(yè)政策為主要自變量，對(duì)企業(yè)研發(fā)投入進(jìn)行回歸，得到結(jié)果如表2所示。其中，列(1)和列(2)分別為不控制和控制年份、行業(yè)效應(yīng)的混合數(shù)據(jù)普通最小二乘法(OLS)回歸；列(3)和列(4)為分別在列(1)和列(2)的基礎(chǔ)上使用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)(FE)回歸。列(4)是本文雙重差分法的主要基準(zhǔn)回歸模型?；貧w結(jié)果表明，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持能夠顯著地增加企業(yè)的研發(fā)投入，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

表2 雙重差分基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三)內(nèi)生性問(wèn)題與工具變量法

促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的目的在于促進(jìn)相關(guān)產(chǎn)業(yè)內(nèi)的企業(yè)創(chuàng)新，然而現(xiàn)實(shí)中這種對(duì)于產(chǎn)業(yè)的選擇可能是內(nèi)生的，例如政府在制定產(chǎn)業(yè)政策時(shí)可能考慮了相關(guān)產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)內(nèi)生的創(chuàng)新動(dòng)力，傾向于選擇那些具有較高創(chuàng)新動(dòng)力的產(chǎn)業(yè)進(jìn)行支持。為了緩解這一內(nèi)生性問(wèn)題，本文根據(jù)文獻(xiàn)常用做法，通過(guò)引入工具變量對(duì)模型進(jìn)行進(jìn)一步的估計(jì)。

工具變量的選擇需要滿足兩個(gè)條件，一是工具變量與內(nèi)生變量具有相關(guān)關(guān)系，即“相關(guān)性”條件；二是工具變量與隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，即“外生性”條件。政府制定產(chǎn)業(yè)政策的重要依據(jù)之一是不同產(chǎn)業(yè)對(duì)于政策目標(biāo)的契合性。已有研究在對(duì)“五年規(guī)劃”產(chǎn)業(yè)政策進(jìn)行研究時(shí)，使用了各個(gè)產(chǎn)業(yè)的“產(chǎn)業(yè)份額”作為工具變量，其原因是政府選擇重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)的重要依據(jù)之一是產(chǎn)業(yè)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的相對(duì)重要性，而產(chǎn)業(yè)份額可以作為產(chǎn)業(yè)重要性的合理代理變量[32-33]。促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的制定與“五年規(guī)劃”有所差異，不僅要考慮到產(chǎn)業(yè)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的相對(duì)重要性，而且還要考慮到產(chǎn)業(yè)的未來(lái)發(fā)展趨勢(shì)。因此，本文在結(jié)合以往文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，以中國(guó)各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入份額增長(zhǎng)率的為基礎(chǔ)構(gòu)建工具變量。中國(guó)各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入份額的增長(zhǎng)率代表了中國(guó)各行業(yè)的發(fā)展趨勢(shì)，從而能夠影響一個(gè)產(chǎn)業(yè)是否被列為重點(diǎn)領(lǐng)域的可能性，因而滿足作為工具變量的“相關(guān)性”條件；這一整體的行業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入份額增速指標(biāo)對(duì)于微觀企業(yè)的創(chuàng)新通常不會(huì)產(chǎn)生系統(tǒng)性影響，因而也滿足作為工具變量的“外生性”條件。

具體而言，本文首先依照《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》公布的2014年各行業(yè)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入占全部規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的比重構(gòu)建主營(yíng)業(yè)務(wù)收入份額指標(biāo)，并計(jì)算其相對(duì)上年的增長(zhǎng)率。由于該數(shù)據(jù)僅公布了采礦業(yè)、制造業(yè)及電力、熱力、燃?xì)饧八a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)的數(shù)據(jù)，因而此處本文僅使用這些行業(yè)的樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)于本身不屬于受支持行業(yè)，但“跨界”進(jìn)入受支持行業(yè)的企業(yè)，本文按照其跨界進(jìn)入的主要主營(yíng)業(yè)務(wù)所屬行業(yè)對(duì)其進(jìn)行劃分。在得到上述增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)之后，參考宋凌云和王賢彬(2013)[32]、曹平和王桂軍(2018)[33]的做法，本文通過(guò)Probit模型估計(jì)出產(chǎn)業(yè)被選入重點(diǎn)領(lǐng)域的概率，然后以該概率(IV)以及該概率與政策實(shí)施時(shí)間的乘積(IV×PY)作為產(chǎn)業(yè)政策的工具變量進(jìn)行回歸。

工具變量?jī)呻A段最小二乘法(2SLS)回歸的結(jié)果如表3所示。表3的列(1)、列(2)分別為兩個(gè)工具變量的一階段回歸結(jié)果，列(3)為第二階段回歸結(jié)果。由列(1)、列(2)可知，工具變量對(duì)內(nèi)生解釋變量有較好的解釋能力；由列(3)可知，變量IV×PY的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，表明在進(jìn)一步處理內(nèi)生性問(wèn)題之后，本文上述結(jié)論依然成立。對(duì)兩個(gè)內(nèi)生變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示在1%的顯著性水平上拒絕變量不存在內(nèi)生性的原假設(shè)，表明有必要使用工具變量進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)；使用Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行工具變量識(shí)別不足檢驗(yàn)，結(jié)果顯示在1%的顯著性水平上拒絕工具變量識(shí)別不足的原假設(shè)；使用Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行弱工具變量檢驗(yàn)，得到該統(tǒng)計(jì)量大于10%臨界值，表明工具變量滿足相關(guān)性條件，不存在弱工具變量的問(wèn)題。

表3 工具變量2SLS回歸

(四)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分法成立的前提條件是在政策實(shí)施前，對(duì)照組與實(shí)驗(yàn)組之間滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。為檢驗(yàn)該前提條件，本文建立回歸模型如下：

RDit=α0+α1T-3i+α2T-2i+α3T0i+α4T1i+α5T2i+BXit+ηt+γk+αi+εit

(2)

式(2)中，Tji為一系列虛擬變量，j為當(dāng)年年份與產(chǎn)業(yè)政策頒布年份之差，即當(dāng)年是產(chǎn)業(yè)政策頒布前后的第幾年。當(dāng)受支持企業(yè)處于產(chǎn)業(yè)政策頒布的第j年時(shí)，取值為1；其他情況取值為0?！吨袊?guó)制造2025》為2015年頒布，因此本文選取頒布前的2014年為參照年份。圖1給出了Tji的系數(shù)走勢(shì)，顯著性水平取10%，結(jié)果顯示，在《中國(guó)制造2025》頒布前，受支持行業(yè)的研發(fā)投入與其他行業(yè)并無(wú)顯著差異，滿足平行趨勢(shì)的前提條件。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.控制其他政策

在《中國(guó)制造2025》頒布前后，中國(guó)的五年規(guī)劃一直都在推行。為此，本文采取如下兩種方法進(jìn)行控制：參考錢雪松等(2018)[34]的研究，在主要基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，本文加入了企業(yè)所在行業(yè)當(dāng)年是否屬于本文樣本期間內(nèi)“五年規(guī)劃”所支持的行業(yè)的虛擬變量(Plan)。虛擬變量(Plan)是根據(jù)“十二五”和“十三五”規(guī)劃的文本和時(shí)間段，將其中表示支持的行業(yè)記為1，其余記為0。表4中列(1)的結(jié)果顯示，控制了五年規(guī)劃的政策沖擊后，前文結(jié)論依然成立。由于“十三五”規(guī)劃于2016年實(shí)施，時(shí)間上與《中國(guó)制造2025》頒布的2015年緊鄰，因此，本文進(jìn)一步在前文基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，將樣本年份限制在2014年和2015年，以防止后續(xù)政策變化因素的干擾。表4列(2)的結(jié)果顯示，前文結(jié)論依然顯著。

2.使用傾向匹配得分匹配

通過(guò)傾向匹配得分法，盡可能地控制處理組和對(duì)照組的差別，可以使樣本盡量滿足模型假設(shè)。本文使用1∶1最近鄰匹配無(wú)放回的方式，以企業(yè)規(guī)模、年齡、杠桿率、固定資產(chǎn)規(guī)模、經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)率、管理能力、流動(dòng)性、股權(quán)集中度進(jìn)行匹配，采用拔靴法進(jìn)行500次重復(fù)得到標(biāo)準(zhǔn)差，剔除不滿足共同區(qū)域的樣本后進(jìn)行雙重差分估計(jì)。表4列(3)的結(jié)果顯示，產(chǎn)業(yè)政策的交叉項(xiàng)系數(shù)依然顯著，表明結(jié)果穩(wěn)健。

3.變更影響范圍

根據(jù)逯東和池毅(2019)[8]，《中國(guó)制造2025》能夠促進(jìn)制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，因此，本文將受政策影響的企業(yè)范圍劃定為全部制造業(yè)企業(yè)。表4列(4)的結(jié)果表明，交叉項(xiàng)系數(shù)依然顯著。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(六)基于行業(yè)要素特性的異質(zhì)性分析

要素密集特性的異質(zhì)性對(duì)于行業(yè)內(nèi)企業(yè)的政策反應(yīng)具有重要影響[35]。前文分析表明，整體上看，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策能夠促進(jìn)受支持行業(yè)研發(fā)投入增加，那么，這種影響是否會(huì)在不同行業(yè)之間存在異質(zhì)性？《中國(guó)制造2025》主要支持的十大行業(yè)領(lǐng)域均為創(chuàng)新導(dǎo)向，但其行業(yè)本身可能并不是技術(shù)密集型的。為此，參考沈能等(2014)[36]的研究，本文將制造業(yè)企業(yè)所在行業(yè)劃分為勞動(dòng)密集型、資本密集型、技術(shù)密集型和資源密集型，并參考孫少勤和婁曼(2018)[37]的研究對(duì)個(gè)別行業(yè)分類進(jìn)行了調(diào)整；信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)與科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)這兩大類生產(chǎn)性服務(wù)行業(yè)的技術(shù)程度較高，本文將其歸入技術(shù)密集型行業(yè)范疇(1)本文按行業(yè)要素特征對(duì)各行業(yè)的劃分如下：勞動(dòng)密集型行業(yè)包括農(nóng)副食品加工業(yè)，食品制造業(yè)，飲料制造業(yè)，紡織業(yè)，紡織服裝、服飾業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，皮革、毛皮、羽毛及其制品和制鞋業(yè)，文教、工美、體育和娛樂(lè)用品制造業(yè)，家具制造業(yè)，印刷和記錄媒介復(fù)制業(yè)；資本密集型行業(yè)包括黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)，有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)，木材加工和木、竹、藤、棕、草制品業(yè)，煙草制品業(yè)；技術(shù)密集型行業(yè)包括化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)，化學(xué)纖維制造業(yè)，醫(yī)藥制造業(yè)，通用設(shè)備制造業(yè)，專用設(shè)備制造業(yè)，汽車制造業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)，電氣機(jī)械和器材制造業(yè)，計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)；資源密集型行業(yè)包括金屬制品業(yè)，橡膠和塑料制品業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)；其余行業(yè)不做分類。。對(duì)于本身不屬于受支持行業(yè)但“跨界”進(jìn)入受支持行業(yè)的企業(yè)，本文按照其跨界進(jìn)入的主要主營(yíng)業(yè)務(wù)所屬行業(yè)對(duì)其進(jìn)行劃分。由于十大重點(diǎn)領(lǐng)域涉及的行業(yè)集中在資本密集型、技術(shù)密集型和資源密集型這幾個(gè)類別，因而本文將處理組以這幾個(gè)類別劃分分別進(jìn)行回歸，對(duì)照組與前文一致。

回歸的結(jié)果如表5所示。表5的列(1)、列(2)、列(3)分別為處理組本身屬于資本密集型行業(yè)、技術(shù)密集型行業(yè)與資源密集型行業(yè)的情形，由回歸結(jié)果可知，變量PI×PY僅在處理組屬于技術(shù)密集型行業(yè)時(shí)達(dá)到1%的顯著性水平，而在資本密集型行業(yè)的情形中僅達(dá)到15%的顯著性水平，在資源密集型行業(yè)的情形中顯著性水平則較低。由此可見，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用主要集中在技術(shù)密集型和資本密集型行業(yè)，尤其是對(duì)于技術(shù)密集型行業(yè)的促進(jìn)作用特別明顯。這可能是因?yàn)椋夹g(shù)密集型行業(yè)本身與創(chuàng)新密切相關(guān)，容易受到促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的影響；資本密集型行業(yè)由于資本需求量相對(duì)較大，研發(fā)創(chuàng)新投入也相對(duì)較容易受到資本方面的限制，政策信心效應(yīng)的發(fā)揮需要依賴于資本因素，因而短期內(nèi)影響相對(duì)不明顯；在資源密集型行業(yè)中，資源是重要的影響因素，并且相對(duì)于資本而言剛性更大，導(dǎo)致政策信心效應(yīng)的發(fā)揮受到的制約也相對(duì)較大，因而短期內(nèi)受到的影響相對(duì)有限。

表5 基于行業(yè)要素特征的異質(zhì)性分析

四、機(jī)制分析與疊加作用檢驗(yàn)

(一)機(jī)制分析：外部和內(nèi)部信心效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)前文的理論分析，如果兩種信心效應(yīng)成立，那么促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)所支持企業(yè)的研發(fā)投入的作用效果將在這兩個(gè)維度上分別表現(xiàn)出異質(zhì)性。為此，本文構(gòu)建如下模型：

RDit=β0+β1PIit+β2PYit+β3PIit×PYit+β4PIit×PYit×W1it

+β5W1it+B1Xit+ηt+γk+αi+εit

(3)

其中，主要關(guān)注的系數(shù)為β4。變量W1it分別代表用于檢驗(yàn)外部信心效應(yīng)和內(nèi)部信心效應(yīng)的變量，具體包括：

對(duì)外部信心效應(yīng)的檢驗(yàn)：本文分別使用企業(yè)獲得補(bǔ)貼量(Sub)和獲得借款量(Loan)作為檢驗(yàn)“外部信心效應(yīng)”的變量。企業(yè)獲得補(bǔ)貼和借款的量分別反映了企業(yè)從政府和市場(chǎng)兩種不同渠道獲得的外部資源。外界在對(duì)企業(yè)發(fā)展前景進(jìn)行評(píng)價(jià)時(shí)，往往會(huì)表現(xiàn)到對(duì)企業(yè)的實(shí)際支持上，外界對(duì)企業(yè)的支持力度越高，表明外界對(duì)企業(yè)的信心越充足，如果“外部信心效應(yīng)”這一機(jī)制存在，那么得到促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)獲得的外界支持力度越高，研發(fā)投入也會(huì)越高。本文將上述兩個(gè)變量分別使用政府補(bǔ)貼與企業(yè)營(yíng)業(yè)收入之比、企業(yè)取得借款所收到的現(xiàn)金與營(yíng)業(yè)收入之比兩個(gè)指標(biāo)表示，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。

對(duì)內(nèi)部信心效應(yīng)的檢驗(yàn)：本文分別使用企業(yè)的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率是否低于行業(yè)中值(Growth1)與企業(yè)自身營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)是否為負(fù)(Growth2)構(gòu)造虛擬變量，檢驗(yàn)“內(nèi)部信心效應(yīng)”。其中，Growth1根據(jù)企業(yè)當(dāng)年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率與行業(yè)內(nèi)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率中值相比較，將增長(zhǎng)率小于行業(yè)中值的取1，其余取0；Growth2根據(jù)企業(yè)當(dāng)年與上年?duì)I業(yè)收入，將增長(zhǎng)為負(fù)的取1，其余取0。營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)相對(duì)領(lǐng)先或自身營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)為正的企業(yè)往往具有較強(qiáng)的成長(zhǎng)性，本身就具有更多的投資機(jī)會(huì)和更大的發(fā)展空間，因而在政策頒布前對(duì)未來(lái)發(fā)展的信心充足程度本身要高于成長(zhǎng)性較低的企業(yè)，受到政策的刺激作用表現(xiàn)得更不明顯。因此，從企業(yè)個(gè)體角度講，如果“內(nèi)部信心效應(yīng)”這一機(jī)制存在，營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)相對(duì)落后和自身營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)為負(fù)的企業(yè)，與營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)相對(duì)領(lǐng)先或自身營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)為正的企業(yè)相比，更需要產(chǎn)業(yè)政策給予發(fā)展信心，因而研發(fā)活動(dòng)對(duì)于促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策更敏感。

表6顯示了上述回歸結(jié)果，其中列(1)、列(2)為對(duì)外部信心效應(yīng)的檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，獲得補(bǔ)貼越多、獲得借款越多的企業(yè)，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)研發(fā)投入的影響效果越明顯；列(3)、列(4)為對(duì)企業(yè)內(nèi)部信心效應(yīng)的檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，對(duì)在行業(yè)中相對(duì)的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)速度較慢、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)為負(fù)的企業(yè)，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)研發(fā)投入的影響效果越明顯。因此，假設(shè)H1a、H1b得到驗(yàn)證。

表6 信心效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)

在前文基于行業(yè)要素特性的異質(zhì)性分析中，本文發(fā)現(xiàn)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用主要集中在技術(shù)密集型和資本密集型行業(yè)，尤其對(duì)于技術(shù)密集型行業(yè)的促進(jìn)作用特別明顯。為進(jìn)一步檢驗(yàn)這種差異背后的信心效應(yīng)機(jī)制，本文分別按照這一分類標(biāo)準(zhǔn)對(duì)外部信心效應(yīng)和內(nèi)部信心效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，得到的回歸結(jié)果如表7和表8所示。由表7和表8可知，整體而言，產(chǎn)業(yè)政策的內(nèi)外部信心效應(yīng)渠道在技術(shù)密集型行業(yè)中作用效果最為順暢，各項(xiàng)主要回歸系數(shù)均顯著，資本密集型行業(yè)次之，在資源密集型行業(yè)中效果最不明顯。這進(jìn)一步表明了信心效應(yīng)在不同要素特性的行業(yè)中的作用發(fā)揮存在異質(zhì)性。

表7 基于行業(yè)要素特征異質(zhì)性的外部信心效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)

表8 基于行業(yè)要素特征異質(zhì)性的內(nèi)部信心效應(yīng)機(jī)制檢驗(yàn)

(二)疊加作用：與營(yíng)運(yùn)性信心和社會(huì)性信心的疊加檢驗(yàn)

根據(jù)前文分析，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)與企業(yè)的營(yíng)運(yùn)性信心和社會(huì)性信心產(chǎn)生疊加，導(dǎo)致促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)在不同企業(yè)中出現(xiàn)異質(zhì)性。為此，本文構(gòu)建如下模型：

(4)

其中，變量W2it分別代表用于檢驗(yàn)企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心疊加作用和社會(huì)性信心疊加作用的變量，并對(duì)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。主要關(guān)注的系數(shù)為β6。具體變量說(shuō)明如下：

企業(yè)的營(yíng)運(yùn)性信心：企業(yè)的營(yíng)運(yùn)能力情況直接反映了企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心的強(qiáng)弱，因此，本文使用反映企業(yè)營(yíng)運(yùn)能力的“營(yíng)業(yè)周期”衡量企業(yè)的營(yíng)運(yùn)性信心，企業(yè)的營(yíng)業(yè)周期能夠綜合反映企業(yè)在產(chǎn)品生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過(guò)程中的能力，與產(chǎn)品變現(xiàn)速度、對(duì)價(jià)值鏈的控制等密切相關(guān)，營(yíng)業(yè)周期越短，營(yíng)運(yùn)性信心越強(qiáng)。具體而言，營(yíng)業(yè)周期以企業(yè)的應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)天數(shù)與存貨周轉(zhuǎn)天數(shù)之和計(jì)算；由于企業(yè)一年內(nèi)的經(jīng)營(yíng)狀況可能存在周期差異，應(yīng)收賬款和存貨分別以企業(yè)當(dāng)年各個(gè)季度的平均值計(jì)算；考慮到不同行業(yè)一般的營(yíng)業(yè)周期可能差別較大，本文將企業(yè)的營(yíng)業(yè)周期與當(dāng)年行業(yè)營(yíng)業(yè)周期的中位數(shù)之差(OC)作為營(yíng)業(yè)周期的回歸變量，由于該變量數(shù)值較大，為便于閱讀回歸結(jié)果，將其除以1 000處理。

企業(yè)的社會(huì)性信心：本文使用企業(yè)上年的“社會(huì)資本投資”衡量企業(yè)社會(huì)性信心(Social)。企業(yè)的社會(huì)性信心需要通過(guò)社會(huì)資本投資積累，社會(huì)資本投資越多，社會(huì)性信心越強(qiáng)。參考肖興志和王伊攀(2014)[24]，本文的“社會(huì)資本投資”使用企業(yè)超額管理費(fèi)用及其與社會(huì)捐贈(zèng)行為之和計(jì)算。由于企業(yè)社會(huì)資本投資往往難以直接計(jì)量，而與這些活動(dòng)相關(guān)的費(fèi)用往往會(huì)計(jì)入管理費(fèi)用，因而可以使用企業(yè)的超額管理費(fèi)用作為替代變量[24]；而社會(huì)捐贈(zèng)往往也有助于與政府建立政治聯(lián)系、為企業(yè)樹立形象，能增強(qiáng)企業(yè)的社會(huì)資本[38]。參考肖興志和王伊攀(2014)[24]，以CEit=β0+β1FDepit+β2PStait+β3Salesit+β4Salesit×DecrDummyit+ui回歸的殘差得到“超額管理費(fèi)用”，其中，CEit為企業(yè)的實(shí)際管理費(fèi)用，以管理費(fèi)用扣除高管薪酬和無(wú)形資產(chǎn)攤銷的值與企業(yè)上年?duì)I業(yè)收入之比計(jì)算；FDepit為企業(yè)的固定資產(chǎn)折舊與上年?duì)I業(yè)收入之比，PStait為企業(yè)支付給員工的薪酬與上年?duì)I業(yè)收入之比，Salesit為企業(yè)的營(yíng)業(yè)收入與上年?duì)I業(yè)收入之比，DecrDummyit為企業(yè)當(dāng)年?duì)I業(yè)收入是否下降的虛擬變量。

為檢驗(yàn)疊加作用，本文進(jìn)行如下幾組回歸：首先對(duì)全樣本進(jìn)行回歸，如果主要變量系數(shù)顯著，表明信心效應(yīng)能夠與企業(yè)本身的這兩個(gè)信心產(chǎn)生疊加作用；進(jìn)一步地，為檢驗(yàn)與外部信心效應(yīng)的疊加，由于企業(yè)獲得政府補(bǔ)貼和借款的量反映了兩種相互替代的外部信心，本文將獲得政府補(bǔ)貼和借款的量均低于年度行業(yè)中值的企業(yè)作為“低外部信心效應(yīng)組”，將獲得政府補(bǔ)貼或借款的量高于年度行業(yè)年度中值的企業(yè)作為“高外部信心效應(yīng)組”，分別進(jìn)行回歸，如果存在與外部信心效應(yīng)的疊加，那么主要變量的顯著性應(yīng)該在“高外部信心效應(yīng)組”中更為突出；為檢驗(yàn)與內(nèi)部信心效應(yīng)的疊加，由于企業(yè)的相對(duì)與絕對(duì)營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)情況分別代表了企業(yè)對(duì)行業(yè)相對(duì)經(jīng)營(yíng)狀況與自身經(jīng)營(yíng)狀況的信心，信心越低越容易受到內(nèi)部信心效應(yīng)的影響，因而本文將營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率不低于當(dāng)年行業(yè)中值和自身營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)大于零的企業(yè)作為“低內(nèi)部信心效應(yīng)組”，將企業(yè)的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率低于當(dāng)年行業(yè)中值或自身營(yíng)業(yè)收入出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)的企業(yè)作為“高內(nèi)部信心效應(yīng)組”，分別進(jìn)行回歸，如果存在與內(nèi)部信心效應(yīng)的疊加，那么主要變量的顯著性應(yīng)該在“高內(nèi)部信心效應(yīng)組”中更為突出。

表9為檢驗(yàn)營(yíng)運(yùn)性信心疊加作用的回歸結(jié)果。以O(shè)C的平方項(xiàng)與產(chǎn)業(yè)政策的交叉項(xiàng)為主要變量，列(1)的全樣本回歸結(jié)果顯示，隨著受到支持的企業(yè)的營(yíng)運(yùn)性信心增強(qiáng)，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)研發(fā)投入的作用呈現(xiàn)出先減后增的效果，即U型關(guān)系；列(2)、列(3)分別為“低外部信心效應(yīng)組”和“高外部信心效應(yīng)組”的回歸結(jié)果，列(4)、列(5)分別為“低內(nèi)部信心效應(yīng)組”和“高內(nèi)部信心效應(yīng)組”的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，上述U型關(guān)系主要存在于“高外部信心效應(yīng)組”和“高內(nèi)部信心效應(yīng)組”中。這表明，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的外部和內(nèi)部信心效應(yīng)都與企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心產(chǎn)生了U型疊加作用。因此，假設(shè)H2、H2a、H2b得到驗(yàn)證。

表9 產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)與企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心的疊加作用檢驗(yàn)

表10為檢驗(yàn)社會(huì)性信心疊加作用的回歸結(jié)果。以Social的平方項(xiàng)與產(chǎn)業(yè)政策的交叉項(xiàng)為主要變量，列(1)的全樣本回歸結(jié)果顯示，隨著受到支持的企業(yè)社會(huì)性信心增強(qiáng)，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)研發(fā)投入的作用呈現(xiàn)出先增后減的效果，即倒U型關(guān)系；列(2)、列(3)分別為“低外部信心效應(yīng)組”和“高外部信心效應(yīng)組”的回歸結(jié)果，列(4)、列(5)分別為“低內(nèi)部信心效應(yīng)組”和“高內(nèi)部信心效應(yīng)組”的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示，對(duì)外部信心而言，上述倒U型關(guān)系主要存在于“高外部信心效應(yīng)組”，而對(duì)內(nèi)部信心而言則兩組均顯著。這表明，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用在企業(yè)社會(huì)性信心上是倒U型關(guān)系；這種疊加作用主要是由外部信心效應(yīng)引起的，在內(nèi)部信心效應(yīng)維度上并不明顯。這可能是因?yàn)?，企業(yè)的社會(huì)性信心作為一種與外界聯(lián)系密切相關(guān)的信心，對(duì)外部信心的作用效果更敏感。因此，假設(shè)H3和H3a得到驗(yàn)證，假設(shè)H3b未得到驗(yàn)證。

表10 產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)與企業(yè)社會(huì)性信心的疊加作用檢驗(yàn)

五、進(jìn)一步討論：研發(fā)投入的產(chǎn)出分析

促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策雖然具有信心效應(yīng)，可以促使企業(yè)研發(fā)投入增加，但并不能保證研發(fā)產(chǎn)出的數(shù)量增加與質(zhì)量提升。在政策作用下，企業(yè)的研發(fā)投入增多雖然能夠?yàn)槠髽I(yè)的研發(fā)活動(dòng)帶來(lái)更多的資源，提升企業(yè)研發(fā)的積極性，增大企業(yè)的研發(fā)努力，從而可能改善企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出數(shù)量和質(zhì)量；但研發(fā)創(chuàng)新的產(chǎn)出不僅與企業(yè)的投入程度有關(guān)，而且還會(huì)受到其他因素的影響，因而產(chǎn)業(yè)政策對(duì)研發(fā)產(chǎn)出也可能表現(xiàn)出負(fù)面的短期影響。在研發(fā)產(chǎn)出數(shù)量方面，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的內(nèi)外部信心效應(yīng)既有可能造成研發(fā)投入的浪費(fèi)現(xiàn)象，又有可能激發(fā)企業(yè)對(duì)更具難度的研發(fā)項(xiàng)目的挑戰(zhàn)，造成短時(shí)間內(nèi)企業(yè)單位研發(fā)投入的產(chǎn)出反而減少。在研發(fā)產(chǎn)出的實(shí)質(zhì)性方面，企業(yè)專利申請(qǐng)除了正常的創(chuàng)新行為外，也可能為了政策支持而采取策略性行為，當(dāng)企業(yè)進(jìn)行“實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新”時(shí)，企業(yè)的創(chuàng)新行為才是以獲得企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和技術(shù)水平升級(jí)為導(dǎo)向的高質(zhì)量創(chuàng)新[5]。促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策改變了企業(yè)的內(nèi)外部信心，使企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的實(shí)質(zhì)性既有可能因?yàn)閮?nèi)外部信心增強(qiáng)而有所提升，又有可能為了迎合外部信心或過(guò)度自信而導(dǎo)致短期的下降。

為了檢驗(yàn)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策會(huì)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的產(chǎn)出產(chǎn)生何種影響，本文以研發(fā)產(chǎn)出特征為因變量、促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策支持和企業(yè)研發(fā)投入的交叉項(xiàng)為主要自變量，進(jìn)行如下回歸：

RDOpit=β0+β1PIit+β2PYit+β3PIit×PYit+β4RDit+β5PIit×PYit×RDit

+B1Xit+ηt+γk+αi+εit

(5)

參考黎文靖和鄭曼妮(2016)[5]的研究，因變量研發(fā)產(chǎn)出(RDOp)具體包括兩大類指標(biāo)：企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出數(shù)量，以企業(yè)的總體專利申請(qǐng)數(shù)量加一的對(duì)數(shù)(lnPat)衡量；企業(yè)研發(fā)產(chǎn)出的實(shí)質(zhì)性，以企業(yè)申請(qǐng)的發(fā)明專利加一的對(duì)數(shù)(lnInv)來(lái)衡量企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，把企業(yè)申請(qǐng)的非發(fā)明專利加一的對(duì)數(shù)(lnUD)用于衡量企業(yè)的策略性創(chuàng)新。為進(jìn)一步衡量“實(shí)質(zhì)”的程度和結(jié)構(gòu)，本文還構(gòu)建了“企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)占全部專利申請(qǐng)的比重”指標(biāo)(InvProp)，其中各專利申請(qǐng)數(shù)均加一取對(duì)數(shù)。上述變量均取上下1%的縮尾處理。

表11的列(1)—列(4)分別顯示了以上述幾個(gè)指標(biāo)為因變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，與未受支持的企業(yè)相比，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持降低了企業(yè)給定研發(fā)投入所帶來(lái)的產(chǎn)出，且對(duì)給定的研發(fā)投入，受支持企業(yè)的發(fā)明專利、非發(fā)明專利以及發(fā)明專利占全部專利的比重均相對(duì)較低。結(jié)合列(1)—列(3)，由于企業(yè)給定研發(fā)投入的總體專利、發(fā)明專利和非發(fā)明專利申請(qǐng)量同時(shí)出現(xiàn)顯著下降，可以推論，在不排除存在研發(fā)投入浪費(fèi)的情況下，企業(yè)增加了對(duì)更高難度的研發(fā)項(xiàng)目的挑戰(zhàn)是其在給定研發(fā)投入的產(chǎn)出數(shù)量降低的重要原因；根據(jù)列(2)—列(4)，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新和非實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新都出現(xiàn)了明顯下降，導(dǎo)致整體上研發(fā)產(chǎn)出在結(jié)構(gòu)上的實(shí)質(zhì)性下降不明顯，策略性行為有待進(jìn)一步檢驗(yàn)。

表11 研發(fā)產(chǎn)出與產(chǎn)出的實(shí)質(zhì)性

為了檢驗(yàn)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)是否在其中發(fā)揮作用，本文按照上文的分類方法，將樣本進(jìn)一步分別按照外部信心效應(yīng)和內(nèi)部信心效應(yīng)的高低進(jìn)行分組回歸，得到結(jié)果分別如表12和表13所示。結(jié)果表明，總體而言，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)出的影響主要集中在“高外部信心效應(yīng)組”和“高內(nèi)部信心效應(yīng)組”，表明促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的內(nèi)外部信心效應(yīng)能夠改變研發(fā)投入帶來(lái)的產(chǎn)出績(jī)效；并且根據(jù)表12和表13各自的列(7)—列(8)，外部信心效應(yīng)會(huì)使企業(yè)結(jié)構(gòu)上的研發(fā)產(chǎn)出實(shí)質(zhì)性下降，企業(yè)表現(xiàn)出策略性行為，內(nèi)部信心效應(yīng)對(duì)策略性行為的影響并不明顯。這表明，企業(yè)內(nèi)生的信心更能促進(jìn)企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新。

表12 按外部信心效應(yīng)分組

表13 按內(nèi)部信心效應(yīng)分組

六、結(jié)論與啟示

產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)創(chuàng)新一直是社會(huì)各界關(guān)注的熱點(diǎn)。本文基于中國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)，以《中國(guó)制造2025》為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，從信心效應(yīng)角度分析了促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策對(duì)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響及其機(jī)制。研究結(jié)果表明，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策可以顯著提升企業(yè)的研發(fā)投入水平，從信心的角度看，其作用機(jī)制既包括企業(yè)對(duì)外部信心的正向反饋，又包括企業(yè)自發(fā)的信心提升。由于企業(yè)信心具有復(fù)雜性，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)能夠與企業(yè)營(yíng)運(yùn)性信心和社會(huì)性信心產(chǎn)生疊加，分別產(chǎn)生正U型和倒U型的疊加關(guān)系。進(jìn)一步對(duì)企業(yè)的研發(fā)產(chǎn)出效果分析發(fā)現(xiàn)，總體而言，短期內(nèi)，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的支持將使企業(yè)研發(fā)投入的產(chǎn)出數(shù)量上和部分結(jié)構(gòu)上的實(shí)質(zhì)性明顯降低，企業(yè)所選研發(fā)項(xiàng)目難度增大和因外部信心產(chǎn)生的策略性行為是造成這一現(xiàn)象可能的原因。

本文的結(jié)論為產(chǎn)業(yè)政策制定與企業(yè)行為的調(diào)整帶來(lái)如下啟示。

一是產(chǎn)業(yè)政策的設(shè)計(jì)和實(shí)施除了考慮財(cái)政支持等有形因素外，還應(yīng)當(dāng)充分考慮“信心”這一無(wú)形因素，二者相輔相成，都能對(duì)產(chǎn)業(yè)政策實(shí)施效果產(chǎn)生影響。產(chǎn)業(yè)政策長(zhǎng)期存在，如何設(shè)計(jì)和有效執(zhí)行是實(shí)踐中的關(guān)鍵問(wèn)題，本文結(jié)論表明，“信心”這一無(wú)形因素是政策制定和施行的抓手之一，在促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的制定和實(shí)施過(guò)程中，可以通過(guò)信心渠道，對(duì)促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施及其效果進(jìn)行全面把握，調(diào)動(dòng)各項(xiàng)有形因素?！靶判摹奔犬a(chǎn)生于有形的政策措施，又能夠支持和引導(dǎo)有形政策措施作用的有效發(fā)揮，在促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策設(shè)計(jì)的過(guò)程中，應(yīng)當(dāng)充分考慮其對(duì)市場(chǎng)信心的影響作用，充分考慮市場(chǎng)參與者對(duì)政府政策的反應(yīng)，激發(fā)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新的主動(dòng)性。

二是促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)對(duì)企業(yè)研發(fā)的影響依賴于不同的企業(yè)特征，在制定和實(shí)施促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策時(shí)，應(yīng)當(dāng)注意這些特征帶來(lái)的不平衡性，對(duì)不同類型的企業(yè)予以不同的側(cè)重。從企業(yè)的營(yíng)運(yùn)性信心上看，對(duì)于營(yíng)運(yùn)性信心強(qiáng)的企業(yè)，應(yīng)當(dāng)注意企業(yè)既有的營(yíng)運(yùn)優(yōu)勢(shì)，通過(guò)充分的保障措施，支撐企業(yè)信心，激勵(lì)這類企業(yè)挑戰(zhàn)難度更高、實(shí)質(zhì)性更強(qiáng)的研發(fā)活動(dòng)，將產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)優(yōu)勢(shì)充分結(jié)合；對(duì)于營(yíng)運(yùn)性信心弱的企業(yè)，應(yīng)當(dāng)著重激發(fā)這類企業(yè)的研發(fā)活力，幫助這類企業(yè)實(shí)現(xiàn)彎道超車、轉(zhuǎn)型升級(jí)，并注意防止低效低質(zhì)的研發(fā)活動(dòng)。從企業(yè)的社會(huì)性信心上看，在制定和實(shí)施產(chǎn)業(yè)政策的過(guò)程中，應(yīng)當(dāng)注意規(guī)范性和公平性，既要壓縮尋租空間，避免出現(xiàn)尋租等非正常的社會(huì)資本投資情形，又要保障市場(chǎng)機(jī)制有效發(fā)揮，為企業(yè)合理正常的社會(huì)資本投資行為留出空間。

三是在考慮促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)時(shí)，應(yīng)當(dāng)以市場(chǎng)為基礎(chǔ)，注意把握市場(chǎng)發(fā)展方向，尊重技術(shù)的客觀發(fā)展規(guī)律，充分考慮企業(yè)的能力水平，避免出現(xiàn)盲目自信、一哄而上的情況，尤其應(yīng)該減少企業(yè)利用產(chǎn)業(yè)政策實(shí)現(xiàn)政策套利的行為。促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策能夠給予的“信心”，主要作用在于支撐和引領(lǐng)，并非有了信心就一定能夠達(dá)到預(yù)期效果，企業(yè)等市場(chǎng)主體所具有的客觀條件也是影響政策效果的關(guān)鍵。信心是主觀因素，必須建立在客觀基礎(chǔ)之上，因而在促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的制定和實(shí)施過(guò)程中，應(yīng)當(dāng)堅(jiān)持市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用，正確認(rèn)識(shí)自身既有的研發(fā)和技術(shù)條件，既不能忽視促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的信心效應(yīng)在促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新中的重要性，也不能為了“信心”而盲目制定、推行、實(shí)施促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策。應(yīng)當(dāng)認(rèn)識(shí)到，促進(jìn)創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)政策的“信心”并不能代替企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步與經(jīng)營(yíng)績(jī)效帶來(lái)的“信心”。企業(yè)在受到產(chǎn)業(yè)政策的支持時(shí)，也應(yīng)充分評(píng)估自身所具備的資源稟賦和各項(xiàng)能力，既要充分利用產(chǎn)業(yè)政策帶來(lái)的信心紅利，又要避免脫離企業(yè)自身的客觀實(shí)際。