政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響

成瓊文，丁紅乙

(中南大學(xué) 商學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410083)

0 引言

近年來，政府補(bǔ)貼是否以及如何高效發(fā)揮創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)成為中國政府、實(shí)業(yè)界和學(xué)術(shù)界關(guān)注的重要課題。關(guān)于政府補(bǔ)貼的有效性，綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，既有學(xué)者認(rèn)為，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的積極效應(yīng)[1-3]。也有學(xué)者認(rèn)為，上述政策沒有發(fā)揮預(yù)期激勵(lì)效應(yīng)，要么作用不明顯，要么對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)[4-6]。例如，在政府補(bǔ)貼背景下，企業(yè)創(chuàng)新成果僅僅表現(xiàn)為總體數(shù)量增加，其中可以為企業(yè)帶來核心競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新成果速度緩慢。基于創(chuàng)新動(dòng)機(jī)角度，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新是指企業(yè)以追求“高質(zhì)量”創(chuàng)新為目標(biāo)，更加注重創(chuàng)新成果高技術(shù)含量、高附加值和強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力特征的創(chuàng)新實(shí)踐。與以獲取財(cái)政補(bǔ)貼為目的，盲目增加“數(shù)量化”或“速度化”創(chuàng)新成果的行為有本質(zhì)區(qū)別[7]。

實(shí)際上，政府補(bǔ)貼價(jià)值效應(yīng)研究主要呈現(xiàn)3個(gè)特點(diǎn)：第一，多關(guān)注補(bǔ)貼的平均激勵(lì)效應(yīng)，忽略了如何設(shè)計(jì)出合適的補(bǔ)貼強(qiáng)度區(qū)間，從而最大化政府補(bǔ)貼的價(jià)值效應(yīng)。第二，基于社會(huì)資本理論和中國特殊的制度環(huán)境，政府補(bǔ)貼作為一種獨(dú)特的社會(huì)資本，其實(shí)際經(jīng)濟(jì)效果可能受到企業(yè)政治關(guān)聯(lián)等背景因素的影響。然而，目前將政府補(bǔ)貼、政治關(guān)聯(lián)和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出置于一個(gè)統(tǒng)一分析框架，深入探索政治關(guān)聯(lián)情境效應(yīng)的研究亟待拓展。第三，企業(yè)創(chuàng)新是包括投入、產(chǎn)出、價(jià)值轉(zhuǎn)化的一系列過程，然而大量文獻(xiàn)僅以研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出或創(chuàng)新績(jī)效中的某個(gè)維度衡量企業(yè)創(chuàng)新，沒有將企業(yè)創(chuàng)新視作一個(gè)動(dòng)態(tài)過程。為了深入理解補(bǔ)貼背景下創(chuàng)新產(chǎn)出驅(qū)動(dòng)前因與價(jià)值轉(zhuǎn)化，從而對(duì)政府補(bǔ)貼的經(jīng)濟(jì)效果作出更為準(zhǔn)確和理性的回答，基于創(chuàng)新過程導(dǎo)向的文獻(xiàn)有待豐富。

基于以上分析，本研究以高效發(fā)揮補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)為切入點(diǎn)，探尋政府對(duì)資源型企業(yè)補(bǔ)貼強(qiáng)度的最優(yōu)區(qū)間，結(jié)合中國情境，明確補(bǔ)貼最優(yōu)區(qū)間在不同政治關(guān)聯(lián)背景企業(yè)中的差異體現(xiàn)。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步厘清在政府補(bǔ)貼背景下，資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的驅(qū)動(dòng)“前因”與經(jīng)濟(jì)“后果”，從而彌補(bǔ)現(xiàn)有研究不足。本文可能的邊際貢獻(xiàn)有：第一，重點(diǎn)關(guān)注政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的最優(yōu)區(qū)間，利用門限回歸模型深入分析政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，從強(qiáng)度異質(zhì)性角度對(duì)政府補(bǔ)貼的有效性作出更為理性的回答。第二，遵循創(chuàng)新過程導(dǎo)向原則，以創(chuàng)新產(chǎn)出為關(guān)鍵節(jié)點(diǎn)，不僅明晰了政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)，也厘清了創(chuàng)新成果的驅(qū)動(dòng)前因和經(jīng)濟(jì)效果，實(shí)現(xiàn)政府補(bǔ)貼背景下實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出“前因”與“后果”的連接，為企業(yè)創(chuàng)新管理相關(guān)研究提供一種可參考的新思路。第三，響應(yīng)企業(yè)創(chuàng)新管理本土化研究要求，結(jié)合中國情境深入剖析企業(yè)政治關(guān)聯(lián)背景對(duì)補(bǔ)貼效果的異質(zhì)性影響，豐富創(chuàng)新理論中國化相關(guān)文獻(xiàn)，對(duì)政府創(chuàng)新激勵(lì)政策設(shè)計(jì)和企業(yè)創(chuàng)新成果產(chǎn)出具有現(xiàn)實(shí)啟發(fā)。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的雙重影響效應(yīng)

關(guān)于政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)，盡管少數(shù)研究結(jié)果表明，政府補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響不顯著，但大多數(shù)實(shí)證研究結(jié)論支持補(bǔ)貼會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。對(duì)于影響方式一直存在爭(zhēng)議，目前主要有政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)論、創(chuàng)新抑制論兩種觀點(diǎn)。

一方面，許多學(xué)者肯定政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。首先，根據(jù)資源基礎(chǔ)觀，政府補(bǔ)貼為企業(yè)提供了一定的創(chuàng)新資源，有利于提升企業(yè)創(chuàng)新意愿和能力，引致企業(yè)加大創(chuàng)新投入強(qiáng)度，加速創(chuàng)新過程。其次，基于信號(hào)理論，政府補(bǔ)貼可以作為認(rèn)證企業(yè)發(fā)展質(zhì)量的“信號(hào)”。若企業(yè)成功獲得政府研發(fā)補(bǔ)貼，就會(huì)向外界傳遞出該企業(yè)發(fā)展質(zhì)量較高或創(chuàng)新價(jià)值較大的信號(hào)，該信號(hào)可以幫助企業(yè)消除一定的融資約束[8-9]。最后，考慮到企業(yè)創(chuàng)新溢出效應(yīng)，政府補(bǔ)貼可以有效分擔(dān)企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，從而刺激企業(yè)創(chuàng)新積極性，提升企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效[10]。

另一方面，有研究表明，政府補(bǔ)貼會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生擠出效應(yīng)。首先，基于信息不對(duì)稱理論，企業(yè)為了成功獲得政府補(bǔ)貼，可能刻意隱瞞內(nèi)部信息，導(dǎo)致政府甄別信息成本上升，甚至最終將有限資金投給低效或不必要的項(xiàng)目，形成逆向選擇。若缺乏有效監(jiān)督機(jī)制，企業(yè)低效利用研發(fā)補(bǔ)貼，極有可能降低創(chuàng)新效率[4-6]。其次，政府補(bǔ)貼作為對(duì)企業(yè)的無償轉(zhuǎn)移支付，可能誘發(fā)資源型企業(yè)“尋租”動(dòng)機(jī)。具體而言，出于對(duì)財(cái)政資金負(fù)責(zé)，政府選擇被補(bǔ)貼企業(yè)時(shí)常常優(yōu)先考慮創(chuàng)新信號(hào)較強(qiáng)的企業(yè)。企業(yè)為了得到政府資金支持，可能采用以“速度”和“數(shù)量”為主的創(chuàng)新行為“尋補(bǔ)貼”，然而上述創(chuàng)新成果并不能切實(shí)推動(dòng)企業(yè)實(shí)質(zhì)性價(jià)值提升[7,11]。

近年來，有學(xué)者綜合考慮政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)和抑制效應(yīng)，認(rèn)為在兩種潛在力量博弈下，政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間會(huì)呈現(xiàn)出非線性結(jié)構(gòu)特征，這與補(bǔ)貼強(qiáng)度息息相關(guān)。例如，國內(nèi)學(xué)者尚洪濤等[12]的研究結(jié)論表明，政府創(chuàng)新補(bǔ)貼與未來一期的創(chuàng)新產(chǎn)出呈正U型關(guān)系，即補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響由擠出效應(yīng)逐步轉(zhuǎn)為激勵(lì)效應(yīng)。本文認(rèn)為，當(dāng)考慮到補(bǔ)貼強(qiáng)度的異質(zhì)性特征時(shí)，補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)和擠出效應(yīng)可能發(fā)生動(dòng)態(tài)變化，即政府補(bǔ)貼強(qiáng)度與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出之間更有可能呈現(xiàn)出非線性關(guān)系。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H1：政府補(bǔ)貼強(qiáng)度與企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)出非線性結(jié)構(gòu)特征。

實(shí)際上，盡管部分研究結(jié)論認(rèn)為，政府補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新并非簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，但現(xiàn)有研究仍多關(guān)注補(bǔ)貼的平均效應(yīng)，僅少量學(xué)者基于補(bǔ)貼與企業(yè)創(chuàng)新的非線性關(guān)系特征，深入探索補(bǔ)貼強(qiáng)度是否存在最優(yōu)或適度區(qū)間[13-14]。事實(shí)上，當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度過低導(dǎo)致創(chuàng)新激勵(lì)不足時(shí)，被補(bǔ)貼企業(yè)可能無法獲得足夠的創(chuàng)新資源，創(chuàng)新意愿和動(dòng)力不能被有效激發(fā)，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入強(qiáng)度仍保持在較低水平。因此，實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新成果得不到顯著增加。相反，若補(bǔ)貼強(qiáng)度過高，可能誘發(fā)企業(yè)“尋租”或“套利”行為，企業(yè)追求數(shù)量化創(chuàng)新成果以尋求政府的財(cái)政補(bǔ)貼，長(zhǎng)期來看，勢(shì)必導(dǎo)致創(chuàng)新效率低下。因此，有必要探尋一個(gè)合適的補(bǔ)貼強(qiáng)度或強(qiáng)度區(qū)間，在該區(qū)間內(nèi)，既可以充分發(fā)揮補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，又不會(huì)過多誘發(fā)補(bǔ)貼對(duì)企業(yè)創(chuàng)新潛在的擠出效應(yīng)?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

H2：在政府補(bǔ)貼強(qiáng)度與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出非線性關(guān)系的基礎(chǔ)上，存在補(bǔ)貼強(qiáng)度的“最優(yōu)區(qū)間”，在該區(qū)間內(nèi)，政府補(bǔ)貼可以有效促進(jìn)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出。

1.2 企業(yè)政治關(guān)聯(lián)背景的情境效應(yīng)

現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼能否有效促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，不僅取決于補(bǔ)貼政策的科學(xué)設(shè)計(jì)，也受到企業(yè)特征的影響。在考察企業(yè)異質(zhì)性特征時(shí)，政治關(guān)聯(lián)因素似乎不能忽略，原因主要是基于社會(huì)資本理論，企業(yè)可持續(xù)發(fā)展需要從外部環(huán)境中吸納優(yōu)質(zhì)資源，而在我國既定制度環(huán)境和文化傳統(tǒng)下，政府無疑是重要的社會(huì)資本之一。除國有企業(yè)與政府具備天然政治聯(lián)系外，政治關(guān)聯(lián)作為一種非正式替代機(jī)制，成為許多民營企業(yè)高管尋求政府資源的關(guān)鍵路徑[14-15]?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

H3：政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的影響效應(yīng)在不同政治關(guān)聯(lián)背景企業(yè)中存在顯著差異，但差異方式有待實(shí)證檢驗(yàn)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量定義

(1)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出(patent)。由于專利數(shù)據(jù)的客觀性和代表性特征，近年來，國內(nèi)外學(xué)者通常以專利表征企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。然而，若不加區(qū)分地采用所有專利數(shù)據(jù)度量企業(yè)創(chuàng)新也存在不足[16]，尤其是考慮到本研究重點(diǎn)關(guān)注高質(zhì)量創(chuàng)新成果，即實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，為了精確度量企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新成果，就必須深入理解我國不同專利類型特征。我國專利分為發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利3種類型，2018年我國對(duì)《專利法》進(jìn)行了第四次修改，按照最新版《專利法》對(duì)專利的定義及申請(qǐng)流程說明(見表1)可以發(fā)現(xiàn)，發(fā)明專利的申請(qǐng)流程更為復(fù)雜，包含特有的實(shí)質(zhì)審查環(huán)節(jié)，代表高難度技術(shù)創(chuàng)新成果。實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計(jì)專利的技術(shù)含量較低，屬于微小的漸進(jìn)式創(chuàng)新。國內(nèi)學(xué)者黎文靖、鄭曼妮[7]認(rèn)為，與發(fā)明專利相比，實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利申請(qǐng)數(shù)量增加更多體現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)新的“量變”而非“質(zhì)變”。根據(jù)以上分析，本研究以資源型企業(yè)當(dāng)年申請(qǐng)的發(fā)明專利數(shù)量衡量實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出，由于專利數(shù)據(jù)呈右偏態(tài)分布，本文將發(fā)明專利數(shù)據(jù)加1后進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

表1 專利類型對(duì)比

(2)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度(lnsub)。政府補(bǔ)貼是本研究的核心解釋變量和門限變量，延續(xù)傳統(tǒng)衡量方式，將企業(yè)當(dāng)年獲得的政府直接資助總金額作對(duì)數(shù)化處理后用于表征補(bǔ)貼強(qiáng)度。

(3)政治關(guān)聯(lián)背景(politic)。結(jié)合我國企業(yè)特點(diǎn)，國有企業(yè)具有先天政治關(guān)聯(lián)背景，而對(duì)于民營企業(yè)而言，參考Fan等[14]、Faccio[17]的變量衡量方式，若民營資源型企業(yè)高管(董事長(zhǎng)或總經(jīng)理)曾任或現(xiàn)任人大代表、政協(xié)委員、政府官員，則認(rèn)為該企業(yè)具備政治關(guān)聯(lián)背景。

(4)研發(fā)投入(rd)。由于大多數(shù)樣本企業(yè)都存在研發(fā)投入行為，因而重點(diǎn)關(guān)心資源型企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度，具體計(jì)算方式為研發(fā)支出金額與營業(yè)收入的比值。

(5)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效(profit)。經(jīng)營績(jī)效是企業(yè)經(jīng)營狀況或經(jīng)營成果的綜合表現(xiàn)，可以較為真實(shí)且及時(shí)地反映企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新價(jià)值轉(zhuǎn)化效果。參考鄧超等[3]的研究，采用資源型企業(yè)營業(yè)收入利潤率作為經(jīng)營績(jī)效衡量指標(biāo)。

(6)其余控制變量。為了保證結(jié)論效度，選取企業(yè)規(guī)模、盈利能力、風(fēng)險(xiǎn)水平、股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管薪酬作為控制變量并在模型中引入時(shí)間虛擬變量(Year)。

變量具體計(jì)算方式如表2所示。

表2 主要變量定義

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究聚焦于資源型企業(yè)，原因是資源型企業(yè)是我國工業(yè)化進(jìn)程的主力軍，在國民經(jīng)濟(jì)中占有重要地位，甚至是地方財(cái)稅的重要來源。因此，高效激勵(lì)資源型企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新是突破企業(yè)發(fā)展瓶頸、重塑新型發(fā)展模式、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的重要環(huán)節(jié)。本文參照國內(nèi)學(xué)者王鋒正等[18]對(duì)資源型企業(yè)的概念界定，將資源型企業(yè)定義為以開發(fā)、加工能源與礦產(chǎn)資源為主業(yè)，依賴資源的獨(dú)占獲取形成競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)營績(jī)效提升的企業(yè)。需要明確的是，這類企業(yè)在生產(chǎn)過程中存在一定負(fù)外部性，即對(duì)資源能源消耗和生態(tài)環(huán)境破壞較大。基于以上定義，參照我國2012證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，選擇采礦業(yè)(行業(yè)代碼：B06、B07、B08、B09、B10)和資源加工業(yè)(行業(yè)代碼：C25、C26、C30、C31、C32、C33、D44)等12個(gè)行業(yè)。由于有些企業(yè)并未詳細(xì)披露專利產(chǎn)出、政府補(bǔ)貼等關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)，為保證結(jié)論效度，剔除缺失觀測(cè)數(shù)據(jù)的企業(yè)樣本，最終獲得334家資源型上市企業(yè)作為研究對(duì)象。觀測(cè)值時(shí)間跨度為2012—2018年，本研究數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為平衡面板數(shù)據(jù)模型。

企業(yè)發(fā)明專利數(shù)據(jù)主要來源于國家知識(shí)產(chǎn)權(quán)局官網(wǎng)。政府補(bǔ)貼、研發(fā)投入數(shù)據(jù)主要通過檢索資源型上市企業(yè)披露的年度報(bào)告獲得，其余有關(guān)企業(yè)特征、公司治理、財(cái)務(wù)方面等觀測(cè)數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)，本研究主要采用Stata15.1作為實(shí)證分析工具。

2.3 模型構(gòu)建

(1)基準(zhǔn)線性模型。首先，建立一個(gè)較為簡(jiǎn)單的基準(zhǔn)模型并在方程中引入補(bǔ)貼強(qiáng)度的二次方項(xiàng)和三次方項(xiàng)，從而明確政府補(bǔ)貼強(qiáng)度與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出之間是否存在非線性關(guān)系。

(1)

lnpatent代表資源型企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出，lnsub即政府補(bǔ)貼強(qiáng)度，X即為一系列控制變量，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。對(duì)于模型(1)，在進(jìn)行回歸分析時(shí)，主要通過F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)選擇最優(yōu)估計(jì)模型。

(2)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型。地方政府在對(duì)企業(yè)進(jìn)行直接財(cái)政補(bǔ)貼時(shí)，會(huì)有一定的考核標(biāo)準(zhǔn)，若考核指標(biāo)中包含資源型企業(yè)過去的創(chuàng)新成果，則政府補(bǔ)貼與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出就可能呈現(xiàn)互為因果的現(xiàn)象。為了緩解這種潛在內(nèi)生性問題，采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，引入資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的滯后一期，模型設(shè)定如下：

(2)

對(duì)于模型(2)，通過比較差分GMM和系統(tǒng)GMM模型估計(jì)結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)誤、擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)、工具變量有效性檢驗(yàn)結(jié)果，從而選擇更有效率的估計(jì)模型。

(3)基準(zhǔn)門限回歸模型。通過對(duì)模型(1)和(2)的回歸分析，可以基本明確政府補(bǔ)貼強(qiáng)度與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系結(jié)構(gòu)特征。若二者存在明顯非線性關(guān)系，則進(jìn)一步建立門限回歸模型尋求補(bǔ)貼強(qiáng)度的最優(yōu)區(qū)間?；鹃T限回歸模型如下：

lnpatenti,t=γ1lnsubi,tI(σi,t≤ω)+γ2lnsubi,tI(σi,t>ω)+γnXi,t+μi+εi,t

(3)

模型(3)中，I(.)為指示函數(shù)，當(dāng)括號(hào)中的條件滿足時(shí)，I值為1，否則為0；σ為門限變量，本文將核心解釋變量政府補(bǔ)貼強(qiáng)度設(shè)為門限變量；ω為門限值，可能存在多個(gè)門限值；μ為個(gè)體異質(zhì)性特征，包含變量中不能被觀測(cè)或被忽略的因素；X即為一系列控制變量，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)Hansen[19]的研究，在門限效應(yīng)分析之前，首先進(jìn)行面板門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)以及門限值的真實(shí)性檢驗(yàn)。在以下門限回歸分析中，首先對(duì)模型進(jìn)行1 000次自助抽樣(bootstrap)。若政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的單門限效應(yīng)存在，則進(jìn)行雙門限效應(yīng)檢驗(yàn)，同時(shí)對(duì)單門限回檢，以此確定門限效應(yīng)的有效性。之后進(jìn)行似然比(LR)檢驗(yàn)，明確門限值的置信區(qū)間，以判定門限值的真實(shí)性。最終，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果設(shè)定門限回歸模型的具體形式。

對(duì)于上述模型，在進(jìn)行回歸分析時(shí)都會(huì)控制時(shí)間虛擬變量(Year)并采用Robust調(diào)整標(biāo)準(zhǔn)誤差。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 關(guān)鍵變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3報(bào)告了本研究關(guān)鍵變量統(tǒng)計(jì)特征。首先，資源型企業(yè)發(fā)明專利經(jīng)過對(duì)數(shù)化處理后，其均值為1.841，最小值為0，最大值為8.273。上述結(jié)果表明，平均意義上，目前資源型企業(yè)的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出還不太理想，由于其標(biāo)準(zhǔn)誤為1.534，故企業(yè)之間的實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平存在一定差異。其次，政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的均值為13.985，最小值和最大值分別為0、23.114，標(biāo)準(zhǔn)誤差為5.791，表明政府補(bǔ)貼強(qiáng)度在企業(yè)之間也存在明顯差異。

表3 關(guān)鍵變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.2 政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)分析

(1)基準(zhǔn)線性模型回歸結(jié)果分析。表4為基準(zhǔn)模型(1)的回歸結(jié)果，經(jīng)F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)，均接受固定效應(yīng)模型(FE)為最優(yōu)估計(jì)模型。第(1)、(2)列逐步引入政府補(bǔ)貼強(qiáng)度(lnsub)的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)，但系數(shù)估計(jì)結(jié)果并不顯著，直至第(3)列引入lnsub3后，政府補(bǔ)貼一、二、三次方的系數(shù)才達(dá)到了1%的顯著性水平?；貧w結(jié)果，初步表明，政府補(bǔ)貼與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出之間表現(xiàn)為非線性結(jié)構(gòu)特征。

表4 基準(zhǔn)線性模型回歸結(jié)果

(2)動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果分析。為了緩解政府補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出之間潛在的反向因果關(guān)系，采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型再次明確二者之間的關(guān)系結(jié)構(gòu)特征，并采用系統(tǒng)GMM模型進(jìn)行系數(shù)估計(jì)。結(jié)果表明，僅引入lnsub時(shí)，其系數(shù)在1%的水平上顯著為正，即平均意義上，政府補(bǔ)貼激勵(lì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的作用顯著。第(2)列在第(1)列的基礎(chǔ)上引入lnsub2，結(jié)果表明政府補(bǔ)貼的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)均達(dá)到顯著水平，并且Wald值提升幅度較大，表明引入政府補(bǔ)貼二次方項(xiàng)可以提升整體模型效率。但第(3)列引入lnsub3后，政府補(bǔ)貼系數(shù)估計(jì)結(jié)果變得不顯著。表5(1)、(2)、(3)列中AR(2)檢驗(yàn)的p值都遠(yuǎn)大于0.05，即擾動(dòng)項(xiàng)差分不存在二階自相關(guān)，可以接受擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)的原假設(shè)。而工具變量的過度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果表明，Sargan統(tǒng)計(jì)量的p值都大于0.05(分別為0.065、0.086、0.162)，表明所有工具變量均有效?？偟膩碚f，在緩解了可能的反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題后，結(jié)果仍然支持政府補(bǔ)貼強(qiáng)度與資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性關(guān)系。由此，H1成立。

表5 動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型回歸結(jié)果

(3)門限效應(yīng)模型回歸結(jié)果分析。前文已經(jīng)證明政府補(bǔ)貼強(qiáng)度與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性關(guān)系。為了驗(yàn)證H2，進(jìn)一步采用門限模型嘗試測(cè)算補(bǔ)貼強(qiáng)度的最優(yōu)區(qū)間。

首先進(jìn)行門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，表6結(jié)果表明，單門限、雙門限檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量分別在1%和5%的水平上顯著，回檢后沒有發(fā)生較大變化。LR檢驗(yàn)結(jié)果顯示，第一個(gè)門限值為16.401，其置信區(qū)間較窄，置信度較高，第二個(gè)門限值為17.813，其置信區(qū)間略寬，但在可接受范圍內(nèi)(見表7)。因此，門限值的真實(shí)性檢驗(yàn)通過，根據(jù)面板門限效應(yīng)模型有效性檢驗(yàn)結(jié)果，最終確定采用雙重門限回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，模型(4)構(gòu)建如下：

表6 全樣本門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

表7 全樣本門限估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)結(jié)果

lnpatenti,t=γ1lnsubi,tI(lnsubi,t≤a1)+γ2lnsubi,tI(a1

(lnsubi,t≥a2)+γnXi,t+μi+εi,t

(4)

根據(jù)門限回歸結(jié)果(表8)，可以將政府補(bǔ)貼的效用劃分為3個(gè)階段：階段一：補(bǔ)貼無效階段。當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度小于16.401時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響并不顯著，可能原因是當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度較小時(shí)，無法調(diào)動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新意愿，對(duì)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的積極影響不顯著。階段二：激勵(lì)創(chuàng)新階段。當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度處于(16.401，17.813)區(qū)間時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生明顯促進(jìn)作用，即在該區(qū)間內(nèi)，隨著政府補(bǔ)貼強(qiáng)度增大，資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出明顯增加。可能原因是，在該區(qū)間內(nèi)，補(bǔ)貼對(duì)于緩解企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的資金約束、強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新意愿，以及緩解企業(yè)對(duì)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)的后顧之憂有較為明顯的積極影響。階段三：補(bǔ)貼無效階段。當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度大于17.813時(shí)，政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出不顯著特征，表明當(dāng)政府補(bǔ)貼額度過高時(shí)，可能誘發(fā)企業(yè)“尋租”或“套利”行為，并在信息不對(duì)稱和缺乏有效監(jiān)督的背景下，增大道德風(fēng)險(xiǎn)，從而不利于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新成果產(chǎn)出。

表8 全樣本門限效應(yīng)回歸結(jié)果

綜合3個(gè)階段的實(shí)證結(jié)果，當(dāng)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度過低(小于16.401)或過高(大于17.813)時(shí)，政府補(bǔ)貼都處于無效階段，而只有當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度適度(16.401

3.3 企業(yè)政治關(guān)聯(lián)背景異質(zhì)性分析

根據(jù)前文對(duì)政治關(guān)聯(lián)背景的定義，本文將全樣本劃分為國有企業(yè)、具備政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)、不具備政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)三大子樣本，分別建立門限模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)和門限值真實(shí)性檢驗(yàn)結(jié)果(見表9、10)，建立門限回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析，回歸結(jié)果見表11。

表9 分樣本門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

表10 分樣本門限估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)結(jié)果

表11 政治關(guān)聯(lián)背景下門限效應(yīng)回歸結(jié)果

綜合三大子樣本回歸結(jié)果可知：補(bǔ)貼強(qiáng)度的最優(yōu)區(qū)間在不同政治關(guān)聯(lián)背景企業(yè)中有較大差異。對(duì)于國有企業(yè)和具備政治關(guān)聯(lián)的民營資源型企業(yè)而言，補(bǔ)貼強(qiáng)度只有分別突破20.097、20.232，政府補(bǔ)貼這一政策工具才能發(fā)揮明顯創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。然而，對(duì)于不具備政治關(guān)聯(lián)的民營資源型企業(yè)而言，補(bǔ)貼強(qiáng)度只要位于(16.507，17.243)這一適度區(qū)間，便可以發(fā)揮促進(jìn)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的積極作用。這表明具備政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)更可能因?yàn)椤皩ぷ狻被颉疤桌毙袨?，以及符合政府期望的社?huì)責(zé)任行為導(dǎo)致資源分散，從而不利于企業(yè)創(chuàng)新。因此，只有補(bǔ)貼額度相對(duì)較高時(shí)，才能彌補(bǔ)企業(yè)資源減損，從而促進(jìn)創(chuàng)新成果產(chǎn)出。由此，H3成立。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表12 非線性最小二乘法估計(jì)結(jié)果

此外，替換被解釋變量的衡量方式，采用資源型企業(yè)當(dāng)年申請(qǐng)的所有專利中被授權(quán)專利數(shù)量作為實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新代理指標(biāo)，原因是專利授予過程經(jīng)過層層審核，因而最終能被授予的專利代表較高的質(zhì)量水平。同樣地，將授予專利數(shù)據(jù)加1后作對(duì)數(shù)化處理。表13為門限效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果，單一、雙重門限效應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量分別達(dá)到了1%、5%的顯著性水平，門限值分別為16.401、17.947，單門限值與前文基本一致，雙門限值略有上浮，經(jīng)過LR檢驗(yàn)后，門限估計(jì)值的置信區(qū)間都在可接受范圍之內(nèi)(見表14)，即通過門限值的真實(shí)性檢驗(yàn)。據(jù)此，建立雙重門限模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，表15中門限回歸結(jié)果表明，只有當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度位于(16.401，17.947)區(qū)間時(shí)，政府補(bǔ)貼這一政策工具才能產(chǎn)生顯著的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)。若補(bǔ)貼強(qiáng)度小于16.401或大于17.947，則政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不顯著，這與前文實(shí)證結(jié)果基本一致，表明前文結(jié)果可信度較高。

表13 門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

表14 門限估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)

表15 門限效應(yīng)回歸結(jié)果

4 實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出驅(qū)動(dòng)前因與經(jīng)濟(jì)后果的機(jī)理分析

4.1 政府補(bǔ)貼背景下實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的驅(qū)動(dòng)前因分析

基于計(jì)劃行為理論，企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力強(qiáng)弱直接影響到創(chuàng)新產(chǎn)出，原因是企業(yè)創(chuàng)新意愿越強(qiáng)烈，就會(huì)越主動(dòng)加強(qiáng)創(chuàng)新投入[20]，而企業(yè)的研發(fā)投入行為即是創(chuàng)新意愿和能力的綜合體現(xiàn)[21]。據(jù)此，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)研發(fā)投入行為在政府補(bǔ)貼引致實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出中的作用。驅(qū)動(dòng)前因機(jī)理分析分為兩個(gè)步驟，第一步，探索政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)資源型企業(yè)研發(fā)投入的影響效應(yīng)；第二步，進(jìn)一步探析政府補(bǔ)貼背景下，資源型企業(yè)研發(fā)投入對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)。

(1)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)資源型企業(yè)研發(fā)投入的影響效應(yīng)。根據(jù)面板門限效應(yīng)的顯著性以及門限值真實(shí)性檢驗(yàn)結(jié)果(見表16、17)，最終確定采用雙重門限回歸模型(模型(5))研究政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的影響方式及程度。

表16 補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)研發(fā)投入的門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

rdi,t=ρ1lnsubi,tI(lnsubi,t≤b1)+ρ2lnsubi,tI(b1

(5)

表17 補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)研發(fā)投入的門限估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)結(jié)果

門限效應(yīng)回歸結(jié)果表明(見表18)，可以把政府補(bǔ)貼對(duì)研發(fā)投入的影響效應(yīng)劃分為3個(gè)階段。但比較3個(gè)階段中政府補(bǔ)貼強(qiáng)度的系數(shù)估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，其系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，只是系數(shù)大小有所差異，表明在不同補(bǔ)貼強(qiáng)度區(qū)間，政府補(bǔ)貼對(duì)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用在程度上并非完全一致。

表18 補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)研發(fā)投入的回歸結(jié)果分析結(jié)果

(2)政府補(bǔ)貼背景下研發(fā)投入對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)。為了驗(yàn)證政府補(bǔ)貼背景下研發(fā)投入活動(dòng)對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)，本文將研發(fā)投入作為核心解釋變量，以政府補(bǔ)貼強(qiáng)度作為門限變量，期望通過門限回歸分析，探索在政府補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)下，研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)。根據(jù)門限效應(yīng)有效性檢驗(yàn)結(jié)果和門限值真實(shí)性檢驗(yàn)結(jié)果(表19、20)，建立雙重門限回歸模型(模型(6))進(jìn)行回歸分析。

表19 研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

lnpatenti,t=φ1rdi,tI(lnsubi,t≤c1)+φ2rdi,tI(c1

(6)

表20 研發(fā)投入對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的門限估計(jì)值真實(shí)性檢驗(yàn)結(jié)果

回歸結(jié)果表明(見表21)，只有當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度位于(16.939，18.216)區(qū)間時(shí)，研發(fā)投入強(qiáng)度對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出才能發(fā)揮正向促進(jìn)作用。結(jié)合前文補(bǔ)貼強(qiáng)度位于(16.401，17.813)區(qū)間時(shí)可以最有效促進(jìn)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的結(jié)論，本文發(fā)現(xiàn)，當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度位于(16.939，17.813)時(shí)，政府補(bǔ)貼主要通過提升企業(yè)創(chuàng)新意愿和能力，即激勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投入強(qiáng)度進(jìn)而促進(jìn)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出。

表21 研發(fā)投入對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的門限效應(yīng)回歸結(jié)果

4.2 政府補(bǔ)貼背景下實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)效果分析

為了探索資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)效果，引入資源型企業(yè)經(jīng)營績(jī)效作為被解釋變量。首先，以實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出為核心解釋變量，政府補(bǔ)貼為門限變量，進(jìn)行門限效應(yīng)顯著性檢驗(yàn)，但結(jié)果表明F統(tǒng)計(jì)量甚至未達(dá)到10%的顯著性水平。因此，建立一般線性模型檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)效果?？紤]到經(jīng)營績(jī)效較好的企業(yè)可能對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)投入更多資源，為了緩解這種潛在的反向因果關(guān)系，構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，引入經(jīng)營績(jī)效的滯后一期、滯后二期作為解釋變量。

回歸結(jié)果表明，無論是否同時(shí)考慮經(jīng)營績(jī)效的一、二期滯后，lnpatent、rd的系數(shù)都未能達(dá)到統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性水平，但lnsub系數(shù)都在1%的水平上顯著為正。表22(1)、(2)列中AR檢驗(yàn)結(jié)果表明，擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)，Sargan統(tǒng)計(jì)量的p值都大于0.05，證明所有工具變量均有效?？偨Y(jié)實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，政府補(bǔ)貼對(duì)資源型企業(yè)經(jīng)營績(jī)效有顯著正向促進(jìn)作用，但企業(yè)本身研發(fā)投入和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出沒有促進(jìn)經(jīng)營績(jī)效提升，可能原因是創(chuàng)新產(chǎn)出未能被很好地運(yùn)用于企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)中，從而不能實(shí)現(xiàn)企業(yè)產(chǎn)品附加值提升和營業(yè)收入增加，即創(chuàng)新成果經(jīng)濟(jì)價(jià)值轉(zhuǎn)化程度仍然不高。

表22 政府補(bǔ)貼背景下實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出經(jīng)濟(jì)效果分析結(jié)果

5 研究結(jié)論與實(shí)踐啟示

5.1 研究結(jié)論

本研究以2012—2018年我國資源型上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)為觀測(cè)對(duì)象，主要利用門限回歸模型、動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型等計(jì)量方法，實(shí)證檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響效應(yīng)，并探尋補(bǔ)貼強(qiáng)度的最優(yōu)區(qū)間。在此基礎(chǔ)上，厘清在政府補(bǔ)貼背景下，資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的驅(qū)動(dòng)前因和經(jīng)濟(jì)效果。綜合全文實(shí)證結(jié)果，得出如下結(jié)論：

(1)整體而言，政府補(bǔ)貼與資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈現(xiàn)出非線性結(jié)構(gòu)特征，且政府補(bǔ)貼對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的門限效應(yīng)顯著，存在補(bǔ)貼強(qiáng)度的“最優(yōu)區(qū)間”，在本研究中最優(yōu)補(bǔ)貼強(qiáng)度區(qū)間是(16.939，17.813)。原因是綜合考慮資源型企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出、價(jià)值轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)，只有當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度位于(16.939，17.813)時(shí)，補(bǔ)貼才會(huì)發(fā)揮明顯的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，不僅引致資源型企業(yè)研發(fā)投入行為，更能顯著促進(jìn)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新成果產(chǎn)出。

(2)政府補(bǔ)貼強(qiáng)度對(duì)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的門限效應(yīng)在不同政治關(guān)聯(lián)背景的資源型企業(yè)中存在顯著差異。相比不具備政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)，國有企業(yè)和具備政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)需要更大的補(bǔ)貼強(qiáng)度，才能有效激勵(lì)其實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出。

(3)在政府補(bǔ)貼高效促進(jìn)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出的階段(16.939

5.2 實(shí)踐啟示

(1)政府應(yīng)合理設(shè)置補(bǔ)貼強(qiáng)度，基于企業(yè)異質(zhì)性特征，實(shí)行補(bǔ)貼的“因企激勵(lì)”策略。首先，科學(xué)合理設(shè)計(jì)補(bǔ)貼強(qiáng)度的前提是將企業(yè)創(chuàng)新視作一個(gè)環(huán)環(huán)相扣的連續(xù)過程，綜合考慮創(chuàng)新投入、產(chǎn)出和價(jià)值轉(zhuǎn)化環(huán)節(jié)。其次，考慮資源型企業(yè)政治關(guān)聯(lián)背景等異質(zhì)性特征，重視對(duì)不具備政治關(guān)聯(lián)民營型企業(yè)的補(bǔ)貼。若要有效發(fā)揮補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)，相比具備政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)，不具備政治關(guān)聯(lián)的資源型企業(yè)所需補(bǔ)貼強(qiáng)度的最小有效閾值更低，但要注意補(bǔ)貼強(qiáng)度的適度區(qū)間。

(2)政府應(yīng)建立資源型企業(yè)創(chuàng)新行為甄別機(jī)制和監(jiān)督評(píng)估機(jī)制。一方面，建立甄別機(jī)制后，政府可根據(jù)企業(yè)創(chuàng)新行為價(jià)值、難度、動(dòng)機(jī)細(xì)化補(bǔ)貼方式，加大對(duì)具有潛在價(jià)值、技術(shù)含量高的創(chuàng)新項(xiàng)目投入力度，推動(dòng)資源型企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出，提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。另一方面，對(duì)于資源型企業(yè)而言，當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度過高時(shí)，可能誘發(fā)企業(yè)尋租行為，反而不利于實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新產(chǎn)出。因此政府對(duì)受補(bǔ)貼企業(yè)進(jìn)行定期或不定期的監(jiān)督和評(píng)估至關(guān)重要。

(3)資源型企業(yè)應(yīng)積極開展實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新實(shí)踐，在創(chuàng)新過程中應(yīng)注意兩點(diǎn)：第一，高效利用政府直接財(cái)政補(bǔ)貼，合理分配創(chuàng)新資源，加強(qiáng)高質(zhì)量創(chuàng)新項(xiàng)目研發(fā)投入，提升企業(yè)創(chuàng)新成果質(zhì)量。第二，資源型企業(yè)應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注創(chuàng)新成果經(jīng)濟(jì)價(jià)值轉(zhuǎn)化，因?yàn)榇龠M(jìn)企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)、經(jīng)營績(jī)效提升才是企業(yè)創(chuàng)新實(shí)踐的最終目的。

5.3 不足與展望

本文不足主要表現(xiàn)為以下兩點(diǎn)：首先，考慮到兩個(gè)方面的因素，一方面，資源型企業(yè)在國民經(jīng)濟(jì)中具有重要地位，但目前其傳統(tǒng)發(fā)展模式嚴(yán)重制約著可持續(xù)發(fā)展，尤其在自然資源日益枯竭的背景下亟需依靠創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)實(shí)現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型。另一方面，相比其它類型企業(yè)，資源型企業(yè)本身的非市場(chǎng)化特征，使得其經(jīng)營績(jī)效或企業(yè)價(jià)值更易受到政府支持行為的影響。因此，本文研究對(duì)象聚焦于我國資源型上市公司，但結(jié)論是否可以擴(kuò)展到其它類型企業(yè)有待后續(xù)驗(yàn)證。其次，由于篇幅有限，本文僅從企業(yè)政治關(guān)聯(lián)異質(zhì)性視角探索補(bǔ)貼強(qiáng)度最優(yōu)區(qū)間的差異體現(xiàn)，為了全方位明晰政府補(bǔ)貼的有效性邊界，補(bǔ)貼的創(chuàng)新激勵(lì)效果是否受到其它因素影響值得進(jìn)一步研究。