政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)效率

黃桂田 都帥帥

摘 要：基于企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)探究政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的作用及中間機制。實證發(fā)現(xiàn)政府補貼的確會促進企業(yè)生產(chǎn)效率提高。在這一過程中，基礎研發(fā)類創(chuàng)新和技術改造類創(chuàng)新的中介效應占比最高可達15%和27%以上，但產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新的中介效應在政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的影響中并不顯著。

關鍵詞：政府補貼;企業(yè)生產(chǎn)效率;創(chuàng)新類型;中介效應

文章編號：2095-5960（2022）01-0025-11;中圖分類號：F424.3;文獻標識碼：A

一、引言

國內(nèi)外關于政府與企業(yè)間關系的討論非常豐富，而從政府對企業(yè)補貼的視角來研究二者的關系意義重大。作為一種調(diào)控經(jīng)濟的手段，政府補貼能通過降低企業(yè)融資約束、減輕企業(yè)成本壓力等途徑激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展動能[1]，進而推動企業(yè)生產(chǎn)效率提升。在“十四五”發(fā)展期間，激發(fā)企業(yè)生產(chǎn)活力是推動新發(fā)展格局建設的重要一環(huán)，更是助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重中之重。同時，十九屆五中全會強調(diào)了創(chuàng)新的關鍵作用并提出要提高供給質(zhì)量。據(jù)《中國科技統(tǒng)計年鑒》數(shù)據(jù)顯示，我國規(guī)模以上企業(yè)內(nèi)部研發(fā)經(jīng)費呈逐年遞增態(tài)勢，2019年企業(yè)研發(fā)支出為13394.2億元，占比全部研發(fā)投入的95.8%，這在一定程度上反映了作為創(chuàng)新主體的企業(yè)創(chuàng)新力度逐年提高。不過由于創(chuàng)新的外部性，企業(yè)實際獲得的創(chuàng)新收益受損，從而引發(fā)市場混亂，這需要政府通過補助或減免稅收等方式有效彌補創(chuàng)新的外部性，并激發(fā)企業(yè)研發(fā)動力，以提高供給質(zhì)量。[2]因此，除企業(yè)主體主動破局謀求創(chuàng)新發(fā)展以提升生產(chǎn)效率外，還需要政府實施恰當?shù)难a貼政策，以處理市場失靈等引發(fā)的創(chuàng)新動力不足問題，進而助力企業(yè)生產(chǎn)效率提高，這也是目前政府與企業(yè)關系領域的一個重要研究方向。

由此引發(fā)思考，政府補貼政策應該如何設計以求更加精準激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力和生產(chǎn)效率？在多角度考察企業(yè)生產(chǎn)效率的情況下，政府補貼能否有效促進企業(yè)生產(chǎn)效率？不同類型的創(chuàng)新在這過程中扮演了怎樣的角色呢？本文以此為導向進行研究，以期為現(xiàn)階段中國政府進一步精準制定補貼政策、企業(yè)分類進行創(chuàng)新投入提供思路，也為從促進企業(yè)生產(chǎn)效率角度貫徹新發(fā)展理念、構(gòu)建新發(fā)展格局提供證據(jù)。

二、文獻綜述

經(jīng)濟學意義上的政府補貼概念[3]首次出現(xiàn)于20世紀，之后關于政府補貼的研究逐步增多。研究表明，政府補貼是構(gòu)成政府財政支出的關鍵環(huán)節(jié)，一國政府出于對本土企業(yè)保護的目的，通過補貼支持本土企業(yè)，能吸引外資，資本凈流入增加，促進地區(qū)經(jīng)濟增長。[4]在轉(zhuǎn)型階段，補貼是政府實施扶持計劃的重要方式。[5]關于政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)效率方面的研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼可以通過作用于以下幾方面影響企業(yè)生產(chǎn)效率。政府補貼很大程度上成為裝備制造企業(yè)應對融資約束的途徑，使其生產(chǎn)率穩(wěn)定提升;[6]中國政府所付出的研發(fā)補貼有助于企業(yè)進行技術創(chuàng)新;[7]政府補貼也可能會給企業(yè)的生產(chǎn)率和創(chuàng)新效果帶來負面效應。[8， 9]從補貼強度審視發(fā)現(xiàn)，補貼強度較低時無法有效刺激企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新[10]，對生產(chǎn)率的提振作用不足[11];補貼強度太高時導致企業(yè)尋租行為擠壓創(chuàng)新支出，阻礙了企業(yè)新產(chǎn)品研發(fā)。從企業(yè)內(nèi)生狀況來講，企業(yè)規(guī)模、人力資本和產(chǎn)權結(jié)構(gòu)都會影響政府補貼的實際作用，且產(chǎn)權結(jié)構(gòu)差異會對要素稟賦和補貼信號的傳遞造成影響，導致政府補貼的創(chuàng)新效應有所不同。[12]從外在因素審視，優(yōu)質(zhì)的制定環(huán)境有助于政府補貼提升企業(yè)生產(chǎn)效率，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況和稟賦情況也會對補貼效力產(chǎn)生制約。[13]

政府補貼主要依靠提高技術水平來促進生產(chǎn)率發(fā)展，而非通過利用規(guī)模經(jīng)濟[14]，所以研究方向應該朝著政府補貼帶來的創(chuàng)新上深化。這方面的研究成果如下：政府補貼能通過增加研發(fā)投資有效提高技術水平;[15]政府補貼對新材料公司的創(chuàng)新激勵往往時效性較差，但能較好彌補導入期公司的市場資金缺乏問題，對成熟期公司的創(chuàng)新則無顯著影響;[16]實際上當企業(yè)預期到創(chuàng)新會帶來政府補貼，則會實施策略性創(chuàng)新行為，增加創(chuàng)新數(shù)量而質(zhì)量沒有改變。[17]

由上述綜述發(fā)現(xiàn)，政府補貼對企業(yè)創(chuàng)新行為的研究已經(jīng)較為豐富，也有部分學者對創(chuàng)新類型進行了區(qū)分，大多基于專利角度進行分類，但鮮有細分創(chuàng)新階段的研究。鑒于這一情況，本文在識別出政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的作用基礎上，將創(chuàng)新分為三種類型，分別為基礎研發(fā)類創(chuàng)新、技術改造類創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新，并衡量各類創(chuàng)新在政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率影響過程中的中介作用，為政府補貼投入更高效的環(huán)節(jié)提供依據(jù)。

三、理論假說

（一）政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)效率

鑒于中國經(jīng)濟體制的特殊性，政府行為在發(fā)展中起著關鍵作用。[18]現(xiàn)階段，中國經(jīng)濟要真正實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展，全要素生產(chǎn)率的增長是重中之重，而關鍵要厘清政府職責和市場界限，實現(xiàn)資源高效調(diào)配。這一階段會有知識外溢引起市場失靈，造成創(chuàng)新激勵低效，而政府補貼是彌補此外部性的一種主要手段。

政府補貼能夠提升全要素生產(chǎn)率[19]，具體影響路徑包括減少創(chuàng)新風險、減輕融資約束等。一方面，由資源基礎論可知，政府補貼通過分散創(chuàng)新風險，提升企業(yè)研發(fā)和創(chuàng)新活力，使企業(yè)在知識技能等要素上獲得比較優(yōu)勢;另一方面，政府補貼使市場調(diào)整預期，減輕企業(yè)融資問題[20]，企業(yè)便可獲得更便捷的資金支持，用于生產(chǎn)創(chuàng)新投入，提升生產(chǎn)績效。此外，企業(yè)得到政府補貼會偏向于采用成本較高的經(jīng)營模式，如加大研發(fā)力度，這使得企業(yè)競爭力增強，利潤提升得到保障。故政府補貼能通過降低融資約束、調(diào)整生產(chǎn)方式等方式，使生產(chǎn)要素的效率提高，對企業(yè)生產(chǎn)效率起到促進作用。

據(jù)此得到假說一：政府補貼的投入增加，會對企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生正向效應。

（二）政府補貼、創(chuàng)新與企業(yè)生產(chǎn)效率

目前，中國企業(yè)的技術水平和創(chuàng)新能力仍需提升，政府補助對改變這一現(xiàn)狀有著十分重要的意義。上海市政府通過直接補貼與減免稅收手段顯著促進了企業(yè)研發(fā)活動[21]，這一舉措在中國高科技產(chǎn)業(yè)中十分普遍。大中企業(yè)獲得政府的直接撥款后，企業(yè)的科技創(chuàng)新活力也得到了明顯提升。[22]通過對中關村的高新技術單位的實證研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼對企業(yè)的研發(fā)支出產(chǎn)生正向作用。[23]

已有研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能帶來科技進步[24]，也是生產(chǎn)力發(fā)展的第一源泉[25]。在食品、文具等生產(chǎn)最終消費品為主的制造業(yè)行業(yè)，創(chuàng)新通過優(yōu)化生產(chǎn)技藝、升級生產(chǎn)性能完成技術升級;在冶金、電器等生產(chǎn)中間品為主的制造業(yè)行業(yè)，創(chuàng)新通過采用科研新發(fā)明和新成果完成技術升級，這均會對企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生正向激勵。故可以發(fā)現(xiàn)，政府補貼能帶來企業(yè)創(chuàng)新行為的累加[26]，進而提升企業(yè)生產(chǎn)效率。

據(jù)此得到假說二：創(chuàng)新在政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用中扮演中介變量的角色，即企業(yè)得到政府補貼后，會通過提高自身創(chuàng)新能力而對企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生助力。

四、數(shù)據(jù)、指標測度與模型設定

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文所用數(shù)據(jù)庫為《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《中國省級統(tǒng)計年鑒》《中國分省份市場化指數(shù)報告（2018）》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年報》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》。其中補貼收入出自《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，由于該字段在2008～2010年缺失，故選用2000～2007年間數(shù)據(jù)。借用謝千里等[27]的思路，對《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》進行處理，以避免異常樣本對回歸結(jié)果的干擾。具體做法為：保留企業(yè)年齡大于1，職工多于8人，實證所需字段未缺失，符合會計準則，存在企業(yè)代碼等的樣本。這樣最終回歸采用的是涵蓋2000～2007年28個制造業(yè)行業(yè)的企業(yè)層面樣本。

（二）指標算法

1.企業(yè)生產(chǎn)效率。為盡可能多角度衡量企業(yè)生產(chǎn)效率，此處設定以下指標。

資本產(chǎn)出率（Y1）：用工業(yè)總產(chǎn)值與總資產(chǎn)的比值表示;勞動生產(chǎn)率（Y2）：用工業(yè)總產(chǎn)值與總?cè)藬?shù)的比值表示;靜態(tài)全要素生產(chǎn)率（Y3）：參考Hall & Jones[28]的算法估計全要素生產(chǎn)率，即：

動態(tài)全要素生產(chǎn)率（Y4）：動態(tài)視角下，同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)間進行博弈，為考慮某企業(yè)的相對全要素生產(chǎn)率變動情況，此處設計如下公式，衡量企業(yè)的動態(tài)全要素生產(chǎn)率① ①（2）式中，tfpijk，t為t年k地區(qū)j行業(yè)中企業(yè)i的靜態(tài)全要素生產(chǎn)率，[（∑nitfpijk，t-1-tfpijk，t-1）/n]為（t-1）年k地區(qū)j行業(yè)除企業(yè)i外的其他企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均值，兩者比值衡量t年k地區(qū)j行業(yè)中企業(yè)i依據(jù)前一年所在行業(yè)全要素生產(chǎn)率平均水平在t年所采取的全要素生產(chǎn)率變動策略。Y4ijk，t值越大，則該企業(yè)在考察年份比行業(yè)中其他企業(yè)的全要素生產(chǎn)率變動更積極。：

綠色全要素生產(chǎn)率（Y5）：構(gòu)建綠色生產(chǎn)體系是經(jīng)濟發(fā)展的現(xiàn)實需求，為衡量綠色全要素生產(chǎn)率，此處借鑒原毅軍和陳喆[29]的思路，建立如下計算方法：

式（3）中，-0.1449和0.0188是系數(shù)，ERI是環(huán)境規(guī)制② ②數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境統(tǒng)計年報》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》，采用耿曄強和都帥帥[30]的方法進行計算。。

2.政府補貼。單純用獲得的補貼金額來衡量政府補貼，可能無法排除企業(yè)規(guī)模造成的干擾，現(xiàn)有文獻中多用單位資產(chǎn)獲得的補貼[31]或單位銷售收入獲得的補貼[32]來處理這一問題。本文在借鑒上述思路的基礎上，考慮到員工數(shù)量可以從另一個角度代表企業(yè)規(guī)模[33]，便采用每個職工獲得的補貼收入來衡量政府補貼這一解釋變量。此外，對上述主要變量進行1%縮尾。

3.中介變量。目前文獻中較多按照創(chuàng)新質(zhì)量和數(shù)量對創(chuàng)新進行區(qū)分，本文將創(chuàng)新分為基礎研發(fā)類創(chuàng)新、技術改造類創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新三個類型，并利用《中國科技統(tǒng)計年鑒》行業(yè)層面數(shù)據(jù)，用研發(fā)支出（T1）、技術改造費用（T2）和新產(chǎn)品產(chǎn)值（T3）依次衡量三類創(chuàng)新，此即三個中介變量。

4.控制變量。本著盡可能多排除干擾項，使回歸結(jié)果更可靠的原則，增加以下控制變量。其中，對于制度環(huán)境，現(xiàn)有研究中以城市為基本單元測算制度環(huán)境時，多使用《中國城市營商環(huán)境評價》報告;[34]以地區(qū)或企業(yè)為基本研究對象時，多運用《中國分省份市場化指數(shù)報告》來獲取制度環(huán)境數(shù)據(jù)。[35]在考慮樣本完整性和數(shù)據(jù)可得性的基礎上，此處使用王小魯?shù)萚36]的較為全面的指數(shù)，運用式（4）[37]來測算得到企業(yè)層面制度環(huán)境數(shù)據(jù)③ ③原指數(shù)為省級層面指標，但中國的行政體制特點，致使各省內(nèi)相較于省間制度環(huán)境區(qū)別很小，這里以原省級指數(shù)為基準，通過將省級指數(shù)逐步轉(zhuǎn)換到企業(yè)層面，得到所需回歸數(shù)據(jù)。故（4）式中，Zab為a年b地區(qū)的制度環(huán)境指數(shù)（Zab=Market·（1-Disegab ），其中Market為市場化指數(shù)，Disegab是利用價格指數(shù)衡量地區(qū)市場分割程度的指數(shù)），Gab為a年b地區(qū)的生產(chǎn)總值，Gabc為a年b地區(qū)c行業(yè)的生產(chǎn)總值（Gab和Gabc的數(shù)據(jù)源于《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和《中國省級統(tǒng)計年鑒》），Gabcd為a年b地區(qū)c行業(yè)d企業(yè)的生產(chǎn)總值，且所用生產(chǎn)總值均以2000年為基期做了各年不變價處理。。其他控制變量的測算方法列于表1中。

（三）模型設定

為實證分析政府補貼與企業(yè)生產(chǎn)效率間的數(shù)量關系，此處根據(jù)溫忠麟等[38]的思路，建立下述中介模型：

上述模型中，各變量分別為：企業(yè)生產(chǎn)效率（Y）、政府補貼（B）、不同類型的創(chuàng)新（T）、控制變量集合（I）、企業(yè)固定效應（μa）、地區(qū)固定效應（μb）、年份固定效應（μc）和隨機誤差（ε）。

五、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸：政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的實證估計

計量分析之前，依次對模型進行F檢驗和豪斯曼檢驗，二者都通過了1%顯著性水平檢驗，故接下來運用固定效應對變量間關系進行分析。表2列出了方程（5）的回歸結(jié)果。由表2可知，政府補貼對資本產(chǎn)出率的影響系數(shù)不顯著，這可能與當時的依托低成本的勞動力提升經(jīng)濟效益和粗放式投資方式有關。而政府補貼對其他企業(yè)生產(chǎn)效率的指標均為正，且通過了1%顯著性水平檢驗，即政府補貼顯著促進勞動生產(chǎn)率、靜態(tài)全要素生產(chǎn)率、動態(tài)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率的提升，這基本證明假說一成立。隨著政府補貼的投入增加，其會對企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生正向效應，這可能是由于政府補貼使得企業(yè)運用資本的靈活性增加，面臨的約束降低，激發(fā)了企業(yè)生產(chǎn)效率的活力。同樣觀察系數(shù)大小可知，政府補貼對勞動生產(chǎn)率的促進作用最大，對綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用最小，這可能是“斯密型增長”[39]的一個誘因。

（二）創(chuàng)新的中介效應檢驗

在政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的總效應被證實的前提下，依次分析三種類型創(chuàng)新的中介效應。

1.基礎研發(fā)類創(chuàng)新的中介效應分析

首先用研發(fā)支出來衡量基礎研發(fā)類創(chuàng)新，在表3中展示了針對基礎研發(fā)類創(chuàng)新的計量方程（6）（7）的回歸結(jié)果。表3第（1）列為中介模型第二步，即政府補貼對基礎研發(fā)類創(chuàng)新影響的回歸結(jié)果。可以看出政府補貼對基礎研發(fā)類創(chuàng)新起到促進作用，政府補貼每提高1%，基礎研發(fā)類創(chuàng)新支出增加0.18%，這在1%的水平上顯著成立。表3第（2）至（6）列為中介模型第三步，觀察可知，基礎研發(fā)類創(chuàng)新支出增加對企業(yè)生產(chǎn)效率的各類指數(shù)均產(chǎn)生顯著的促進作用，其中對企業(yè)動態(tài)全要素生產(chǎn)率的促進作用最強，對企業(yè)綠色全要素生產(chǎn)率促進作用最弱，具體為基礎研發(fā)類創(chuàng)新支出增加1%，動態(tài)全要素生產(chǎn)率變動0.26%，綠色全要素生產(chǎn)率提升0.0073%。故在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的前提下，基礎研發(fā)類創(chuàng)新的著力點應向綠色生產(chǎn)技術轉(zhuǎn)變，以實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。接下來對關鍵的中介效應進行描述，綜合表2和表3結(jié)果可知，政府補貼對資本產(chǎn)出率總效用不顯著，政府補貼通過基礎研發(fā)類創(chuàng)新支出影響資本產(chǎn)出率的作用為間接效應[27]，且這一間接作用為正。此外，通過觀察中介效應分步回歸的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，除資本產(chǎn)出率外，政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的其他指標的影響均通過基礎研發(fā)類創(chuàng)新產(chǎn)生作用。具體來講，在政府補貼對勞動生產(chǎn)率、靜態(tài)全要素生產(chǎn)率、動態(tài)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率的促進作用中，基礎研發(fā)類創(chuàng)新的中介效應占比分別為1.20%、1.30%、15.49%和2.53%?？梢钥闯鲈谡a貼增加以促進動態(tài)全要素生產(chǎn)率增長的過程中，基礎研發(fā)類創(chuàng)新的中介效應占比最大，故在動態(tài)競爭中，應更加重視增加對企業(yè)研發(fā)的補貼，并進一步完善知識產(chǎn)權的保障機制，促進企業(yè)研發(fā)。

綜上，總體上基礎研發(fā)類創(chuàng)新的中介作用顯著存在，且中介效應占比最高可達15%以上。

2.技術改造類創(chuàng)新的中介效應分析

用技術改造費來衡量技術改造類創(chuàng)新的支出，表4匯報了技術改造費作為中介變量的回歸結(jié)果。由表4第（1）列可知，政府補貼增加1%，技術改造費顯著提升0.38%。由表4后5列結(jié)果知，技術改造費增加對企業(yè)生產(chǎn)效率均起到明顯的正向作用，對動態(tài)全要素生產(chǎn)率的提升作用最大（1%的技術改造費提升會引起0.22%的動態(tài)全要素生產(chǎn)率變動），對綠色全要素生產(chǎn)率的作用最小。結(jié)合表1所展示的中介模型第一步回歸結(jié)果可知，技術改造類創(chuàng)新在政府補貼對企業(yè)勞動生產(chǎn)率、靜態(tài)全要素生產(chǎn)率、動態(tài)全要素生產(chǎn)率和綠色全要素生產(chǎn)率的改善中起到顯著中介作用，中介效應占比如表4中“中介占比”所示，最大為對應動態(tài)全要素生產(chǎn)率的27.73%。需要說明的是，技術改造類創(chuàng)新在政府補貼對資本產(chǎn)出率的促進作用中僅起到間接作用。

綜上，總體上技術改造類創(chuàng)新的中介作用顯著存在，中介效應占比最高可達27%以上。得到的啟示包括但不限于：樣本期內(nèi)政府補貼通過技術改造類創(chuàng)新主要增強企業(yè)的動態(tài)全要素生產(chǎn)率，利于企業(yè)在動態(tài)競爭中提升自身優(yōu)勢。

3.產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新的中介效應分析

用新產(chǎn)品產(chǎn)值來衡量產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新的成效，表5匯報了新產(chǎn)品產(chǎn)值作為中介變量的回歸結(jié)果。中介模型第二步回歸結(jié)果在表5第（1）列，可知政府補貼對新產(chǎn)品產(chǎn)值的作用不顯著，故應作Sobel檢驗，檢驗結(jié)果在表中列出?！癝obel檢驗 Z值”均小于1.97，故無理由認為新產(chǎn)品產(chǎn)值在政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的作用起到了中介作用。

由三次中介模型回歸可知，假說二基本成立。將不同類型的創(chuàng)新進行中介效應估計表明，基礎研發(fā)類創(chuàng)新和技術改造類創(chuàng)新均顯著支持假說二，即隨著政府補貼增加，通過激發(fā)基礎研發(fā)類創(chuàng)新和技術改造類創(chuàng)新活力，對企業(yè)生產(chǎn)效率產(chǎn)生了積極作用。政府補貼并未通過影響產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新而影響企業(yè)生產(chǎn)效率，這可能是由于補貼的作用環(huán)節(jié)有所偏向性導致的。

4.對三種類型創(chuàng)新中介效應的綜合分析

前述依次實證了不同類型創(chuàng)新在政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率影響中的中介作用。為了使回歸意義更豐富和準確，將各種類型的創(chuàng)新及其交互項納入一個計量模型中，對中介效應第三步再次進行回歸。結(jié)果列示在表6中。基礎研發(fā)類創(chuàng)新和技術改造類創(chuàng)新的單項回歸系數(shù)均顯著為正，而產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新的回歸系數(shù)基本不顯著，說明在政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的作用路徑中，基礎研發(fā)類創(chuàng)新和技術改造類創(chuàng)新發(fā)揮明顯的中介作用，而產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新無中介作用。這與前述回歸結(jié)果一致，不再贅述。

（三）內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

前述回歸中并無法窮盡所有可能的控制變量，加之政府補貼可能對企業(yè)生產(chǎn)效率的某種特性有所偏好，這會造成內(nèi)生性等問題。此處通過尋找工具變量的辦法來嘗試解決。適用的工具變量必須在與對應的解釋變量相關度很高的前提下，與衡量企業(yè)生產(chǎn)效率的各變量外生，即所選工具變量僅能通過相應的解釋變量影響企業(yè)生產(chǎn)效率。

就政府補貼來講，財政分權使得企業(yè)補貼來源主要分為中央政府和地方政府兩方面，其中各地的企業(yè)主要受地方政府的資金補貼和政策扶持，且同一地區(qū)主要的補貼政策無論是研發(fā)還是治污等補貼，對企業(yè)來講基本一致。故從相關性方面考慮，省內(nèi)某特定企業(yè)所接受的政府補貼強度與同一個省的其他企業(yè)接受的平均補貼強度高度相關。而省內(nèi)其他企業(yè)所接受的補貼多少與該特定企業(yè)的生產(chǎn)行為并無直接關系，外生性假設亦成立。選用企業(yè)所屬省份其他公司所得到的平均補貼強度作為企業(yè)獲得的政府補貼的工具變量[40]，具體計算方法如下所示：

式子中，Ed用于表示某特定年份某特定地區(qū)d企業(yè)的補貼強度，n用于表示某特定年份某特定地區(qū)的企業(yè)數(shù)量。數(shù)據(jù)根據(jù)《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》測算得到。

表7中，展示了采用工具變量的兩步GMM法對于計量方程（5）的回歸結(jié)果。首先對工具變量的檢驗證明選取的工具變量有效① ①Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量p值均小于0.05，說明工具變量與內(nèi)生變量無關;Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量（不小于3640.803）大于10%水平上的臨界值（7.0300），說明回歸所用非弱工具變量。 。觀察各列系數(shù)可知政府補貼的系數(shù)符號與表2的回歸結(jié)果一致，但系數(shù)大小有所不同。這證明前述回歸基本可以證明假說的成立，但政府補貼對企業(yè)生產(chǎn)效率的作用效果可能隨指標的選取差異而有所不同。

六、結(jié)論與建議

本文在分析政府補貼影響企業(yè)生產(chǎn)效率的機制的基礎上，利用《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國勞動統(tǒng)計年鑒》等數(shù)據(jù)，探究了政府補貼從多角度對企業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用，并將三種類型創(chuàng)新的中介效應進行分析，得出基礎研發(fā)類和技術改造類創(chuàng)新的中介作用顯著，產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新的中介作用不顯著。

結(jié)合本研究的結(jié)論，得出如下啟示：第一，要繼續(xù)加大政府補貼力度，并針對性提高基礎研發(fā)類創(chuàng)新和技術改造類創(chuàng)新的補貼，而對產(chǎn)品研發(fā)類創(chuàng)新補貼適當降低，使補貼更精確地發(fā)揮對企業(yè)生產(chǎn)效率的正面效力;第二，進一步推進創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略，并更大程度激發(fā)企業(yè)的基礎研發(fā)類創(chuàng)新和技術改造類創(chuàng)新力度，使創(chuàng)新更好助推企業(yè)生產(chǎn)效率提升，達到從促進生產(chǎn)環(huán)節(jié)加快新發(fā)展格局構(gòu)建的目的。

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