政府補助對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的影響研究
——基于融資約束的調(diào)節(jié)作用

唐炎釗，劉 婷

（廈門大學(xué)管理學(xué)院，福建 廈門 361005）

1 問題提出

自Geroski等（1997）［1］發(fā)表首篇關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新持續(xù)性的論文以來，創(chuàng)新持續(xù)性問題受到越來越多學(xué)者的關(guān)注，并成為創(chuàng)新管理研究的重要方向。由于技術(shù)創(chuàng)新存在“市場失靈”問題，世界各國利用政府補助積極干預(yù)企業(yè)創(chuàng)新活動已成為常態(tài)。然而，學(xué)術(shù)界對于政府干預(yù)是否有效激勵企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，一直存在著“促進(jìn)論”和“抑制論”的爭論。現(xiàn)有文獻(xiàn)多從靜態(tài)角度探討政府補助對技術(shù)創(chuàng)新的影響，以政府補助為自變量，當(dāng)期或滯后期創(chuàng)新績效為因變量，構(gòu)建回歸模型進(jìn)行研究。然而，已有研究表明，一些企業(yè)的創(chuàng)新行為具有持續(xù)性特征，也就是說，企業(yè)現(xiàn)在的創(chuàng)新在很大程度上與企業(yè)過去的創(chuàng)新有關(guān)。國內(nèi)外學(xué)者對影響企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的內(nèi)外部因素進(jìn)行了大量研究，卻很少有人研究政府補助對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的影響及作用機(jī)制。研究政府補助與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性之間的關(guān)系，不僅有助于學(xué)術(shù)界進(jìn)一步厘清政府補助與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，而且有助于政府更好地引導(dǎo)企業(yè)持續(xù)地開展創(chuàng)新活動。

科技型中小企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新最活躍的群體之一，通常具有高創(chuàng)新性、高成長性等特點，在創(chuàng)新機(jī)制和創(chuàng)新效率上具有其他企業(yè)無法比擬的優(yōu)勢。但科技型中小企業(yè)由于自身實力不足、融資渠道不暢、創(chuàng)新人才缺乏、管理水平低等問題，在創(chuàng)新活動中存在諸多限制。其中，“融資貴”“融資難”等融資約束問題尤為突出，已成為制約科技型中小企業(yè)進(jìn)一步發(fā)展的關(guān)鍵因素。本文以科技型中小企業(yè)作為研究對象，試圖對其創(chuàng)新活動是否存在持續(xù)性進(jìn)行判斷，在此基礎(chǔ)上，考察政府補助對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的差異性，以及融資約束的調(diào)節(jié)作用。

2 文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

2.1 科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性

熊彼特創(chuàng)新理論最早提及創(chuàng)新的“持續(xù)性”問題。熊彼特首次提出創(chuàng)新模型Ⅰ，認(rèn)為技術(shù)知識在企業(yè)間是自由流動的，任何企業(yè)均有機(jī)會獲得自身所需的知識，而新進(jìn)入者會帶來突破性技術(shù)，對原有的生產(chǎn)技術(shù)和生產(chǎn)體系造成破壞，從而實現(xiàn)產(chǎn)品與技術(shù)的更新?lián)Q代。根據(jù)“創(chuàng)造性破壞”的觀點，創(chuàng)新的實質(zhì)是構(gòu)建一個全新的生產(chǎn)函數(shù)，且創(chuàng)新的過程往往是推倒重建性質(zhì)的。到20世紀(jì)中期，熊彼特提出創(chuàng)新模型Ⅱ，認(rèn)為技術(shù)知識具有一定的積累性，且隨著知識不斷積累，會形成一定的進(jìn)入壁壘。持續(xù)性的創(chuàng)新活動有助于“創(chuàng)造性積累”，而創(chuàng)新持續(xù)性的缺失往往與“創(chuàng)造性破壞”有關(guān)。然而，熊彼特并沒有進(jìn)一步對創(chuàng)新持續(xù)性的概念進(jìn)行界定，直到Geroski［1］等于1997年發(fā)表了一篇關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新持續(xù)性的研究論文，創(chuàng)新持續(xù)性引起國內(nèi)外學(xué)者越來越多的關(guān)注，并逐漸發(fā)展成為創(chuàng)新管理領(lǐng)域的重要研究方向。

關(guān)于“企業(yè)創(chuàng)新是否存在持續(xù)性”這一問題，國外學(xué)者基于不同的創(chuàng)新指標(biāo)、不同的創(chuàng)新類型、不同行業(yè)均證實了企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的存在。多數(shù)學(xué)者基于不同國家、不同行業(yè)數(shù)據(jù)的實證研究證實了“持續(xù)性”觀點。Huang&Yang（2010）［2］基于1990—2003年中國臺灣制造業(yè)數(shù)據(jù)證實企業(yè)的創(chuàng)新活動具有較高的狀態(tài)依賴性，從而支持了企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的假設(shè)。Angela等（2013）［3］基于1990—2008年西班牙制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，研究表明企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出均具有持續(xù)性，且企業(yè)過去創(chuàng)新在很大程度上決定了企業(yè)當(dāng)前創(chuàng)新水平。蘇梽芳等（2016）［4］基于2003—2012年中國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)的研究表明，中國制造業(yè)企業(yè)存在創(chuàng)新持續(xù)性，且高技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新持續(xù)性高于低技術(shù)企業(yè)。何郁冰等（2017）［5］基于2006—2014年中國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，研究表明無論是創(chuàng)新投入（研發(fā)經(jīng)費）還是創(chuàng)新產(chǎn)出（專利申請量）均存在持續(xù)性。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，對于高技術(shù)企業(yè)，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的持續(xù)性均顯著，而對于低技術(shù)企業(yè)，創(chuàng)新產(chǎn)出的持續(xù)性顯著，而創(chuàng)新投入的持續(xù)性不顯著。

科技型中小企業(yè)這類群體通常具有較強(qiáng)的創(chuàng)新驅(qū)動力，通過持續(xù)創(chuàng)新提高自主創(chuàng)新能力，有利于科技型中小企業(yè)建立起長期的競爭優(yōu)勢，進(jìn)而在激烈的市場競爭中生存下來。因此，對于科技型中小企業(yè)，保持創(chuàng)新持續(xù)性已經(jīng)逐漸成為一種必然的趨勢。除此之外，國家針對科技型中小企業(yè)完善并落實相關(guān)創(chuàng)新政策，有效地解決了科技型中小企業(yè)在創(chuàng)新過程中面臨的諸多障礙，從而為科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性提供了有力的保障。這些創(chuàng)新政策能夠有效激發(fā)科技型中小企業(yè)對外部環(huán)境的“狀態(tài)依賴性”，從而使企業(yè)保持較高的創(chuàng)新持續(xù)性［6］。

因此，提出假設(shè)1：科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新活動具有持續(xù)性。

2.2 政府補助與企業(yè)創(chuàng)新

財政補貼作為一種直接的補助方式，有利于分散企業(yè)研發(fā)投資的風(fēng)險，降低企業(yè)創(chuàng)新的門檻，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新（Arrow，1962）［7］。Hamberg（1996）［8］以接受過美國國防部資助的廠商為研究對象，結(jié)果表明政府資助有利于廠商增加研發(fā)支出。Czarnitzki&Licht（2006）［9］的研究表明，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新具有桿桿效應(yīng)，即政府補貼的資金注入有利于企業(yè)增加自身的創(chuàng)新投入。解維敏等（2009）［10］基于2003—2005年中國上市公司數(shù)據(jù)的研究表明，政府的R&D補助刺激了企業(yè)的R&D支出。在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度不健全時，政府有必要加大對企業(yè)創(chuàng)新的支持力度，推動企業(yè)進(jìn)行自主創(chuàng)新。白俊紅（2011）［11］基于1998—2007年中國大中型工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，研究表明中國政府的R&D補助能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出。陶厚永等（2015）［12］以深圳證券交易所中小板民營企業(yè)為樣本進(jìn)行實證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)政府補貼顯著促進(jìn)了中小民營企業(yè)的創(chuàng)新投資。

首先，財政補貼有利于降低企業(yè)創(chuàng)新的風(fēng)險。政府直接向企業(yè)提供財政補貼，為企業(yè)的創(chuàng)新活動承擔(dān)了部分經(jīng)濟(jì)風(fēng)險，從而降低了企業(yè)對研發(fā)活動的風(fēng)險預(yù)期［13］。企業(yè)獲得財政補貼越多，企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力越強(qiáng)，則企業(yè)越有可能從事創(chuàng)新活動。其次，財政補貼有利于降低企業(yè)創(chuàng)新的成本。由于財政補貼具有無償性，企業(yè)將這筆資金用于研發(fā)降低了企業(yè)的創(chuàng)新成本，并在一定程度補償了企業(yè)因技術(shù)外溢所帶來的私人利益損失，使企業(yè)的創(chuàng)新活動變得有利可圖，進(jìn)一步提高企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的動力和意愿。最后，財政補貼能夠向外界傳遞積極“信號”，政府在對企業(yè)進(jìn)行補貼之前，能夠憑借信息、能力優(yōu)勢以及作為第三方的獨立性，對補貼企業(yè)的研發(fā)水平、創(chuàng)新潛力以及創(chuàng)新項目的市場價值與潛在風(fēng)險等進(jìn)行客觀的評估。與此同時，在企業(yè)創(chuàng)新的過程中，政府會對獲得財政補貼的企業(yè)進(jìn)行持續(xù)的監(jiān)管，在一定程度上規(guī)避企業(yè)潛在的“道德風(fēng)險”問題。企業(yè)獲得財政補貼向外部投資者提供了一種隱性擔(dān)保，外部投資者出于對政府的信任給予這些企業(yè)更多的信心，從而使企業(yè)更容易獲得外部投資者的支持，為企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性提供長效的激勵。

因此，提出假設(shè)2：財政補貼與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性正相關(guān)。

2.3 融資約束的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)開展創(chuàng)新活動，尤其是持續(xù)創(chuàng)新需要大量的資金支持，而企業(yè)自身的資金往往有限，創(chuàng)新資金主要依賴外部融資，融資約束不僅使企業(yè)開展創(chuàng)新活動的成本遠(yuǎn)大于其他項目，而且使從事創(chuàng)新的企業(yè)面臨著因資金鏈斷裂導(dǎo)致創(chuàng)新失敗的風(fēng)險，導(dǎo)致企業(yè)缺乏持續(xù)創(chuàng)新的動力。對于科技型中小企業(yè)而言，技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)的主要經(jīng)營活動，融資約束對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的抑制作用更為明顯。財政補貼對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的影響通過直接給企業(yè)提供資金支持、引導(dǎo)企業(yè)增加自身研發(fā)投入以及吸引外部投資等拓展創(chuàng)新資金的來源，為企業(yè)開展持續(xù)創(chuàng)新活動提供良好的保障。

首先，財政補貼能夠直接作為創(chuàng)新活動的啟動資金，企業(yè)只需承擔(dān)少量資金即可保證創(chuàng)新活動的開展。高融資約束的科技型中小企業(yè)資金來源有限，財政補貼作為其開展創(chuàng)新活動的主要來源，占研發(fā)投入的比重較大，對創(chuàng)新持續(xù)性的激勵作用更大。其次，政府對受補貼企業(yè)的監(jiān)管有利于更好地引導(dǎo)科技型中小企業(yè)開展高質(zhì)量的創(chuàng)新活動。若獲得財政補貼的企業(yè)表現(xiàn)出無效率或低效率行為，該企業(yè)可能會失去繼續(xù)享受財政補貼的資格。高融資約束的科技型中小企業(yè)對財政補貼的依賴性更強(qiáng)，會按照計劃高質(zhì)量地完成創(chuàng)新項目，以獲得政府更多的財政支持。最后，財政補貼能夠有效減少企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱，使這些企業(yè)更容易獲得外部投資者的支持。高融資約束的科技型中小企業(yè)信息不對稱程度較高，財政補貼的“信號效應(yīng)”作用更明顯。

因此，提出假設(shè)3，在高融資約束背景下，財政補貼對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的激勵效應(yīng)更大。

3 樣本選取和模型設(shè)計

為了探究政府補助對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的影響這個問題，本文首先對科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新活動是否具有持續(xù)性進(jìn)行判斷，在此基礎(chǔ)上，分別考察財政補貼對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的作用機(jī)理，并進(jìn)一步對融資約束的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗。理論模型如圖1所示。

3.1 樣本選取

圖1 理論模型圖

由于我國在2017年5月才對科技型中小企業(yè)進(jìn)行明確界定，即“科技型中小企業(yè)是指依托一定數(shù)量的科技人員，以從事科技研發(fā)為主，取得自主知識產(chǎn)權(quán)并將其轉(zhuǎn)化為高新技術(shù)產(chǎn)品或服務(wù)，最終實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的中小企業(yè)?！边@種劃分標(biāo)準(zhǔn)較為嚴(yán)苛，許多企業(yè)很難同時滿足科技型中小企業(yè)的所有條件。目前對科技型中小企業(yè)專項統(tǒng)計工作開展時間短，相關(guān)數(shù)據(jù)比較少。因此，本文結(jié)合“科技型”和“中小企業(yè)”兩個方面，將中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司中高新技術(shù)企業(yè)作為科技型中小企業(yè)的近似代替，為了保證數(shù)據(jù)完整、統(tǒng)計口徑一致，同時避免異常值、殼價值等對實證研究的干擾，手動剔除金融類企業(yè)、ST企業(yè)和ST*企業(yè)以及核心指標(biāo)缺失的企業(yè)，最終篩選出753家企業(yè)，共3012個觀測值。

3.2 變量測量

3.2.1因變量——企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性。在研究企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性問題時，多數(shù)學(xué)者采用新產(chǎn)品產(chǎn)值或?qū)＠暾埩繉⑵髽I(yè)創(chuàng)新分為“0/1”兩種狀態(tài)，以企業(yè)滯后一期的創(chuàng)新績效對企業(yè)當(dāng)期的創(chuàng)新狀態(tài)是否存在影響以及影響程度對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性進(jìn)行測量。這種做法將企業(yè)的創(chuàng)新狀態(tài)分為“0/1”過于簡略，雖然考慮了企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的“動態(tài)性”特征，但忽視了企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的“累積性”特征，存在一定的局限性。本文借鑒Triguero&Córcoles（2013）［14］、何郁冰等（2017）［5］的研究，構(gòu)建一個獨立的研究變量作為企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的代理變量。在指標(biāo)的選取上，本文采用研發(fā)投入衡量企業(yè)創(chuàng)新績效，并結(jié)合環(huán)比增長率和年份合并的方法對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性進(jìn)行測量。具體計算公式如下：

3.2.2自變量——政府補助。2017年5月，財政部修訂了《企業(yè)會計準(zhǔn)則第16號——政府補助》，并要求從2017年6月12日開始實施。與舊準(zhǔn)則相比，新準(zhǔn)則最大的變更在于進(jìn)一步擴(kuò)大了政府補助的范疇（劉嘯塵，2017）［15］。在財務(wù)處理上，與資產(chǎn)相關(guān)的政府補助既可以繼續(xù)采用總額法進(jìn)行核算，也可以采用凈額法進(jìn)行核算。與收益相關(guān)的政府補助，計入損益的具體項目不僅包括“營業(yè)外收入”，還包括“其他收益”。由于本文的研究區(qū)間為2015—2018年，對于適用舊準(zhǔn)則的2015—2016年政府補助總額選取上市公司財務(wù)報表附注中“營業(yè)外收入”中的“政府補助”金額，而對于適用新準(zhǔn)則的2016—2018年政府補助總額選取上市公司財務(wù)報表附注中“營業(yè)外收入”與“其他收益”中的“政府補助”金額之和。

本文借鑒柳光強(qiáng)（2016）［16］、周燕和潘遙（2019）［17］等學(xué)者的研究，將政府補助總額，減去企業(yè)收到的稅費減免、稅費返還等稅收優(yōu)惠部分與企業(yè)總資產(chǎn)之比作為財政補貼的衡量指標(biāo)。

3.2.3調(diào)節(jié)變量——融資約束。KZ指數(shù)、WW指數(shù)和SA指數(shù)常被用來衡量企業(yè)的相對融資約束程度。由于KZ指數(shù)和WW指數(shù)在計算過程中均包括不同的內(nèi)生金融變量，如現(xiàn)金流和杠桿等，這些金融變量與融資約束之間存在相互決定的關(guān)系，會引起嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。相比KZ指數(shù)和WW指數(shù)，SA指數(shù)的優(yōu)勢在于：①計算簡單，且SA指數(shù)比較穩(wěn)??；②SA指數(shù)中不包括具有內(nèi)生性的金融變量，避免內(nèi)生性問題。在中國情境下，KZ指數(shù)涉及的托賓Q值和股票價格存在爭議，并不適用于中國企業(yè)，而SA指數(shù)對衡量我國企業(yè)的融資約束程度具有良好的特性［18］?；谝陨戏治?，本文采用SA指數(shù)，具體計算方式如下：

其中，Size為企業(yè)規(guī)模（單位為百萬元）的自然對數(shù)；Age為企業(yè)成立時間長短。SA指數(shù)越大，企業(yè)面臨的融資約束程度越大。本文設(shè)置0/1虛擬變量，用FC代表融資約束。當(dāng)SA指數(shù)大于中位數(shù)，F(xiàn)C=1，即企業(yè)融資約束高；當(dāng)SA指數(shù)小于中位數(shù)，F(xiàn)C=0，即企業(yè)融資約束低。

3.2.4控制變量。為了保證實證結(jié)果的真實有效，本文借鑒了已有的相關(guān)實證研究，最終選取了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、盈利能力、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流和企業(yè)成長性作為控制變量。這些變量雖然不是本文的研究變量，但可能對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性產(chǎn)生影響。

①企業(yè)規(guī)模。已有研究表明，企業(yè)規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性產(chǎn)生影響，還會對政府補助的獲取以及激勵效果產(chǎn)生影響。本文采用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模的衡量指標(biāo)。

②企業(yè)年齡。企業(yè)在不同的生命周期采取不同的戰(zhàn)略，創(chuàng)新活動作為科技型中小企業(yè)的主要經(jīng)營活動，企業(yè)年齡會影響企業(yè)的創(chuàng)新行為和創(chuàng)新持續(xù)性。本文采用企業(yè)成立年限取自然對數(shù)作為企業(yè)年齡的衡量指標(biāo)。

③企業(yè)盈利能力。企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，企業(yè)更有可能將多余的內(nèi)部資金投入企業(yè)創(chuàng)新活動之中，從而有利于企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性。本文采用ROA作為企業(yè)盈利能力的衡量指標(biāo)。ROA為公司的資產(chǎn)回報率，用凈利潤和企業(yè)總資產(chǎn)的比值表示。

④資產(chǎn)負(fù)債率。資產(chǎn)負(fù)債率被用來衡量企業(yè)的財務(wù)杠桿，反映企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)和償債能力。資產(chǎn)負(fù)債率對企業(yè)的投融資活動產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性。資產(chǎn)負(fù)債率用企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值表示。

⑤經(jīng)營現(xiàn)金流。企業(yè)創(chuàng)新需要大量、持續(xù)的資金作為支持，經(jīng)營現(xiàn)金流作為企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金的主要來源直接影響到企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性。本文采用經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值表示。

⑥企業(yè)成長性。本文采用當(dāng)年營業(yè)收入與上一年營業(yè)收入的差額與上一年營業(yè)收入的比值表示。

研究變量匯總?cè)绫?所示。

3.3 模型設(shè)計

在研究企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性問題之前，首先需要對科技型中小企業(yè)是否存在創(chuàng)新持續(xù)性進(jìn)行判斷。本文擬采用Arrelano&Bond（1991）［19］提出的廣義矩估計法，即GMM方法進(jìn)行參數(shù)估計，以避免內(nèi)生性問題。因此，本文構(gòu)建模型（1），以驗證假設(shè)1。

其中，Rdit表示企業(yè)i第t年的研發(fā)投入額，即因變量；Rdit-1表示企業(yè)i第（t-1）年的研發(fā)投入，即滯后一期的因變量；Sizeit和Ageit分別表示企業(yè)i第t年的企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡，屬于控制變量；εit表示隨機(jī)誤差項。

第三件事則是收購美國LucidMotor。這家美國電動車公司位于加州，基于與一汽夏利同樣的原因，外部股東不同意這個收購計劃。但魏銀倉在未經(jīng)股東會和董事會同意的情況下，授權(quán)公司向美國方面匯出5000萬美元可轉(zhuǎn)換債，打算強(qiáng)行啟動收購計劃。最后，在股東會的強(qiáng)烈反對下，這筆錢被追回，收購計劃中止。

在對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性進(jìn)行初步判斷之后，本文將科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性作為因變量，構(gòu)建多元線性回歸模型探討不同政府補助方式對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的影響，以及融資約束的調(diào)節(jié)作用。為了檢驗財政補貼對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的影響，本文構(gòu)建模型（2），以驗證假設(shè)2。

為了檢驗融資約束在政府補助與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文借鑒方杰等（2015）［20］關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗方法，構(gòu)建模型（3），以驗證假設(shè)3。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計分析

本文首先對實證研究模型中涉及的各變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計，包括各變量的最大值、最大值、均值、中位數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差。具體結(jié)果見表2所示。

根據(jù)表2，本文共獲取3012個有效觀測值。具體來說，企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性（Innov）的變化幅度非常大，最大值為20300000000，最小值為24300，標(biāo)準(zhǔn)差為815000000，這說明不同企業(yè)之間對研發(fā)活動的重視程度不同。財政補貼（Sub）的最大值為0.158，最小值為0，標(biāo)準(zhǔn)差為0.07，這說明政府對于科技型中小企業(yè)的財政支持比較均衡。除了企業(yè)成長性（Growth），其他控制變量的標(biāo)準(zhǔn)差在0到1之間，說明樣本企業(yè)的財務(wù)特征具有一定的相似性，這也間接說明本文對科技型中小企業(yè)的篩選具有合理性。

表1 研究變量匯總表

表2 描述性統(tǒng)計

由于因變量企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性（Innov）是根據(jù)研發(fā)投入額計算而來，屬于絕對值指標(biāo)，而自變量財政補貼（Sub）是相對值指標(biāo)，兩者之間存在較大的差異，對參數(shù)估計造成一定的干擾。為了消除變量之間的量綱關(guān)系，使數(shù)據(jù)具有可比性，本文對所有變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

4.2 相關(guān)性分析

為了檢驗各變量之間是否存在多重共線性問題，本文對所有變量進(jìn)行了Pearson相關(guān)性分析。具體結(jié)果如表3所示。

根據(jù)表3，從整體看，被解釋變量與解釋變量、控制變量均在1%水平上顯著，初步說明模型設(shè)定的合理性。從部分看：

②因變量企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性（S_innov）與本研究的自變量財政補貼（S_Sub）在1%水平上顯著相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.079，初步判定財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性存在顯著的激勵作用。

4.3 實證分析

4.3.1企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的存在性檢驗。根據(jù)企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的定義，若企業(yè)過去的創(chuàng)新能夠顯著促進(jìn)企業(yè)現(xiàn)有的創(chuàng)新，則說明企業(yè)的創(chuàng)新活動存在持續(xù)性。因此，本文考察企業(yè)滯后一期研發(fā)投入額對當(dāng)期研發(fā)投入額的影響，根據(jù)滯后一期投入額的系數(shù)大小及顯著性對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性是否存在進(jìn)行檢驗。由于該模型涉及滯后一期的因變量，相關(guān)變量的時間跨度為2014—2018年。本文采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行參數(shù)估計，具體結(jié)果見表4所示。

根據(jù)表4，在控制了企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡之后，企業(yè)滯后一期的研發(fā)投入額與當(dāng)期的研發(fā)投入額的回歸系數(shù)為1.272，P=0.000，這說明在1%的顯著性水平下，企業(yè)的研發(fā)投入表現(xiàn)出明顯的持續(xù)性特征。Sargan檢驗和AR（2）檢驗的P值分別為0.3481和0.3371，均大于0.05，說明工具變量有效且擾動項不存在序列自相關(guān)，GMM結(jié)果有效。因此，假設(shè)1成立。

表3 相關(guān)系數(shù)矩陣

表4 GMM模型實證結(jié)果

4.3.2財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的影響。在判斷企業(yè)的創(chuàng)新活動存在持續(xù)性之后，本文對財政補貼與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，具體結(jié)果見表5所示。

表5 財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性影響的實證結(jié)果

根據(jù)表5，R2值為0.26，F(xiàn)值為79.77，P值為0.0000，說明模型整體有效。結(jié)果顯示，財政補貼與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的回歸系數(shù)為0.044，P<0.01，說明在1%的顯著性水平下，財政補貼與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性正相關(guān)，實證表明假設(shè)2成立。

4.3.3融資約束的調(diào)節(jié)檢驗。為了考察不同融資約束程度下財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的影響，本文對融資約束的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗，具體結(jié)果見表6所示。

根據(jù)表6，R2值為0.27，F(xiàn)值為68.85，P值為0.0000，說明模型整體有效。財政補貼與融資約束的交互項S_Sub*Fc的回歸系數(shù)為0.074，P<0.05，說明在5%的顯著性水平下，融資約束在財政補貼與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性之間發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。回歸系數(shù)為正，說明當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束高時，財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的激勵效應(yīng)更大，實證表明假設(shè)3成立。

表6 不同融資約束下財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性影響的實證結(jié)果

4.4 穩(wěn)健性分析

為了驗證上述回歸結(jié)果是否可靠，本文改變了核心變量企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的衡量方式，用專利申請量代替研發(fā)投入額進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

表7 GMM模型實證結(jié)果（專利申請量）

表7顯示了GMM模型的實證結(jié)果，根據(jù)滯后一期的專利申請量的系數(shù)大小及顯著性對企業(yè)的創(chuàng)新活動是否存在持續(xù)性進(jìn)行判斷，相關(guān)變量的時間跨度為2014—2018年，具體結(jié)果見表7所示。

根據(jù)表7，在控制了企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡之后，企業(yè)滯后一期的專利申請量與當(dāng)期的專利申請量的回歸系數(shù)為0.765，P=0.000，這說明在1%的顯著性水平下，企業(yè)的專利申請量也表現(xiàn)出明顯的持續(xù)性特征。Sargan檢驗和AR（2）檢驗的P值分別為0.5007和0.7267，均大于0.05，這說明工具變量有效且擾動項不存在序列自相關(guān)，GMM結(jié)果有效。假設(shè)1依然成立，上述研究結(jié)論穩(wěn)健性較強(qiáng)。

根據(jù)表8，R2值為0.15，F(xiàn)值為40.87，P值為0.0000，說明模型整體有效。結(jié)果顯示，財政補貼與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的回歸系數(shù)為7.808，P<0.05，說明在5%的顯著性水平下，財政補貼與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性正相關(guān)，假設(shè)2成立，上述研究結(jié)論穩(wěn)健性較強(qiáng)。

表8 財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性影響的實證結(jié)果（專利申請量）

根據(jù)表9，R2值為0.15，F(xiàn)值為662.11，P值為0.0000，說明模型整體有效。財政補貼與融資約束的交互項S_Sub*Fc的回歸系數(shù)為13.422，P<0.1，說明在10%的顯著性水平下，融資約束在財政補貼與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性之間發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用?；貧w系數(shù)為正，說明當(dāng)企業(yè)面臨高融資約束時，財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的激勵效應(yīng)更大，假設(shè)3成立，上述研究結(jié)果的穩(wěn)健性較強(qiáng)。

5 結(jié)論與政策建議

為了探討政府補助、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性之間的關(guān)系，本文從中小板和創(chuàng)業(yè)板中篩選出科技型中小企業(yè)作為研究對象，選取2015—2018年財政補貼、研發(fā)投入、專利申請等核心數(shù)據(jù)披露完整的上市公司作為研究樣本進(jìn)行實證研究，得出如下結(jié)論。

表9 不同融資約束下財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性影響的實證結(jié)果（專利申請量）

①科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新活動存在持續(xù)性。無論以研發(fā)投入額還是專利申請量作為創(chuàng)新活動的衡量指標(biāo)，采用系統(tǒng)GMM進(jìn)行參數(shù)估計的結(jié)果均證實了科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新活動確實具有持續(xù)性。

②政府補助對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性具有促進(jìn)作用。

③融資約束在財政補貼與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性之間發(fā)揮了調(diào)節(jié)作用。當(dāng)融資約束高時，財政補貼對企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的激勵效應(yīng)更大。

本文在研究結(jié)論的基礎(chǔ)上，結(jié)合科技型中小企業(yè)創(chuàng)新活動、政府補助和融資約束，提出以下幾點建議，希望對相關(guān)實踐有所啟示。

首先，科技型中小企業(yè)應(yīng)該更加重視創(chuàng)新活動的持續(xù)性。與傳統(tǒng)企業(yè)相比，科技型中小企業(yè)的產(chǎn)品或服務(wù)往往具有更高的技術(shù)含量。創(chuàng)新是企業(yè)獲得競爭力的關(guān)鍵，對于科技型中小企業(yè)而言，創(chuàng)新是企業(yè)生存與發(fā)展的動力與源泉。由于科技型中小企業(yè)普遍開展創(chuàng)新活動，一般的創(chuàng)新活動并不能使科技型中小企業(yè)建立長期的競爭優(yōu)勢，從而提高市場份額?？萍夹椭行∑髽I(yè)只有通過持續(xù)的創(chuàng)新活動不斷提高自身的創(chuàng)新能力，才能在激烈的競爭中生存。科技型中小企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身發(fā)展的需求，從長遠(yuǎn)利益出發(fā)，保持研發(fā)投入的持續(xù)性，進(jìn)而實現(xiàn)創(chuàng)新成果的持續(xù)性，使企業(yè)在不斷的創(chuàng)新實踐中健康成長。

其次，創(chuàng)新活動，尤其是持續(xù)的創(chuàng)新活動需要大量的資金支持，由于科技型中小企業(yè)的內(nèi)部資金有限，政府補助對科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展具有重要意義。科技型中小企業(yè)作為創(chuàng)新活躍群體，在提升科技創(chuàng)新能力、支撐經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展以及擴(kuò)大社會就業(yè)等方面發(fā)揮著重要作用。為了更好地引導(dǎo)科技型中小企業(yè)增加研發(fā)投入，走自主創(chuàng)新道路，中央及地方政府加大對科技型中小企業(yè)的財政支持力度，為科技型中小企業(yè)直接提供資金支持。政府應(yīng)該針對科技型中小企業(yè)進(jìn)一步完善相關(guān)政策設(shè)計，激發(fā)科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新活力，使科技型中小企業(yè)能夠更加頻繁、更加持續(xù)地開展創(chuàng)新活動。與此同時，科技型中小企業(yè)應(yīng)該充分、合理、高效地利用政府補助，把它真正用于企業(yè)的創(chuàng)新活動。更重要的是，通過政府補助拉動科技型中小企業(yè)自身的創(chuàng)新投入，并發(fā)揮信號作用，拓展外部融資渠道，為企業(yè)持續(xù)地開展創(chuàng)新活動提供長期穩(wěn)定的資金供應(yīng)。

最后，建立財政補貼和稅收優(yōu)惠的績效評價體系，提高政府資源配置的效率和效果。鑒于本研究的實證結(jié)果，財政補貼與稅收優(yōu)惠的激勵效應(yīng)存在顯著的差異。相比稅收優(yōu)惠，財政補貼對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性的激勵效應(yīng)更大；相比低融資約束的科技型中小企業(yè)，財政補貼對高融資約束的科技型中小企業(yè)的激勵效應(yīng)更大。因此，創(chuàng)新政策的實施應(yīng)該“因企而異”，通過建立財政補貼和稅收優(yōu)惠的績效評價體系，并設(shè)立專門的評價機(jī)構(gòu)，合理利用財政補貼和稅收優(yōu)惠，讓創(chuàng)新政策能夠切實發(fā)揮對企業(yè)創(chuàng)新的引導(dǎo)和支持作用。