政府創(chuàng)新資助對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)

高粼彤 田啟波 孟霏

內(nèi)容提要：本文選取2009-2019年中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)，引入中介變量融資約束，檢驗(yàn)政府創(chuàng)新資助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的中介渠道，并考察產(chǎn)品市場競爭和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對融資約束中介渠道的調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)果顯示：融資約束在政府創(chuàng)新資助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入關(guān)系中發(fā)揮局部中介效應(yīng)，即政府創(chuàng)新資助可通過紓解融資約束促進(jìn)企業(yè)增加技術(shù)創(chuàng)新投入;產(chǎn)品市場競爭正向調(diào)節(jié)融資約束的中介效應(yīng)，即產(chǎn)品市場競爭越激烈，融資約束的中介效應(yīng)越強(qiáng);產(chǎn)權(quán)性質(zhì)負(fù)向調(diào)節(jié)融資約束的中介效應(yīng)，即企業(yè)屬國企時(shí)，融資約束的中介效應(yīng)越弱;產(chǎn)品市場競爭程度平緩時(shí)兩者關(guān)系呈倒U型;企業(yè)屬非國企時(shí)兩者關(guān)系呈倒U型。

關(guān)鍵詞：政府創(chuàng)新資助;融資約束;中介效應(yīng);技術(shù)創(chuàng)新投入

中圖分類號：F812??文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A??文章編號：1001-148X（2022）04-0085-12

收稿日期：2021-10-28

作者簡介：高粼彤（1994-），女，黑龍江雞西人，深圳大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)特區(qū)研究中心博士研究生，研究方向：技術(shù)創(chuàng)新;田啟波（1965-），男，湖南常德人，深圳大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)特區(qū)研究中心教授，博士生導(dǎo)師，法學(xué)博士，研究方向：生態(tài)文明與可持續(xù)發(fā)展;孟霏（1991-），本文通訊作者，男，河南新鄉(xiāng)人，深圳大學(xué)中國經(jīng)濟(jì)特區(qū)研究中心博士研究生，研究方向：企業(yè)創(chuàng)新。

基金項(xiàng)目：國家社會(huì)科學(xué)基金后期資助項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：18FJL012;深圳大學(xué)研究生創(chuàng)新發(fā)展基金項(xiàng)目，項(xiàng)目編號：PIDFP-RW2019008。

一、引言與文獻(xiàn)綜述

中國經(jīng)濟(jì)正處于新舊動(dòng)能轉(zhuǎn)換的攻關(guān)期，經(jīng)典“勞動(dòng)力+資源”雙驅(qū)動(dòng)粗放型增長模式亟待轉(zhuǎn)變，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)成為經(jīng)濟(jì)增長的新引擎。創(chuàng)新活動(dòng)具有無法預(yù)知性、正外部性等特殊屬性，政府創(chuàng)新資助作為世界各國政府打破創(chuàng)新活動(dòng)桎梏的常態(tài)化政策之一，是糾正市場失靈、緩解企業(yè)研發(fā)資金不足的重要手段。因此，如何利用政府創(chuàng)新資助引導(dǎo)企業(yè)煥發(fā)創(chuàng)新活力，是“新常態(tài)”下亟待探討的重要問題。

有關(guān)政府創(chuàng)新資助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的效應(yīng)，學(xué)界尚存分歧，主要包括三類觀點(diǎn)：一是促進(jìn)效應(yīng)。政府創(chuàng)新資助能夠以資金供給方式彌合研發(fā)成本，分?jǐn)傃邪l(fā)風(fēng)險(xiǎn)，增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新信心[1-2];創(chuàng)新資助的信號引領(lǐng)作用能夠降低社會(huì)投資者因信息不對稱引致的項(xiàng)目研判偏離程度，更多社會(huì)資本跟進(jìn)，有助于企業(yè)拓寬外部籌資渠道，從而激發(fā)企業(yè)增加創(chuàng)新投入[3-4]。二是抑制效應(yīng)。政府創(chuàng)新資助作為低成本優(yōu)勢資源，可能誘使企業(yè)養(yǎng)成尋租獲利慣性，而高昂的尋租費(fèi)用會(huì)擠占企業(yè)生產(chǎn)性研發(fā)投資資源[5];政府在遴選資助對象時(shí)易出現(xiàn)選擇性偏誤，即受資助企業(yè)本身具備扎實(shí)的研發(fā)根柢，無須再投較多資金亦可達(dá)成預(yù)期成效，更愿意將多余資金投向其他活動(dòng)，如抵消稅費(fèi)支出[6];企業(yè)“策略性”迎合行為會(huì)擠出實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新投入，導(dǎo)致創(chuàng)新資源誤置[7]。三是促進(jìn)與抑制效應(yīng)同存。政府創(chuàng)新資助存在一個(gè)閾值，低于閾值促進(jìn)效應(yīng)大于抑制效應(yīng)，但逾越閾值后則呈反作用，即兩者呈倒U型關(guān)系[8-9]。此外，當(dāng)處于內(nèi)外部不同情境下，受政府創(chuàng)新資助后企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入呈異質(zhì)性。情境條件包含企業(yè)規(guī)模[10]、生命周期[11]、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[12]和所屬地區(qū)[13]等。

已有文獻(xiàn)豐富了相關(guān)理論和研究基礎(chǔ)，但仍有拓展空間。本文選取2009-2019年中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司作為研究對象，考察政府創(chuàng)新資助對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)。邊際貢獻(xiàn)如下：一是增補(bǔ)微觀層面數(shù)據(jù)支撐的實(shí)證結(jié)論。結(jié)合中國國情研究符合當(dāng)今時(shí)代背景，可為戰(zhàn)略性新興企業(yè)領(lǐng)域研究增添新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。二是拓寬政府創(chuàng)新資助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入傳導(dǎo)機(jī)制研究。引入融資約束中介變量，構(gòu)建“政府創(chuàng)新資助—融資約束—企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入”渠道具有一定學(xué)理價(jià)值。分析在產(chǎn)品市場競爭和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)調(diào)節(jié)下融資約束的中介效應(yīng)，能進(jìn)一步檢驗(yàn)不同產(chǎn)品市場競爭和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)情境下政府創(chuàng)新資助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的倒U型關(guān)系，拓展了研究深度。

二、理論分析與研究假設(shè)

本文理論分析框架如圖1所示。

（一）融資約束的中介效應(yīng)

政府創(chuàng)新資助可通過“成本補(bǔ)償”“風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)偂薄皬浹a(bǔ)正外部”“認(rèn)證”等效應(yīng)，促進(jìn)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入。其效應(yīng)主要表現(xiàn)在：

第一，成本補(bǔ)償效應(yīng)。根據(jù)資源補(bǔ)償理論，創(chuàng)新項(xiàng)目在首倡及延續(xù)過程中需投入大量資金和人才等創(chuàng)新資源。尤其對研發(fā)能力較差的企業(yè)而言，往往較難克服項(xiàng)目初期資金短缺等問題，且創(chuàng)新活動(dòng)收益期較長，企業(yè)難以短期內(nèi)憑借產(chǎn)品市場化達(dá)成資金回籠。政府扶持資金作為直接性經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，可用于購買研發(fā)設(shè)備、引進(jìn)科研人才，意味著企業(yè)以較低成本獲得更多研發(fā)資金，從而夯實(shí)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的財(cái)力根柢。

圖1?理論分析框架

第二，風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)傂?yīng)。技術(shù)創(chuàng)新具有高度不確定性，加之市場發(fā)展空間不可預(yù)知，企業(yè)創(chuàng)新決策須事先評估成本與收益，風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型企業(yè)往往不愿選擇激進(jìn)冒險(xiǎn)的創(chuàng)新策略，進(jìn)而與發(fā)展良機(jī)失之交臂。政府創(chuàng)新資助能夠?yàn)槠髽I(yè)研發(fā)活動(dòng)擔(dān)負(fù)一定風(fēng)險(xiǎn)，從而有效降低企業(yè)創(chuàng)新的“試錯(cuò)成本”。

第三，彌補(bǔ)正外部效應(yīng)。根據(jù)市場失靈理論，創(chuàng)新產(chǎn)生知識具有技術(shù)外溢效應(yīng)，加之受知識產(chǎn)權(quán)法律保護(hù)不力等因素影響，企業(yè)研發(fā)成果易遭競爭對手低成本“掠奪”，導(dǎo)致外部企業(yè)“搭便車”，使創(chuàng)新者無法獨(dú)享創(chuàng)新收益，降低企業(yè)內(nèi)在研發(fā)動(dòng)力。政府創(chuàng)新資助可彌補(bǔ)企業(yè)因技術(shù)外溢造成的利潤損失，彌合研發(fā)私人收益與社會(huì)最優(yōu)水平間的差額，有效糾正了市場失靈所導(dǎo)致的創(chuàng)新扭曲現(xiàn)象。

第四，認(rèn)證效應(yīng)。根據(jù)信號傳遞理論，企業(yè)與社會(huì)投資者間信息非對稱性被認(rèn)為是阻滯企業(yè)吸引外部投資的關(guān)鍵因素。企業(yè)研發(fā)涉及許多技術(shù)細(xì)節(jié)，基于防范模仿者，企業(yè)會(huì)嚴(yán)格控制信息外泄，社會(huì)投資者對研發(fā)項(xiàng)目信息知之甚少，難以對高技術(shù)、高風(fēng)險(xiǎn)研發(fā)項(xiàng)目本身的優(yōu)劣與預(yù)期收益做出科學(xué)決策，社會(huì)投資者對企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目往往更為審慎。此時(shí)，需要政府扮演中介角色，發(fā)揮官方“認(rèn)證效應(yīng)”，間接減少社會(huì)投資者的調(diào)研成本，降低社會(huì)投資者因信息不對稱引致的項(xiàng)目研判偏離程度，拓寬企業(yè)外部籌資渠道。

此外，政府創(chuàng)新資助可通過“增加內(nèi)源融資”和“紓解外源融資約束”沖抵企業(yè)融資約束。一方面，根據(jù)資本結(jié)構(gòu)理論，企業(yè)創(chuàng)新融資渠道主要包含內(nèi)源（將自身蓄積轉(zhuǎn)為投資）和外源（將募集資金轉(zhuǎn)為自身投資）資金融資兩種方式。根據(jù)“啄食”次序理論，信息不對稱和高融資成本約束了企業(yè)外源籌資行為，而內(nèi)源融資無須與投資者簽訂契約，成本相對低廉，自主性較強(qiáng)，備受企業(yè)決策者青睞。政府創(chuàng)新資助作為直接扶植性經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，可通過“成本補(bǔ)償”“風(fēng)險(xiǎn)分?jǐn)偂焙汀皬浹a(bǔ)正外部”等效應(yīng)提升企業(yè)內(nèi)源融資能力。另一方面，融資約束核心在于社會(huì)投資者因信息不對稱無法科學(xué)研判企業(yè)價(jià)值。企業(yè)研發(fā)需投入大量創(chuàng)新資源，且收益期較長，一旦涉及資金龐大的項(xiàng)目，企業(yè)單憑內(nèi)部融資難以滿足創(chuàng)新高額的資金需求，導(dǎo)致資源配置扭曲，甚至被迫放棄良好的投資契機(jī)，此時(shí)企業(yè)亟須通過外部市場尋求融資以紓解資金壓力。政府創(chuàng)新資助能夠向外界釋放“認(rèn)證”信號來紓解企業(yè)外部融資約束，帶動(dòng)更多社會(huì)資本跟進(jìn)。

有研究表明，融資約束能夠抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入[14]。主要原因如下：一是信息不對稱。企業(yè)研發(fā)涉及許多技術(shù)細(xì)節(jié)機(jī)密，“復(fù)制行為”弱化了企業(yè)研發(fā)信息披露動(dòng)機(jī)，社會(huì)投資者對研發(fā)項(xiàng)目信息知之甚少，自然對企業(yè)研發(fā)項(xiàng)目秉持謹(jǐn)慎態(tài)度。二是研發(fā)成果難以用于抵押貸款。企業(yè)研發(fā)成果多以“緘默知識”形式蘊(yùn)藏在人力資本中或以專利形式表露而無法全部顯化和商業(yè)化，銀行等債權(quán)人更愿將有形資產(chǎn)作為貸款擔(dān)保，企業(yè)難以將此類無形資產(chǎn)進(jìn)行抵押貸款，加之研發(fā)收益具有高度不確定性，增加了外源融資難度。三是無法保障債權(quán)人權(quán)益。債務(wù)償還需平穩(wěn)的現(xiàn)金流，企業(yè)研發(fā)面臨技術(shù)藩籬、人才流失等風(fēng)險(xiǎn)，難以短期內(nèi)憑借產(chǎn)品市場化達(dá)成資金回籠，意味著短期內(nèi)無法保障債權(quán)人權(quán)益，導(dǎo)致企業(yè)更難獲取外源資金支持。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H1：政府創(chuàng)新資助通過紓解融資約束，進(jìn)而促進(jìn)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，即融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入間發(fā)揮中介效應(yīng)。

（二）產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)效應(yīng)

根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論，產(chǎn)品市場競爭作為一種有效的外部治理機(jī)制，會(huì)對企業(yè)利益相關(guān)者行為發(fā)揮關(guān)鍵作用。因此，不同競爭態(tài)勢下融資約束的中介渠道可能呈迥異效應(yīng)。本文預(yù)期產(chǎn)品市場競爭與融資約束的交乘項(xiàng)，會(huì)對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入具有重要影響。理論分析如下：

第一，產(chǎn)品市場競爭通過壓力機(jī)制起調(diào)節(jié)效應(yīng)。股東與管理層齟齬是企業(yè)投資決策考量的主要因素之一。根據(jù)破產(chǎn)清算威脅假說，高競爭環(huán)境企業(yè)迫于破產(chǎn)清算壓力，會(huì)竭盡所能提高信息披露質(zhì)量，加之企業(yè)間產(chǎn)品同質(zhì)性較高，在成本、利潤水平等業(yè)績指標(biāo)方面趨于一致，股東可多維度對比披露信息，在謀求企業(yè)長久發(fā)展的壓力下，其擁有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)監(jiān)督高管對受托責(zé)任的踐諾。出于維系自身聲譽(yù)考量，高管將降低攫取私益動(dòng)機(jī)，從而加倍努力改善經(jīng)營效率，將更多的資源傾斜至創(chuàng)新活動(dòng)，避免因管理不善而受到諸如薪酬損失或免職等懲罰。因此，產(chǎn)品市場競爭能夠優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部治理環(huán)境，減少管理者漁利舞弊行為。

第二，產(chǎn)品市場競爭通過資源機(jī)制起調(diào)節(jié)效應(yīng)。根據(jù)競爭優(yōu)勢理論，高競爭環(huán)境行業(yè)進(jìn)入壁壘較低，企業(yè)面臨潛在進(jìn)入者或固有競爭對手的“捕食”威脅更大，壓縮了企業(yè)盈利空間。在市場競爭“適者生存”法則沖擊下，為避免喪失原有市場份額，企業(yè)迫切需要通過技術(shù)創(chuàng)新來化被動(dòng)防守為主動(dòng)競爭，形成新型競爭優(yōu)勢。面對較高的融資約束，企業(yè)對外部籌資的需求更加急迫，會(huì)有更大動(dòng)力尋求各種可行方式來應(yīng)對產(chǎn)品市場競爭引致的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)策略假說，當(dāng)企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)較大時(shí)，為規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，其通過向外界傳遞良好市場信譽(yù)和品牌形象的信號，有助于打破企業(yè)與社會(huì)投資者間的信息壁壘，從而贏得社會(huì)投資者信任感?？梢?，產(chǎn)品市場競爭不僅能夠優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部治理環(huán)境，減少管理者漁利舞弊行為，更有助于打破企業(yè)與社會(huì)投資者間的信息壁壘，帶動(dòng)更多社會(huì)資本跟進(jìn)。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H2：產(chǎn)品市場競爭對融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入間具有中介調(diào)節(jié)的正向效應(yīng)，即產(chǎn)品市場競爭越激烈融資約束中介效應(yīng)越強(qiáng)。

（三）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

在中國特色的制度背景下，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)決定了企業(yè)自身資源稟賦、委托代理模式等，會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新決策[15]。因此，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下融資約束的中介渠道可能呈迥異的作用機(jī)理。本文預(yù)期產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與融資約束的交乘項(xiàng)對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入具有重要影響。理論分析如下：

第一，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)通過壓力機(jī)制起調(diào)節(jié)效應(yīng)。國有企業(yè)相比非國企在資源籌措方面更具優(yōu)勢，國企可利用政府“隱性庇護(hù)”減少融資成本。當(dāng)國企陷入資金窘境時(shí)，政府、銀行等會(huì)給予一定信貸和資金傾斜，保障其投資、經(jīng)營等活動(dòng)，即便社會(huì)總體經(jīng)濟(jì)形勢不景氣時(shí)，國企往往也能保證經(jīng)營活動(dòng)的順利進(jìn)行，松弛的生存壓力致使國企缺乏足夠熱情開展創(chuàng)新活動(dòng)。對非國企來說，往往面臨“產(chǎn)權(quán)性質(zhì)歧視”，不具備國企在資源配置格局中的“先天產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢”，較難取得政府扶持與信貸資源，常受融資約束煩擾而需自擔(dān)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。面對“白熱化”的市場競爭，非國企管理層更具危機(jī)意識，即便融資約束程度有所增加，非國企高管仍會(huì)挖空心思尋求解決途徑促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，因而非國企研發(fā)創(chuàng)新動(dòng)力更強(qiáng)。

第二，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)通過晉升機(jī)制起調(diào)節(jié)效應(yīng)。一般來說，國企在一定程度上肩負(fù)著“降低失業(yè)率”“穩(wěn)定社會(huì)”等宏觀政治性職能，其高管大多為行政任命制，職位升遷要考察企業(yè)經(jīng)濟(jì)、政治和社會(huì)等目標(biāo)，使其無法專注提高企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效。創(chuàng)新項(xiàng)目需投入大量資金、人才等創(chuàng)新資源，且結(jié)果無法預(yù)知，國企高管只好追求任內(nèi)經(jīng)營業(yè)績穩(wěn)定，對長期利潤的追求動(dòng)機(jī)較弱，自然不會(huì)對收益期較長的創(chuàng)新活動(dòng)給予高度關(guān)注，其創(chuàng)新投資決策更偏風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避型。加之國企第一大股東為“政府”，行政化色彩濃重，存在著“缺位”現(xiàn)象。根據(jù)理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，政府官員對高管行為的監(jiān)管效果有限，可能致使高管攫取企業(yè)利益換取私人收益，舍棄投資高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新項(xiàng)目。對非國企來說，其資本大多為私人所有，首要目標(biāo)是追求利潤最大化，高管選聘往往以市場化為導(dǎo)向，其危機(jī)意識更強(qiáng)。

據(jù)此，本文提出假設(shè)H3：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入間具有中介調(diào)節(jié)的負(fù)向效應(yīng)，即當(dāng)企業(yè)為國企時(shí)融資約束中介效應(yīng)越弱。

三、實(shí)證分析

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

2007年新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則推行后，政府資助和企業(yè)研發(fā)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)口徑產(chǎn)生變動(dòng)，恰逢2008年爆發(fā)全球金融危機(jī)。為規(guī)避上述特殊事件，本文以2009-2019年中國滬深A(yù)股戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本。因戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)多為跨行業(yè)公司集合，現(xiàn)行缺乏較為權(quán)威的政策文件對所屬子行業(yè)進(jìn)行微觀層面細(xì)化，故本文參照劉亭立等（2020）[16]的研究，匹配《“十二五”戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃（2012）》等分類政策文件，根據(jù)主營業(yè)務(wù)收入占比20%以上產(chǎn)品所屬行業(yè)識別聚類樣本企業(yè)所屬子行業(yè)（節(jié)能環(huán)保、新一代信息技術(shù)、生物、高端裝備制造、新能源、新材料和新能源汽車）。為提升樣本可測精度，本文對原始數(shù)據(jù)做如下處理：剔除樣本期內(nèi)被ST、*ST、PT處理的財(cái)務(wù)狀況異常企業(yè);剔除未披露研發(fā)資金投入、政府資助或兩者發(fā)生額為零，以及相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺漏的企業(yè);為減輕偶然因素（離群值）擾動(dòng)，對所有連續(xù)變量按照1%水平進(jìn)行兩端截尾處理。最終，遴選出1047家樣本企業(yè)共含11517個(gè)觀察值，數(shù)據(jù)主要源于Csmar數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)輔以上市企業(yè)年報(bào)人工核驗(yàn)填補(bǔ)。

（二）變量測量與說明

1被解釋變量：企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入（rd_f）。研發(fā)活動(dòng)需投入大量資金，企業(yè)只有在獲取收入的基礎(chǔ)上才愿意開展創(chuàng)新，借鑒蔣樟生等（2021）[17]的研究，本文選取研發(fā)投入金額與營業(yè)收入比值作為技術(shù)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的代理變量。

2解釋變量：政府創(chuàng)新資助（sub_inn）。政府資助數(shù)據(jù)源自企業(yè)年報(bào)（財(cái)務(wù)報(bào)表附注數(shù)據(jù)）?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多采用政府資助金額、與營業(yè)收入比值、與總資產(chǎn)比值描繪政府創(chuàng)新資助強(qiáng)度，但其指標(biāo)中政府資助名目繁雜，包括產(chǎn)品技術(shù)升級等創(chuàng)新類資助項(xiàng)目，以及納稅大戶獎(jiǎng)勵(lì)、崗位補(bǔ)助和社保補(bǔ)助等非創(chuàng)新類資助項(xiàng)目。相比創(chuàng)新類資助目的明確（如企業(yè)創(chuàng)新的現(xiàn)金獎(jiǎng)勵(lì)），非創(chuàng)新類資助的主要作用之一是幫助企業(yè)渡過經(jīng)營困境或滿足監(jiān)管部門所規(guī)定的硬性標(biāo)準(zhǔn)，且資助金額較大，將其納入可能致使研究結(jié)論偏誤。因此，本文剝離非創(chuàng)新資助對研究結(jié)論的干擾。具體篩選步驟借鑒郭玥（2018）[18]的做法，采用“文本分析法”手工查詢屬于創(chuàng)新范疇項(xiàng)目，并統(tǒng)計(jì)匯總得出每家企業(yè)創(chuàng)新資助總額。遴選準(zhǔn)則：①戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)特有名詞，如“電子芯片”“霉素”等;②創(chuàng)新成果，如“專利”“版權(quán)”等;③技術(shù)創(chuàng)新，如“創(chuàng)新”“研發(fā)”等;④人才及技術(shù)合作，如?“巨人計(jì)劃”“產(chǎn)學(xué)研”等;⑤政府支持政策，如“火炬計(jì)劃”“小巨人”等。借鑒李園園等（2019）[19]的研究，本文采用總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化后的創(chuàng)新資助表征創(chuàng)新資助強(qiáng)度。

3中介變量：融資約束（fc）。鑒于SA指數(shù)計(jì)算過程不含財(cái)務(wù)杠桿率等內(nèi)生性財(cái)務(wù)類變量，可一定程度規(guī)避內(nèi)生性融資變量擾動(dòng)。盧太平等（2014）[20]的研究表明，采用相對外生企業(yè)規(guī)模與年齡變量構(gòu)造的SA指數(shù)度量中國上市公司融資約束程度較為客觀。

SA=-0737×size+0043×size2-0040×age

式中，size為企業(yè)規(guī)模（單位：百萬元）自然對數(shù)，age為企業(yè)年齡。SA指數(shù)為負(fù)值，絕對值越大代表融資約束程度越高。

4調(diào)節(jié)變量：產(chǎn)品市場競爭（hhi）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（soe）。借鑒胡令等（2020）[21]做法，本文采用赫芬達(dá)爾指數(shù)作為產(chǎn)品市場競爭的替代變量，公式為：HHI=∑[DD（]n[]i=1[DD）]（Xi/X）2，式中，Xi為企業(yè)i營業(yè)收入，X為行業(yè)整體營業(yè)收入，n為行業(yè)企業(yè)數(shù)量。HHI指數(shù)越趨近零，意味著產(chǎn)業(yè)內(nèi)同等規(guī)模企業(yè)越多，每個(gè)企業(yè)占有的市場份額較少，競爭程度越激烈。同時(shí)，按照企業(yè)實(shí)際控股股東類型，本文設(shè)置啞變量產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（soe），將國企賦值為1，否則為0。

5控制變量：為規(guī)避相關(guān)因素缺失致使估計(jì)結(jié)果偏誤，參照同類研究成果[11，22]，本文還納入一些可能影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的因素作為控制變量。

（1）盈利能力（roa）。采用凈利潤與平均資產(chǎn)總額比值表征。企業(yè)研發(fā)活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)客觀存在，外部籌資較為不易，主要依靠自有資金支撐，能否盈利體現(xiàn)企業(yè)抵御風(fēng)險(xiǎn)能力，對企業(yè)續(xù)存并進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新具有重大影響。理論上來說，企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，研發(fā)投入所受的財(cái)務(wù)約束越少，會(huì)有更充盈的資金用于研發(fā)，從而形成互動(dòng)發(fā)展的良性循環(huán)。

（2）財(cái)務(wù)杠桿（lev）。采用總負(fù)債與總資產(chǎn)比值表征。創(chuàng)新作為高風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)，需要松弛的財(cái)務(wù)環(huán)境作其后盾才能付諸實(shí)施。一般而言，過高的財(cái)務(wù)杠桿會(huì)增大企業(yè)營運(yùn)風(fēng)險(xiǎn)，加劇企業(yè)資金約束，致使企業(yè)研發(fā)投入更為謹(jǐn)慎。

（3）成長能力（tobinq）。采用托賓Q比率表征。一般來說，成長能力較強(qiáng)的企業(yè)未來獲得現(xiàn)金的持續(xù)能力越強(qiáng)，更有動(dòng)力進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，搶占市場份額。

（4）兩職合一（dual）。采用董事長與CEO是否兼任的啞變量表征，是賦值為1，否賦值為0。根據(jù)管家理論，兩職合一可使企業(yè)最高決策權(quán)集于一人之手，減弱了CEO和董事長間的信息溝通成本，避免兩者角色矛盾而引發(fā)內(nèi)耗，保證最高決策者充分掌控企業(yè)內(nèi)部的資源配置和收益，促使研發(fā)項(xiàng)目得以快速實(shí)施，對研發(fā)投入具有促進(jìn)作用。

（5）獨(dú)立董事占比（indep）。采用獨(dú)立董事人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)比值表征。一般來說，獨(dú)立董事既可有效緩解企業(yè)創(chuàng)新過程中的不確定性，又能為企業(yè)提供專業(yè)性經(jīng)驗(yàn)，帶動(dòng)內(nèi)部董事學(xué)習(xí)更多知識技能，為企業(yè)創(chuàng)新決策提出更富價(jià)值的參考。

（6）經(jīng)營現(xiàn)金流（cash）。采用經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額與營業(yè)收入比值表征。內(nèi)部現(xiàn)金流往往是企業(yè)研發(fā)投入決策的首要考量因素。

（7）股權(quán)集中度（cr）。采用前十大股東持股比例之和表征。根據(jù)委托代理理論，相較小股東對待創(chuàng)新傾向“搭便車”的態(tài)度，大股東的利益與企業(yè)利益更趨于一致，有動(dòng)機(jī)督促經(jīng)營者關(guān)注企業(yè)長期發(fā)展，有利于企業(yè)開展創(chuàng)新活動(dòng)。

此外，為控制年份和行業(yè)效應(yīng)對研究結(jié)論的潛在影響，本文分別引入年度（year）和行業(yè)（ind）啞變量至回歸模型中。變量具體定義見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)假設(shè)H1，即融資約束是否在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入之間發(fā)揮中介效應(yīng)，參考溫忠麟等（2014）[23]的中介作用檢驗(yàn)程序（圖2），設(shè)計(jì)模型如下：

rd_fit=α0+α1sub_innit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（1）

fcit=β0+β1sub_innit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（2）

rd_fit=φ0+φ1sub_innit+φ2fcit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（3）

式中，i代表企業(yè);t代表年份;rd_f為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入;sub_inn為政府創(chuàng)新資助;fc為融資約束;controls為控制變量;ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng);下同。

為檢驗(yàn)假設(shè)H2-H4，即產(chǎn)品市場競爭和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入關(guān)系間的中介作用是否發(fā)揮調(diào)節(jié)作用（調(diào)節(jié)后半路徑），參考溫忠麟等（2012）[24]的有調(diào)節(jié)的中介作用檢驗(yàn)流程，設(shè)計(jì)模型如下：

rd_fit=a0+a1sub_innit+a2Mit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（4）

fcit=b0+b1sub_innit+b2Mit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（5）

rd_fit=c0+c1sub_innit+c2Mit+c3fcit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit?（6）

rd_fit=d0+d1sub_innit+d2Mit+d3fcit+d4fcit×Mit+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit（7）

式中，M表示調(diào)節(jié)變量，包含產(chǎn)品市場競爭（hhi）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（soe）。有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程（調(diào)節(jié)后半路徑）：依次檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）系數(shù)a1、模型（5）系數(shù)b1、模型（6）系數(shù)c3和模型（7）系數(shù)d4，若系數(shù)a1、b1、c3和d4均顯著，則證明融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入關(guān)系間的中介作用受調(diào)節(jié)。若依次檢驗(yàn)未能通過，考慮采用Bootstrap法進(jìn)行區(qū)間檢驗(yàn)。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

樣本描述性統(tǒng)計(jì)，見表2?？梢钥闯觯簉d_f均值為00488，即企業(yè)研發(fā)投入占營業(yè)收入均值為488%，這一數(shù)字略高于潘海英等（2019）[25]的統(tǒng)計(jì)結(jié)果（425%），與盧馨等（2018）[26]的統(tǒng)計(jì)結(jié)果相一致（488%）。根據(jù)歐盟統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，研發(fā)投入強(qiáng)度高于5%、低于2%分別代表創(chuàng)新水平較高（擁競爭優(yōu)勢）與較低（維系生存）。

實(shí)證結(jié)果表明：中國戰(zhàn)略性新興企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度居中上水平，與發(fā)達(dá)國家仍然存在一定差距;rd_f中位數(shù)（00373）小于均值（00488），表明樣本中存在創(chuàng)新能力出色的企業(yè);rd_f極差（02756）反映企業(yè)間研發(fā)投入強(qiáng)度差異較大;sub_inn均值為02599，即政府創(chuàng)新資助占企業(yè)總資產(chǎn)的均值為026%，該數(shù)字略高于王維等（2017）[27]的統(tǒng)計(jì)結(jié)果（025%）;sub_inn中位數(shù)（01182）小于均值（02599），表明樣本中有受政府創(chuàng)新資助力度較大的企業(yè);sub_inn極差為22213，表明企業(yè)間政府創(chuàng)新資助強(qiáng)度差距較大。

（五）相關(guān)性檢驗(yàn)

相關(guān)系數(shù)矩陣，見表3?？梢钥闯觯涸谙嚓P(guān)系數(shù)矩陣主要研究變量中，sub_inn與rd_f呈顯著正相關(guān)關(guān)系（Coef=02078，P<001）;sub_inn與fc呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（Coef=01540，P<001），因SA指數(shù)為負(fù)值，絕對值愈大融資約束程度愈高;fc與rd_f呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（Coef=00986，P<001）。因此，初步驗(yàn)證假設(shè)H1。大多變量間存在顯著相關(guān)關(guān)系且相關(guān)程度較低，說明共線性可能性較弱;方差膨脹因子（VIF）檢驗(yàn)顯示，VIF值最大為129，均值為114，再次印證模型不受多重共線性所干擾。

（六）回歸結(jié)果分析

1融資約束的中介效應(yīng)。假設(shè)H1中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，見表4?？梢钥闯觯毫校?）為控制變量對被解釋變量rd_f的回歸結(jié)果。列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上納入解釋變量sub_inn后，R2由02052升至02345，模型擬合優(yōu)度提升，sub_inn系數(shù)00221，在1%水平上顯著，表明政府創(chuàng)新資助顯著促進(jìn)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入。在控制變量上，tobinq（Coef=00071，P<001）、dual（Coef=00085，P<001）、indep（Coef=00279，P<001）、cash（Coef=00177，P<001）、cr（Coef=00072，P<001）均顯著促進(jìn)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，lev（Coef=-00060，P<001）顯著抑制戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，與本文預(yù)期一致。roa系數(shù)為-00327，在1%水平上顯著，表明盈利能力顯著抑制戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入。其原因是企業(yè)盈利水平越高、生存壓力越小，管理層創(chuàng)新惰性增強(qiáng)，投資決策相對保守，對研發(fā)投入需求隨之降低。列（3）中sub_inn系數(shù)00192，在1%水平上顯著，鑒于SA指數(shù)為負(fù)值，絕對值越大，融資約束程度越高，表明政府創(chuàng)新資助顯著抑制融資約束。列（4）中fc系數(shù)為00298，在1%水平上顯著，表明融資約束對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入具有顯著抑制作用，加之sub_inn系數(shù)為00215，在1%水平上顯著。按照圖2中介作用檢驗(yàn)程序，意味著融資約束是政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入間的中介變量，在兩者關(guān)系中發(fā)揮局部中介效應(yīng)，即政府創(chuàng)新資助可通過紓解融資約束促進(jìn)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，假設(shè)H1得以驗(yàn)證。

2產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)效應(yīng)。產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)效應(yīng)，見表5?？梢钥闯觯毫校?）中sub_inn系數(shù)為00218，在1%水平上顯著，表明政府創(chuàng)新資助顯著促進(jìn)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入;列（2）中sub_inn系數(shù)00184，在1%水平上顯著，表明政府創(chuàng)新資助顯著抑制融資約束;列（3）中fc系數(shù)00291，在1%水平上顯著，加之sub_inn系數(shù)為00213，在1%水平上顯著，進(jìn)一步印證融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入間發(fā)揮局部中介效應(yīng);列（4）中交乘項(xiàng)fc×hhi系數(shù)01219，在1%水平上顯著，表明融資約束對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的抑制效應(yīng)隨hhi值增大而增大，即當(dāng)產(chǎn)品市場競爭程度越激烈時(shí)越能削弱融資約束企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的抑制效應(yīng)。因此，以融資約束作為中介變量時(shí)，產(chǎn)品市場競爭對融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入間具有中介調(diào)節(jié)正向效應(yīng)，即產(chǎn)品市場競爭越激烈融資約束中介效應(yīng)越強(qiáng)，假設(shè)H2得以驗(yàn)證。

3產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)見表6，采用Bootstrap法進(jìn)行區(qū)間檢驗(yàn)見表7。

根據(jù)前文調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，列（1）中sub_inn系數(shù)為00221，在1%水平上顯著，表明政府創(chuàng)新資助顯著促進(jìn)戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入。列（2）中sub_inn系為00197，在1%水平上顯著，表明政府創(chuàng)新資助顯著抑制融資約束。列（3）中fc系數(shù)00255，在1%水平上顯著，加之sub_inn系數(shù)00216，在1%水平上顯著，進(jìn)一步印證融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入間發(fā)揮中介調(diào)節(jié)效應(yīng)。列（4）中交乘項(xiàng)fc×soe系數(shù)-00032，并未通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，意味著無法確定產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入關(guān)系間是否發(fā)揮中介調(diào)節(jié)效應(yīng)。在非國企中政府創(chuàng)新資助通過融資約束對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入影響顯著（Coef=00007，P<001，95%置信區(qū)間為[00003，00012]，不含0），而在國企中政府創(chuàng)新資助通過融資約束對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入影響不顯著（Coef=00004，95%置信區(qū)間為[-00001，00008]，含0），兩者間接效應(yīng)差異顯著。因此，以融資約束作為中介變量時(shí)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對融資約束在政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入間具有中介調(diào)節(jié)負(fù)向效應(yīng)，即當(dāng)企業(yè)為國企時(shí)融資約束中介效應(yīng)越弱，假設(shè)H3得以驗(yàn)證。

（七）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為增加本文結(jié)論可信度，進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果見表8和表9。

1替換企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入變量。考慮到營業(yè)收入易受管理層操縱，本文采用研發(fā)資金投入與總資產(chǎn)比值（rd_a）作為被解釋變量的替換變量對原有模型重新檢驗(yàn)，結(jié)果見表8中列（1）至列（3），各變量系數(shù)符號和顯著性與前文估計(jì)結(jié)果基本吻合。

2替換政府創(chuàng)新資助變量。本文采用政府創(chuàng)新資助金額與營業(yè)收入比值（sub_inc）作為解釋變量的替換變量重新檢驗(yàn)，結(jié)果見表8中列（4）至列（6），各變量系數(shù)符號和顯著性與前文估計(jì)結(jié)果基本吻合。

3自變量滯后?？紤]到核心變量間影響的時(shí)滯效應(yīng)，即當(dāng)年企業(yè)所獲政府創(chuàng)新資助可于下年度發(fā)揮效果，本文以當(dāng)年企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入強(qiáng)度為被解釋變量，以上年政府創(chuàng)新資助強(qiáng)度（Lsub_?inn）為解釋變量對原有模型重新檢驗(yàn)，結(jié)果見表8中列（7）至列（9），除列（8）Lsub_inn系數(shù)的顯著性水平由1%變?yōu)?0%外，其余變量系數(shù)符號和顯著性與前文回歸結(jié)果基本吻合。

4改變樣本區(qū)間。考慮到外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境波動(dòng)（金融危機(jī)后政府刺激舉措）對企業(yè)創(chuàng)新決策造成影響，本文剝離2009-2010年數(shù)據(jù)對原有模型重新檢驗(yàn)，結(jié)果見表8中列（10）至列（12），除列（11）sub_inn系數(shù)的顯著性水平由1%變?yōu)?%外，各變量系數(shù)符號與顯著性與前文回歸結(jié)果基本吻合。

5改變檢驗(yàn)方法。本文采用較為嚴(yán)格的Bootstrap區(qū)間檢驗(yàn)法對“政府創(chuàng)新資助—融資約束—企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入”中介效應(yīng)渠道再次檢驗(yàn)（見表9）。其融資約束間接效應(yīng)的95%置信區(qū)間為[00013，00020]，表明融資約束局部中介效應(yīng)存在，確保實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健可信。

（八）內(nèi)生性討論

因可能遺漏影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的因素，如政治關(guān)聯(lián)，以及政府創(chuàng)新資助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入可能存在因果倒置關(guān)系，即政府創(chuàng)新資金傾向于投放至研發(fā)能力強(qiáng)的企業(yè)。為緩解原有模型中潛在的“內(nèi)生性”問題，參照任鴿等（2019）[28]的研究，本文選取滯后一期政府創(chuàng)新資助（Lsub_inn）作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘估計(jì)（2SLS），結(jié)果見表10。

其中，工具變量選取原因：滯后一期政府創(chuàng)新資助與當(dāng)期政府創(chuàng)新資助相關(guān)，符合相關(guān)性要求;滯后一期政府創(chuàng)新資助為歷史數(shù)據(jù)，不受企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入影響，符合外生性要求。列（1）、列（3）和列（5）分別為2SLS第一階段估計(jì)結(jié)果，所有第一階段估計(jì)Lsub_inn系數(shù)均為正值（04977、04938、04936），在1%水平上顯著，工具變量合乎相關(guān)性，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于經(jīng)驗(yàn)值10，在1%水平上顯著，表明不存在弱工具變量問題。列（2）、列（4）和列（6）為2SLS第二階段估計(jì)結(jié)果，除列（4）sub_inn系數(shù)的顯著性水平由1%變?yōu)?0%外，各變量系數(shù)符號與顯著性與前文回歸結(jié)果基本吻合。因此，前文實(shí)證結(jié)果較為穩(wěn)健。

（九）拓展分析：倒U型關(guān)系檢驗(yàn)

既有研究認(rèn)為，政府創(chuàng)新資助對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入不單只有促進(jìn)或是抑制效應(yīng)，還可能存在著倒U型關(guān)系[29]。為驗(yàn)證這一推論并考察在不同產(chǎn)品市場競爭、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)情境下倒U型關(guān)系是否成立，本文在模型（1）的基礎(chǔ)上引入政府創(chuàng)新資助平方項(xiàng)（sub_inn2）進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)建模型為：

rd_fit=α0+α1sub_innit+α2sub_inn2it+γcontrolsit+∑year+∑ind+εit?（8）

式中，各變量描述同模型（1）。檢驗(yàn)結(jié)果見表11。其中，第（1）列為全樣本政府創(chuàng)新資助與戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入倒U型關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，sub_inn系數(shù)為00309，sub_inn2系數(shù)為-00053，分別在1%、5%水平上顯著，易得rd_f為sub_inn的二次函數(shù)，且開口向下呈“倒U型”，創(chuàng)新資助強(qiáng)度最優(yōu)值為292。其原因在于：政府創(chuàng)新資助作為無須付出成本而獲得的營業(yè)外收入，在資助強(qiáng)度持續(xù)升高時(shí)企業(yè)具有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)進(jìn)行尋租活動(dòng)，這類“尋補(bǔ)貼”等非實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新支出可能擠出研發(fā)投入，同時(shí)較高的資助會(huì)降低企業(yè)改善運(yùn)營和研發(fā)創(chuàng)新的動(dòng)力，使企業(yè)患上“資助依賴癥”。列（2）中sub_inn系數(shù)為00232，在1%水平上顯著，sub_inn2系數(shù)為00010，未通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，說明產(chǎn)品市場競爭程度高時(shí)創(chuàng)新資助的影響效應(yīng)不呈倒U型。列（3）中sub_inn系數(shù)為00390，在1%水平上顯著且sub_inn2系數(shù)為-00106，在5%水平上顯著說明產(chǎn)品市場競爭程度低時(shí)創(chuàng)新資助的影響效應(yīng)呈倒U型，資助強(qiáng)度最優(yōu)值為184。其原因?yàn)椋寒?dāng)產(chǎn)品市場競爭不激烈時(shí)，企業(yè)面臨的生存壓力較小，適度的創(chuàng)新資助有助于企業(yè)達(dá)到創(chuàng)新“門檻”，紓解企業(yè)研發(fā)資源不足窘境，增強(qiáng)了企業(yè)創(chuàng)新信心，但在資助強(qiáng)度持續(xù)升高時(shí)，過高的資助強(qiáng)度易使企業(yè)患上“資助依賴癥”，降低研發(fā)動(dòng)力，同時(shí)也易使企業(yè)染上尋租獲利的慣性，這類“尋補(bǔ)貼”等非實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新支出擠出了研發(fā)投入。列（4）sub_inn系數(shù)為00204，在1%水平上顯著，sub_inn2系數(shù)為00011，未通過10%顯著性水平檢驗(yàn)，說明國企創(chuàng)新資助的影響效應(yīng)不呈倒U型。列（5）sub_inn系數(shù)為00345，在1%水平上顯著，且sub_inn2系數(shù)為-00078，在1%水平上顯著，表明非國企創(chuàng)新資助的影響效應(yīng)呈倒U型，資助強(qiáng)度最優(yōu)值為221。其原因是非國企管理層相比國企更具危機(jī)意識，高管選聘更為關(guān)注其經(jīng)營管理能力，適度的創(chuàng)新資助可緩解非國企融資約束，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入，過高的資助強(qiáng)度同樣會(huì)增加非國企“尋補(bǔ)貼”概率，也易使企業(yè)患上“資助依賴癥”，削弱研發(fā)動(dòng)力。

四、結(jié)論與啟示

本文以2009-2019年中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)上市企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，引入中介變量融資約束，檢驗(yàn)政府創(chuàng)新資助對戰(zhàn)略性新興企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的中介渠道，并考察產(chǎn)品市場競爭和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對融資約束中介渠道的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得出以下結(jié)論：一是融資約束在政府創(chuàng)新資助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入關(guān)系中具有局部中介效應(yīng)，即政府創(chuàng)新資助通過紓解融資約束促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入。二是產(chǎn)品市場競爭正向調(diào)節(jié)融資約束的中介效應(yīng)，即產(chǎn)品市場競爭程度越激烈融資約束的中介效應(yīng)越強(qiáng)。三是產(chǎn)權(quán)性質(zhì)負(fù)向調(diào)節(jié)融資約束的中介效應(yīng)，即當(dāng)企業(yè)為國企時(shí)融資約束的中介效應(yīng)越弱。四是從總體上看，政府創(chuàng)新資助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入存在倒U型關(guān)系，其資助強(qiáng)度最優(yōu)值為292;從產(chǎn)品市場競爭上看，競爭程度低時(shí)創(chuàng)新資助效應(yīng)呈倒U型，其資助強(qiáng)度最優(yōu)值為184，產(chǎn)品市場競爭程度高時(shí)創(chuàng)新資助效應(yīng)不呈倒U型;從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上看，非國企中創(chuàng)新資助效應(yīng)呈倒U型，其資助強(qiáng)度最優(yōu)值為221，國企中創(chuàng)新資助效應(yīng)不呈倒U型。

根據(jù)研究結(jié)論，其啟示主要包括以下四個(gè)方面：

第一，加大政府創(chuàng)新資助力度，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。政府創(chuàng)新資助本質(zhì)是提升企業(yè)自主創(chuàng)新能力，故而政府可繼續(xù)加大對戰(zhàn)略性新興企業(yè)的資助力度，合理利用“資源補(bǔ)償”提升企業(yè)內(nèi)源融資能力，更要充分發(fā)揮“信號傳遞”的“燈塔”效應(yīng)，引導(dǎo)社會(huì)資本投入企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)與市場資源聯(lián)動(dòng)，紓解企業(yè)外源融資約束，激發(fā)企業(yè)自主創(chuàng)新活力。

第二，提高信息披露質(zhì)量，弱化相關(guān)信息不對稱性。本文研究結(jié)果表明，企業(yè)與社會(huì)投資者間、股東與管理層間的信息不對稱性會(huì)加劇戰(zhàn)略性新興企業(yè)融資約束。因此，戰(zhàn)略性新興企業(yè)可結(jié)合自身實(shí)際做出最優(yōu)信息披露決策，通過增加企業(yè)與社會(huì)投資者間的信息透明度，提升股東與管理層互信程度，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入。

第三，制定匹配創(chuàng)新資助策略，提升資源配置效率。政府可采取適度的激勵(lì)策略，即當(dāng)產(chǎn)品市場競爭程度較高時(shí)適當(dāng)增加創(chuàng)新資助額度，從而激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力。同時(shí)，還應(yīng)加快推動(dòng)國企改革和非國企創(chuàng)新資助力度，強(qiáng)化政府創(chuàng)新資助的促進(jìn)效應(yīng)。

第四，健全審核評估機(jī)制，“動(dòng)態(tài)”調(diào)整資助額度。當(dāng)產(chǎn)品市場競爭程度低、戰(zhàn)略性新興企業(yè)為非國企時(shí)，政府創(chuàng)新資助與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入為倒U型關(guān)系。因此，政府既要健全創(chuàng)新資助的“事前”資格審查機(jī)制而加大監(jiān)管力度，避免放大過度資助對企業(yè)創(chuàng)新抑制效應(yīng)，又要“事后”定期審核企業(yè)研發(fā)績效，適時(shí)抓住創(chuàng)新資助拐點(diǎn)“動(dòng)態(tài)”調(diào)整資助額度。

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The?Intermediary?Effect?of?Government?Innovation?Subsidy?on?Technological

Innovation?Investment?of?Strategic?Emerging?Enterprises

GAO?Lin-tong，TIAN?Qi-bo，MENG?Fei

（China?Special?Economic?Zone?Research?Center，?Shenzhen?University，?Shenzhen?518000，China）

Abstract：Select?the?data?of?listed?enterprises?in?China′s?strategic?emerging?industries?from?2009?to?2019，?introduce?intermediary?variable?financing?constraints，?test?the?intermediary?channels?of?government?innovation?funding?for?enterprise?technological?innovation?investment，?and?investigate?the?regulatory?effects?of?product?market?competition?and?property?rights?on?the?intermediary?channels?of?financing?constraints.The?results?show?that?financing?constraints?play?a?partial?intermediary?effect?in?the?relationship?between?government?innovation?funding?and?enterprise?technological?innovation?investment，?government?innovation?funding?can?promote?enterprises?to?increase?technological?innovation?investment?by?relieving?financing?constraints;?Product?market?competition?positively?regulates?the?intermediary?effect?of?financing?constraints，?the?more?intense?the?product?market?competition，?the?stronger?the?intermediary?effect?of?financing?constraints;?The?nature?of?property?rights?negatively?regulates?the?intermediary?effect?of?financing?constraints，??when?the?enterprise?is?a?state-owned?enterprise，?the?weaker?the?intermediary?effect?of?financing?constraints;?When?the?product?market?competition?is?gentle，?the?relationship?between?the?two?is?inverted?U-shaped;?When?the?enterprise?is?a?non-state-owned?enterprise，?the?relationship?between?the?two?is?inverted?U-shaped.

Key?words：government?funding?for?innovation;?financing?constraints;?intermediary?effect;?investment?in?technological?innovation

（責(zé)任編輯：李江）