政府研發(fā)補(bǔ)助、創(chuàng)新人才優(yōu)勢與企業(yè)自主研發(fā)投入
——基于有調(diào)節(jié)的中介模型的機(jī)制分析

陳旻，馬珺婷

(集美大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，福建 廈門 361021)

一、引 言

堅(jiān)持創(chuàng)新在現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位，以創(chuàng)新驅(qū)動我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，“十四五”規(guī)劃將創(chuàng)新提升至前所未有的高度。企業(yè)作為市場經(jīng)濟(jì)主體，理應(yīng)成為科技創(chuàng)新的主力軍。然而，研發(fā)活動與生俱來的高風(fēng)險、不確定性以及外部性的特征使企業(yè)實(shí)際研發(fā)投入水平往往達(dá)不到最優(yōu)研發(fā)投入水平[1]。政府研發(fā)補(bǔ)助是政府干預(yù)企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)最直接的一種手段[2]?，F(xiàn)有國內(nèi)外關(guān)于政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)表現(xiàn)的研究較多但結(jié)論不一，進(jìn)一步深入探究政府研發(fā)補(bǔ)助對企業(yè)自主研發(fā)投入的具體作用路徑和作用機(jī)制有助于提高政府研發(fā)補(bǔ)助的效率和效果。企業(yè)家問卷調(diào)查顯示，創(chuàng)新人才缺乏是制約企業(yè)創(chuàng)新的最主要因素[3]。因此，發(fā)揮政府的市場調(diào)節(jié)器效能，助力化解企業(yè)人才困局，成為政府提高社會資源配置效率，促進(jìn)各類創(chuàng)新要素向企業(yè)集聚，激發(fā)市場主體創(chuàng)新活力的關(guān)鍵必選項(xiàng)?；诖?，本文以2008至2019年我國A股上市公司為樣本，擬實(shí)證分析創(chuàng)新人才路徑下，政府研發(fā)補(bǔ)助對企業(yè)自主研發(fā)投入的具體作用機(jī)制。

本文的創(chuàng)新有以下兩個方面：第一，研究視角的選取。從企業(yè)創(chuàng)新人才視角切入，實(shí)證分析創(chuàng)新人才優(yōu)勢在政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)中發(fā)揮的具體作用，拓展和豐富了企業(yè)創(chuàng)新人才和創(chuàng)新行為方面的研究，深化了研發(fā)企業(yè)對創(chuàng)新人才重要性的認(rèn)識。第二，關(guān)鍵指標(biāo)變量的選取。以往相關(guān)文獻(xiàn)較集中地使用政府補(bǔ)助合計(jì)、企業(yè)研發(fā)投入總額以及人力資本總量這樣的總額類指標(biāo)變量，這樣的方法本質(zhì)上存在一個共同缺陷，即缺少對變量專用性和特殊性的考究。因此，在對總額指標(biāo)進(jìn)行了相關(guān)剔除后，筆者選用政府研發(fā)補(bǔ)助、創(chuàng)新人才優(yōu)勢和企業(yè)自主研發(fā)投入這些凈額指標(biāo)作為核心變量，研究結(jié)果可能更具說服力和可信度。本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于，基于有調(diào)節(jié)的中介模型進(jìn)行機(jī)制分析，為解答政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)的復(fù)雜機(jī)制問題提供新的研究思路和研究方向。本文的研究結(jié)論為進(jìn)一步深入實(shí)施人才強(qiáng)國戰(zhàn)略增添了現(xiàn)實(shí)依據(jù)，政策建議有助于改善政府對微觀企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的治理效能，助力國家治理體系和治理能力的現(xiàn)代化建設(shè)。

二、文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)對政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)的研究結(jié)論存在很大的觀點(diǎn)分歧，研究觀點(diǎn)主要可以概括為擠入效應(yīng)、擠出效應(yīng)和雙重效應(yīng)三種觀點(diǎn)。首先，政府研發(fā)補(bǔ)助直接為研發(fā)企業(yè)帶來資金支持，降低創(chuàng)新研發(fā)的外部性風(fēng)險。同時，由于企業(yè)獲得政府研發(fā)補(bǔ)助這一行為本身具有信號傳遞作用，一方面，它會向外界釋放出一種企業(yè)良性發(fā)展的信號[4]，幫助企業(yè)降低融資難度、拓寬融資途徑；另一方面，它還會向企業(yè)內(nèi)部傳遞一種積極維系政治關(guān)系的壓力信號[5]，而這些都會促使政府研發(fā)補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生擠入效應(yīng)[6-7]。然而，當(dāng)政府研發(fā)補(bǔ)助過度或者企業(yè)研發(fā)動力不足時，往往會導(dǎo)致補(bǔ)助規(guī)模超出研發(fā)需求。在多數(shù)情況下，多余的補(bǔ)助資金將被企業(yè)用于其他經(jīng)營活動，企業(yè)將會減少其自主研發(fā)投入金額，即產(chǎn)生了擠出效應(yīng)[8-10]。還有一些研究表明，研發(fā)補(bǔ)助的擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)并存。國內(nèi)外不少學(xué)者的研究結(jié)果表明兩者呈倒U型關(guān)系[11-12]，分位數(shù)回歸發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補(bǔ)助對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生區(qū)間效應(yīng)[13]。當(dāng)然，不同的補(bǔ)助方式[14]、補(bǔ)助對象[15]、企業(yè)特征，包括股權(quán)性質(zhì)[16]和所處生命周期[17]等因素也同樣被認(rèn)為是引發(fā)雙重效應(yīng)的原因所在。

由此可見，政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)的復(fù)雜性毋庸置疑。在這種情況下，厘清政府研發(fā)補(bǔ)助影響企業(yè)自主研發(fā)投入的具體作用路徑和作用機(jī)制成為推動相關(guān)研究進(jìn)一步發(fā)展的關(guān)鍵所在。陳旻等[18]嘗試借鑒權(quán)變管理理論，引入創(chuàng)新風(fēng)險作為權(quán)變因子，構(gòu)建分析政府研發(fā)補(bǔ)助政策作用機(jī)制的分析框架，并指出資金與人才是企業(yè)化解創(chuàng)新風(fēng)險至關(guān)重要的兩大抓手。融資約束視角下的政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)機(jī)制研究倍受學(xué)者們青睞[19-20]。在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時代，人才成為企業(yè)最稀缺的生產(chǎn)要素[21]，創(chuàng)新驅(qū)動的本質(zhì)在于人才驅(qū)動[22]。現(xiàn)有關(guān)于探討政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)作用機(jī)制的研究很少專門基于創(chuàng)新人才角度，少數(shù)涉及此角度的研究也只停留在理論分析層面?；谶@一研究動因，筆者從現(xiàn)有研究涉及較少的創(chuàng)新人才角度入手，通過構(gòu)建一個有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型來檢驗(yàn)政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)的具體作用機(jī)制，以期達(dá)到拓展相關(guān)人才機(jī)制研究、提升政府研發(fā)補(bǔ)助政策效應(yīng)的目的。

三、 理論分析與研究假設(shè)

(一)中介路徑分析

基于市場失靈和產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，研發(fā)補(bǔ)助是目前大多數(shù)國家都會制定的一項(xiàng)產(chǎn)業(yè)科技政策。然而，由于產(chǎn)業(yè)政策具有不完全契約屬性[23]，在政府研發(fā)補(bǔ)助實(shí)施的過程中通常會面臨因政府和企業(yè)之間的信息不對稱而引發(fā)的逆向選擇問題，嚴(yán)重時還可能進(jìn)一步引發(fā)尋租問題，較高的尋租成本會擠占企業(yè)研發(fā)資源，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新[24]。明確實(shí)施路徑的政府研發(fā)補(bǔ)助政策可以抑制這些問題。通過補(bǔ)助幫助企業(yè)招攬人才，構(gòu)筑創(chuàng)新人才優(yōu)勢是常見做法，如深圳的“孔雀計(jì)劃”為海外高層次人才提供上百萬元補(bǔ)貼。Schultz[25]認(rèn)為，勞動人員身上蘊(yùn)含的知識、經(jīng)驗(yàn)、技能等屬性以及由此體現(xiàn)出的勞動力才能稱之為人才。企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)活動的主體以擁有知識、經(jīng)驗(yàn)、技能的人力資本為核心[26]。借鑒裴開兵[27]對研發(fā)人力資本的定義，筆者將創(chuàng)新人才優(yōu)勢定義為：經(jīng)濟(jì)主體中對所從事創(chuàng)新研發(fā)活動可能做出貢獻(xiàn)的人員數(shù)量占總?cè)藬?shù)的相對值。

李靜等[28]的研究發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中，人力資本市場化配置也可能出現(xiàn)失靈現(xiàn)象，易引發(fā)錯配，即當(dāng)各種科技、工程類畢業(yè)生為追求高收入或穩(wěn)定生活而大量涌入一些壟斷行業(yè)企業(yè)或機(jī)關(guān)事業(yè)單位時，生產(chǎn)型和科技創(chuàng)新型企業(yè)因缺乏科技人力資本而致使自身創(chuàng)新動力不足。就如何化解這一難題，楊國超等[29]的研究給出了部分答案。他們認(rèn)為，稅收優(yōu)惠和政府補(bǔ)助會促使高素質(zhì)人才在高新技術(shù)企業(yè)中聚集，即政府補(bǔ)助有助于研發(fā)企業(yè)吸引更多高素質(zhì)創(chuàng)新人才。企業(yè)高素質(zhì)人力資源儲備越多，企業(yè)從事創(chuàng)新研發(fā)活動的可能性也就越大[30]，企業(yè)自主研發(fā)投入力度也將進(jìn)一步增大。

基于此，提出如下假設(shè)：

H1：政府研發(fā)補(bǔ)助會通過助力企業(yè)創(chuàng)新人才優(yōu)勢影響企業(yè)自主研發(fā)投入，即創(chuàng)新人才優(yōu)勢具有影響政府研發(fā)補(bǔ)助與企業(yè)自主研發(fā)投入相關(guān)關(guān)系的中介效應(yīng)。

(二)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

創(chuàng)新引領(lǐng)發(fā)展，人才驅(qū)動創(chuàng)新。研究表明，企業(yè)研發(fā)人員的比例與企業(yè)自主創(chuàng)新能力成正比例關(guān)系[31]。在前文的中介效應(yīng)假設(shè)分析中，筆者已經(jīng)提到企業(yè)創(chuàng)新人才優(yōu)勢的增加會促進(jìn)企業(yè)自主研發(fā)投入的力度。

政府補(bǔ)助是影響企業(yè)行為的重要外因。近年來，政府給予企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)補(bǔ)助款中涉及創(chuàng)新人才的補(bǔ)助越來越多，包括研發(fā)人員專項(xiàng)補(bǔ)助、引進(jìn)高學(xué)歷人才及海外工程師補(bǔ)助、院士與博士后工作站補(bǔ)貼等。權(quán)小鋒等[32]研究在政府部門支持下設(shè)立的企業(yè)博士后工作站與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。結(jié)果表明，產(chǎn)學(xué)研合作平臺對企業(yè)創(chuàng)新成果的數(shù)量和質(zhì)量均具有顯著提升作用，這一研究結(jié)論印證了政府研發(fā)補(bǔ)助有助于增強(qiáng)創(chuàng)新人才優(yōu)勢對企業(yè)創(chuàng)新積極性的提升效果。另一方面，根據(jù)信號傳遞理論和激勵理論，政府對企業(yè)研發(fā)人員進(jìn)行補(bǔ)助，實(shí)際上代替企業(yè)行使了具有很強(qiáng)權(quán)威性的榮譽(yù)激勵功能，而科研經(jīng)費(fèi)補(bǔ)償與這份榮譽(yù)激勵有助于研發(fā)人員實(shí)現(xiàn)個人價值[33]。當(dāng)研發(fā)人員更具熱情地投身于企業(yè)研發(fā)時，研發(fā)活動結(jié)果的不確定性將被降低，企業(yè)的研發(fā)投入也將進(jìn)一步增加。

基于此，提出如下假設(shè)：

H2：政府研發(fā)補(bǔ)助的增加有助于增強(qiáng)創(chuàng)新人才優(yōu)勢對企業(yè)自主研發(fā)投入的促進(jìn)作用，即政府研發(fā)補(bǔ)助在創(chuàng)新人才優(yōu)勢與企業(yè)自主研發(fā)投入兩者關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

(三)有調(diào)節(jié)的中介模型

Hayes[34]在其研究中針對有調(diào)節(jié)的中介模型的類型和檢驗(yàn)方法進(jìn)行了詳細(xì)梳理，其中一個模型允許解釋變量X調(diào)節(jié)中介變量M對被解釋變量Y的影響。該模型強(qiáng)調(diào)解釋變量X自身可以對中介效應(yīng)的后半路徑起到調(diào)節(jié)作用，即解釋變量(調(diào)節(jié)變量)、被解釋變量和中介變量三者同樣構(gòu)成有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型。因此，結(jié)合Hayes[34]5的觀點(diǎn)，若前文的假設(shè)1和假設(shè)2同時成立，則可以判定有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)成立。

基于此，提出如下假設(shè)：

H3：政府研發(fā)補(bǔ)助既可通過作用于創(chuàng)新人才優(yōu)勢來影響企業(yè)的自主研發(fā)投入，也對創(chuàng)新人才優(yōu)勢對企業(yè)自主研發(fā)投入的影響起到調(diào)節(jié)作用，即政府研發(fā)補(bǔ)助、創(chuàng)新人才優(yōu)勢與企業(yè)自主研發(fā)投入三者之間構(gòu)成有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)。

上述三個假設(shè)整體構(gòu)成本文關(guān)于政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)、創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)與企業(yè)自主研發(fā)投入(FRD)的作用機(jī)制理論模型，如圖1所示。

圖1 政府研發(fā)補(bǔ)助、創(chuàng)新人才優(yōu)勢與企業(yè)自主研發(fā)投入作用機(jī)制理論模型

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到我國上市公司研發(fā)投入信息于2008年起開始披露，本文以2008—2019年滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本，先后剔除ST或*ST類、金融保險類以及主要變量數(shù)據(jù)未披露或缺失類上市公司。由于企業(yè)創(chuàng)新人才方面數(shù)據(jù)存在較多的未披露或缺失，最終獲得8 632個樣本觀測值，采用1%Winsorize處理以消除極端值影響。在本文所使用的上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)中，除政府研發(fā)補(bǔ)助數(shù)據(jù)系筆者在上市公司年報附注中手工篩選、整理外，其余均直接來自國泰安數(shù)據(jù)庫和萬德數(shù)據(jù)庫，使用的數(shù)據(jù)處理軟件主要是 Stata15和SPSS23。

(二)變量定義及說明

被解釋變量為企業(yè)自主研發(fā)投入強(qiáng)度(FRD)。參考李萬福等[10]135和吳武清等[13]21的研究，本文將其定義為企業(yè)研發(fā)投入總額扣除政府研發(fā)補(bǔ)助金額(SUB)后的總資產(chǎn)占比值。

解釋變量(調(diào)節(jié)變量)為政府研發(fā)補(bǔ)助強(qiáng)度(SUB)。借鑒吳武清等[13]21對變量的定義，本文采用政府研發(fā)補(bǔ)助金額占期末總資產(chǎn)的比值衡量政府研發(fā)補(bǔ)助強(qiáng)度。對于政府研發(fā)補(bǔ)助金額，筆者手工整理了2008至2019年樣本上市公司年報附注中近40萬條數(shù)據(jù)。通過逐一排除法，剔除如稅收優(yōu)惠、貸款貼息、會展補(bǔ)助、征地補(bǔ)貼、夜景補(bǔ)貼、人口普查補(bǔ)貼等非研發(fā)補(bǔ)助項(xiàng)目，留下與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新相關(guān)的研發(fā)補(bǔ)助數(shù)據(jù)。

中介變量為企業(yè)創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)，參考Ramírez等[35]的研究，本文采用企業(yè)研發(fā)人員占比衡量企業(yè)創(chuàng)新人才優(yōu)勢。

借鑒已有文獻(xiàn)[10]135, [13]23, [36]，本文選取了如下控制變量：資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)自由現(xiàn)金流(Cf)、權(quán)益報酬率(Roe)、股權(quán)性質(zhì)(Soe)以及行業(yè)和年份虛擬變量。本文涉及所有變量的定義及說明如表1所示。

表1 變量定義與說明

(三)研究模型設(shè)定

為驗(yàn)證H1，本文參照溫忠麟等[37]提出的檢驗(yàn)中介效應(yīng)的步驟，構(gòu)建如下模型檢驗(yàn)政府研發(fā)補(bǔ)助與企業(yè)自主研發(fā)投入之間的關(guān)系以及創(chuàng)新人才優(yōu)勢在其中發(fā)揮的中介作用，可得

FRDit=α0+α1SUBit+α2Levit+α3Sizeit+α4Ageit+α5Cfit+α6Roeit+α7Soeit+

∑Industry+∑Year+ε

(1)

ITit=β0+β1SUBit+β2Levit+β3Sizeit+β4Ageit+β5Cfit+β6Roeit+β7Soeit+

∑Industry+∑Year+ε

(2)

FRDit=γ0+γ1SUBit+γ2ITit+γ3Levit+γ4Sizeit+γ5Ageit+γ6Cfit+γ7Roeit+γ8Soeit+

∑Industry+∑Year+ε

(3)

首先,按次序分別對上述三個模型中的α1、β1和γ2系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。如果三者都顯著，說明創(chuàng)新人才優(yōu)勢的中介效應(yīng)顯著，否則用Bootstrap法再驗(yàn)證。其次，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?3)中的系數(shù)γ1。如果顯著則表示政府研發(fā)補(bǔ)助與企業(yè)自主研發(fā)投入之間的直接效應(yīng)也顯著，否則只有中介效應(yīng)成立。再次，確定中介效應(yīng)的大小，需要進(jìn)一步比較γ1和β1γ2的符號。如果同號，則認(rèn)為創(chuàng)新人才優(yōu)勢起到部分中介作用，此時中介效應(yīng)占比β1γ2/α1；如果異號，則中介效應(yīng)表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，占比|β1γ2/γ1|。

為驗(yàn)證H2，本文參照溫忠麟等[38]關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)步驟，構(gòu)建如下模型檢驗(yàn)創(chuàng)新人才優(yōu)勢與企業(yè)自主研發(fā)投入之間的關(guān)系以及政府研發(fā)補(bǔ)助對兩者關(guān)系起到的調(diào)節(jié)作用，可得

FRDit=a0+a1ITit+a2Levit+a3Sizeit+a4Ageit+a5Cfit+a6Roeit+a7Soeit+

∑Industry+∑Year+ε

(4)

FRDit=b0+b1ITit+b2SUBit+b3ITit×SUBit+b4Levit+b5Sizeit+b6Ageit+b7Cfit+

b8Roeit+b9Soeit+∑Industry+∑Year+ε

(5)

在模型(4)和模型(5)中：IT為解釋變量；SUB為調(diào)節(jié)變量；IT×SUB代表創(chuàng)新人才優(yōu)勢和調(diào)節(jié)變量的交乘項(xiàng)；a和b為回歸系數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?4)中系數(shù)a1，其次檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?5)交乘項(xiàng)IT×SUB的系數(shù)b3是否顯著，如果顯著則說明政府研發(fā)補(bǔ)助對創(chuàng)新人才優(yōu)勢與企業(yè)自主研發(fā)投入的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。對于H3，參照Hayes[34]5，當(dāng)H1和H2同時成立時，H3隨即成立。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。由表2可見，企業(yè)自主研發(fā)投入強(qiáng)度(FRD)最小值小于零，說明部分研發(fā)企業(yè)接受了政府研發(fā)補(bǔ)助，卻未將這部分資金完全運(yùn)用于研發(fā)，反而挪為他用。FRD均值2.07%，中位數(shù)1.65%，說明至少一半以上的受補(bǔ)助研發(fā)企業(yè)，其研發(fā)投入總額都超過了補(bǔ)助金額。75分位數(shù)在3%左右，但最大值已經(jīng)達(dá)到30%，說明我國A股上市公司自主研發(fā)投入相對不足且各企業(yè)之間存在較大差異。政府研發(fā)補(bǔ)助強(qiáng)度(SUB)均值0.29%，中位數(shù)0.15%，最大值近10%，說明我國政府給予不同企業(yè)研發(fā)補(bǔ)助金額存在較大差異。企業(yè)創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)最小值為0，25分位數(shù)大于0，說明至少75%的企業(yè)都擁有專門的研發(fā)人員團(tuán)隊(duì)；最大值接近1，均值只有16.32%，說明不同企業(yè)對研發(fā)人員的重視程度不同，整體有待提高。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3列示了變量間相關(guān)系數(shù)及VIF檢驗(yàn)結(jié)果。相關(guān)系數(shù)結(jié)果顯示，絕對值均在0.6以下，初步表明各變量間不存在多重共線性。同時，政府研發(fā)補(bǔ)助強(qiáng)度(SUB)、創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)和企業(yè)自主研發(fā)投入強(qiáng)度(FRD)主要變量相互之間存在顯著相關(guān)關(guān)系，一定程度上驗(yàn)證了本文假設(shè)的合理性。但是，各變量之間的具體影響機(jī)制還需進(jìn)一步回歸分析。就VIF檢驗(yàn)結(jié)果而言，各變量對應(yīng)的VIF值都遠(yuǎn)小于10且接近1，均值1.20，再次印證了變量之間不存在多重共線性。

表3 變量相關(guān)系數(shù)矩陣及VIF檢驗(yàn)

(二)實(shí)證分析

模型(1)～(3)列示了H1中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，如表4所示。由表4可知，模型(1)中政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)回歸系數(shù)α1=-0.284 4，在1%水平上顯著，說明政府研發(fā)補(bǔ)助會擠出企業(yè)當(dāng)期自主研發(fā)投入。模型(2)中政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)回歸系數(shù)β1=2.127 9，同樣在1%水平上顯著，說明政府研發(fā)補(bǔ)助有助于提升企業(yè)創(chuàng)新人才優(yōu)勢。模型(3)中政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)系數(shù)γ1=-0.403 2，創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)系數(shù)γ2=0.055 8，均通過了1%顯著性水平測試。綜合三個模型的檢驗(yàn)結(jié)果，中介效應(yīng)成立，接下來對其具體效應(yīng)表現(xiàn)和大小進(jìn)行分析。β1γ2符號為正，γ1符號為負(fù)，兩者異號說明中介效應(yīng)表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，且遮掩效應(yīng)占比29.45%(|β1γ2/γ1|)。遮掩效應(yīng)下，政府研發(fā)補(bǔ)助助力企業(yè)增強(qiáng)創(chuàng)新人才優(yōu)勢，促進(jìn)自主研發(fā)投入的間接效應(yīng)，緩解了政府研發(fā)補(bǔ)助對企業(yè)自主研發(fā)的直接擠出效應(yīng)，最終使總擠出效應(yīng)(-0.284 4)小于直接擠出效應(yīng)(-0.403 2)。因此，H1中介效應(yīng)得證，即創(chuàng)新人才優(yōu)勢具有緩解政府研發(fā)補(bǔ)助對企業(yè)自主研發(fā)投入擠出作用的遮掩效應(yīng)。

表4 中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果

續(xù) 表

圖2 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)的相互作用圖

表4中模型(4)和模型(5)列示了H2關(guān)于政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)對創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)和企業(yè)自主研發(fā)投入(FRD)關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。首先，模型(4)中創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)回歸系數(shù)a1=0.054 4，且在1%水平上顯著，說明創(chuàng)新人才優(yōu)勢是促進(jìn)企業(yè)自主研發(fā)投入的重要因素。模型(5)在模型(4)的基礎(chǔ)上加入調(diào)節(jié)變量政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)和交乘項(xiàng)(SUB×IT)進(jìn)行回歸，交乘項(xiàng)系數(shù)b3=2.251 9，在1%水平上顯著，說明政府研發(fā)補(bǔ)助的增加有助于增強(qiáng)創(chuàng)新人才優(yōu)勢對企業(yè)自主研發(fā)投入的促進(jìn)作用，H2得到驗(yàn)證；且交乘項(xiàng)系數(shù)遠(yuǎn)大于直接擠出效應(yīng)系數(shù)(-0.853 2)，說明調(diào)節(jié)效應(yīng)也顯著緩解了直接擠出效應(yīng)。同時，根據(jù)SPSS軟件中Process回歸結(jié)果，模型(4)至模型(5)的R2變動為0.011 7，且通過了1%水平顯著性測試，進(jìn)一步證實(shí)H2成立。

由于H3的成立取決于H1和H2，經(jīng)上述檢驗(yàn)，H3也得到證實(shí)，即政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)既可通過創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)影響企業(yè)自主研發(fā)投入(FRD)，又對創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)和企業(yè)自主研發(fā)投入(FRD)的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用，三者共同構(gòu)成有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)關(guān)系。本文借鑒Moneta[39]的做法，進(jìn)一步采用Hayes開發(fā)的Process回歸插件對三者的作用關(guān)系進(jìn)行SUB±1SD分層回歸可視化處理，結(jié)果如圖2所示。圖2中，圖示-1SD和+1SD兩條線斜率明顯不同，說明在政府研發(fā)補(bǔ)助高組，創(chuàng)新人才優(yōu)勢對企業(yè)自主研發(fā)投入的促進(jìn)作用更強(qiáng)，即政府研發(fā)補(bǔ)助對中介效應(yīng)的后半路徑存在調(diào)節(jié)作用。

(三)進(jìn)一步分析

前文已證實(shí)了政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)、創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)和企業(yè)自主研發(fā)投入(FRD)三者之間存在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)路徑關(guān)系。下面將分別從創(chuàng)新人才優(yōu)勢明顯程度(高于均值或低于均值)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(國有或非國有)以及行業(yè)類型(高研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)或低研發(fā)強(qiáng)度行業(yè))三種異質(zhì)性角度對原始樣本做分組回歸，進(jìn)一步分析對于創(chuàng)新人才優(yōu)勢程度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及所處行業(yè)不同的企業(yè)，政府研發(fā)補(bǔ)助所發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用是否存在顯著異同，從而在實(shí)踐中更好地指導(dǎo)政府補(bǔ)助行為，提高補(bǔ)助效率。

1.創(chuàng)新人才優(yōu)勢明顯程度分組回歸

創(chuàng)新人才優(yōu)勢明顯程度分組回歸結(jié)果如表5所示。從表5可以看到，首先對于模型(4)，不明顯組中創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)回歸系數(shù)(0.093 2)是明顯組回歸系數(shù)(0.050 6)的2倍左右，且均在1%水平上顯著，說明越是缺乏人才的企業(yè)，其創(chuàng)新驅(qū)動越受制于人才驅(qū)動。模型(5)在加入調(diào)節(jié)變量政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB)和交乘項(xiàng)(SUB×IT)后，創(chuàng)新人才優(yōu)勢不明顯組的交乘項(xiàng)系數(shù)為3.983 8，在1%水平上顯著，明顯組的交乘項(xiàng)系數(shù)則不顯著，說明政府研發(fā)補(bǔ)助對創(chuàng)新人才稀缺的企業(yè)是雪中送炭，對已經(jīng)構(gòu)建創(chuàng)新人才優(yōu)勢的企業(yè)卻難錦上添花。

表5 創(chuàng)新人才優(yōu)勢明顯程度分組回歸結(jié)果

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸

活力不足、效率低下是國有企業(yè)普遍存在的問題。此外，由于國有企業(yè)通常與政府之間存在政治關(guān)聯(lián)關(guān)系，易導(dǎo)致尋租行為發(fā)生，因此相較于非國有企業(yè)，其獲得政府補(bǔ)助的難度更低，金額更大。在這種情況下，政府給予國有企業(yè)的研發(fā)補(bǔ)助更可能被挪為他用，無法實(shí)現(xiàn)真正的政策激勵效果?；诖?，本文進(jìn)一步探究不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的政府研發(fā)補(bǔ)助調(diào)節(jié)效果，具體實(shí)證結(jié)果如表6所示。由表6可知，對比模型(5)的交乘項(xiàng)系數(shù)，國有企業(yè)組為0.921 4，顯著性水平接近10%；非國有企業(yè)組為2.492 9，在1%水平上顯著，說明政府研發(fā)補(bǔ)助的正向調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)組中表現(xiàn)更為突出，即國有企業(yè)普遍存在補(bǔ)助效果疲軟的現(xiàn)象。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸結(jié)果

3.行業(yè)分組回歸

前文主檢驗(yàn)中的行業(yè)控制變量是按照2012版證監(jiān)會行業(yè)分類3位代碼進(jìn)行控制，本文樣本企業(yè)共涉及75種細(xì)分行業(yè)。此處，筆者重新按照2012版證監(jiān)會行業(yè)分類代碼大類(共19類)，對行業(yè)進(jìn)行控制。結(jié)果表明，19個行業(yè)控制變量中只有4個行業(yè)控制變量顯著，分別是C類(制造業(yè))、I類(信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè))、M類(科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè))以及Q類(衛(wèi)生和社會工作)。為進(jìn)一步探明人才路徑下，不同行業(yè)的企業(yè)政府研發(fā)補(bǔ)助對其創(chuàng)新研發(fā)的作用效果有何異同，本文對上述4類行業(yè)與其余15類行業(yè)進(jìn)行分組回歸，回歸前先對兩組數(shù)據(jù)的自主研發(fā)投入FRD進(jìn)行均值T檢驗(yàn)來驗(yàn)證該分組是否合理。引入一個行業(yè)啞變量Dummy，將上述4類行業(yè)取1，其余15類行業(yè)取0，檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。

表7 行業(yè)分組FRD均值T檢驗(yàn)結(jié)果

由表7可知，Dummy取值為1的4類行業(yè)的企業(yè)自主研發(fā)投入強(qiáng)度顯著高于取值為0的其他15類行業(yè)企業(yè)，表明前者相較于后者更加關(guān)注企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)。因此，基于該行業(yè)分組，對主檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?5)進(jìn)行分組回歸，結(jié)果如表8的列(1)、列(2)所示。兩組回歸結(jié)果的IT系數(shù)和SUB×IT交乘項(xiàng)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明無論企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度高低如何，只要企業(yè)關(guān)注研發(fā)， 創(chuàng)新人才優(yōu)勢的作用都是不可或缺的。同時政府研發(fā)補(bǔ)助可以增強(qiáng)創(chuàng)新人才優(yōu)勢對企業(yè)自主研發(fā)的激勵作用，即區(qū)分樣本后本文結(jié)論依然成立。

接著，本文將該行業(yè)啞變量Dummy與創(chuàng)新人才優(yōu)勢IT以及政府研發(fā)補(bǔ)助SUB交乘后回歸，得到如表8的列(3)和列(4)結(jié)果。列(3)的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著，說明相較于低研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)企業(yè)，建設(shè)創(chuàng)新人才隊(duì)伍對高研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)的企業(yè)更加重要。列(4)的交乘項(xiàng)系數(shù)顯著，說明相較于低研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)企業(yè)，政府對高研發(fā)強(qiáng)度的企業(yè)進(jìn)行研發(fā)補(bǔ)助能發(fā)揮更好的效用。

表8 行業(yè)分組回歸結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變換實(shí)證檢驗(yàn)方法

Tobit模型可以通過端點(diǎn)歸并的方法有效解決企業(yè)自主研發(fā)投入(FRD)非負(fù)觀測值觀測誤差問題。本文設(shè)置左歸并點(diǎn)為0進(jìn)行Tobit回歸，結(jié)果如表9所示。經(jīng)對比，與主檢驗(yàn)結(jié)果保持一致。

表9 Tobit回歸檢驗(yàn)中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)

2.替換關(guān)鍵指標(biāo)變量

(1)替換創(chuàng)新人才優(yōu)勢變量

本文以企業(yè)本科以上學(xué)歷人員占比IT1替換主檢驗(yàn)中企業(yè)研發(fā)人員占比IT來表示企業(yè)擁有的創(chuàng)新人才優(yōu)勢，對前述所有假設(shè)進(jìn)行再次檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表10的Panel A所示?；貧w結(jié)果與主檢驗(yàn)完全保持一致，進(jìn)一步證明上述實(shí)證結(jié)果的可信度。

(2)替換政府研發(fā)補(bǔ)助變量

考慮到政府研發(fā)補(bǔ)助可能存在滯后效應(yīng)，本文選取滯后一期政府研發(fā)補(bǔ)助強(qiáng)度SUB_1替換SUB，對前述所有假設(shè)進(jìn)行重新檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表10的Panel B所示。α1、β1和γ2均顯著，說明創(chuàng)新人才優(yōu)勢的中介效應(yīng)依然顯著。與前文有所區(qū)別的是，α1顯著為正，說明滯后一期政府研發(fā)補(bǔ)助對于企業(yè)自主研發(fā)投入產(chǎn)生了擠入效應(yīng)。政府研發(fā)補(bǔ)助雖然對企業(yè)當(dāng)期自主研發(fā)投入有擠出效應(yīng)，但從長期來看，政府研發(fā)補(bǔ)助對于企業(yè)創(chuàng)新積極性的提高產(chǎn)生了有利影響。β1γ2與γ1都顯著為正，符號同向，說明創(chuàng)新人才優(yōu)勢(IT)在滯后一期政府研發(fā)補(bǔ)助(SUB_1)與企業(yè)自主研發(fā)投入(FRD)之間發(fā)揮部分中介效應(yīng)，此時中介效應(yīng)占比43.06%(β1γ2/α1)。模型(4)和模型(5)關(guān)于調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果與主檢驗(yàn)繼續(xù)保持一致。

表10 替換變量檢驗(yàn)中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)

續(xù) 表

3.Bootstrap檢驗(yàn)

本文采用95%置信區(qū)間下的Bootstrap法，將樣本量設(shè)定為5 000，對“政府研發(fā)補(bǔ)助—創(chuàng)新人才優(yōu)勢—企業(yè)自主研發(fā)投入”中介效應(yīng)機(jī)制進(jìn)行再檢驗(yàn)，結(jié)果如表11所示。根據(jù)溫忠麟等[37]744提出的檢驗(yàn)方法，當(dāng)95%的置信區(qū)間不包括0時，就可以認(rèn)定間接效應(yīng)或者直接效應(yīng)顯著存在。從表11的檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，間接效應(yīng)對應(yīng)正向置信區(qū)間[0.165 3，0.292 9]，直接效應(yīng)對應(yīng)負(fù)向置信區(qū)間[-0.439 4，-0.110 4]， 兩個區(qū)間都不包含0，因此判定間接效應(yīng)和直接效應(yīng)同時顯著。同時，Bootstrap法下間接效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)為正，直接效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)為負(fù)，與上述主檢驗(yàn)結(jié)果保持一致，說明創(chuàng)新人才優(yōu)勢在政府研發(fā)補(bǔ)助與企業(yè)自主研發(fā)投入之間起到部分遮掩作用，H1再次得到支持。

表11 Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

除上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)外，本文也做了替換控制變量的檢驗(yàn)，比如將權(quán)益報酬率Roe替換為每股收益EPS，將行業(yè)虛擬變量按3位細(xì)分代碼替換為1位大類代碼進(jìn)行主檢驗(yàn)回歸，結(jié)果與前文保持一致。限于文章篇幅，此處不再單獨(dú)報告結(jié)果。

六、研究結(jié)論與啟示

本文構(gòu)建了有調(diào)節(jié)的中介模型，研究創(chuàng)新人才路徑下，政府研發(fā)補(bǔ)助影響企業(yè)自主研發(fā)投入的具體作用機(jī)制。研究結(jié)論表明：創(chuàng)新人才優(yōu)勢具有影響政府研發(fā)補(bǔ)助與企業(yè)自主研發(fā)投入相關(guān)關(guān)系的中介效應(yīng)，創(chuàng)新人才優(yōu)勢有助于緩解政府研發(fā)補(bǔ)助對企業(yè)當(dāng)期自主研發(fā)投入產(chǎn)生的擠出效應(yīng)；同時，政府研發(fā)補(bǔ)助在創(chuàng)新人才優(yōu)勢與企業(yè)自主研發(fā)投入兩者關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用，政府研發(fā)補(bǔ)助有助于增強(qiáng)創(chuàng)新人才優(yōu)勢對企業(yè)自主研發(fā)投入的促進(jìn)作用。本文進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)：政府研發(fā)補(bǔ)助對于企業(yè)當(dāng)期自主研發(fā)投入呈現(xiàn)擠出效應(yīng)，但滯后一期政府研發(fā)補(bǔ)助對企業(yè)自主研發(fā)投入有擠入效應(yīng)；研發(fā)企業(yè)所擁有的創(chuàng)新人才優(yōu)勢越不明顯，政府研發(fā)補(bǔ)助所發(fā)揮的正向調(diào)節(jié)作用越顯著；相較于國有企業(yè)，政府研發(fā)補(bǔ)助的這一正向調(diào)節(jié)作用在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更為顯著；就企業(yè)所處行業(yè)類型而言，相較于低研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)企業(yè)，政府研發(fā)補(bǔ)助和創(chuàng)新人才優(yōu)勢對高研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)企業(yè)的自主研發(fā)投入具有更明顯的促進(jìn)效用。

基于上述研究結(jié)論，筆者提出如下相關(guān)政策建議：第一，基于創(chuàng)新人才優(yōu)勢的中介效應(yīng)，政府研發(fā)補(bǔ)助政策應(yīng)著眼于幫助企業(yè)組建創(chuàng)新人才隊(duì)伍，提高其創(chuàng)新水平和創(chuàng)新積極性。政府一方面可以考慮加大人才補(bǔ)助政策的力度和廣度，助力企業(yè)招賢納士構(gòu)筑創(chuàng)新人才優(yōu)勢；另一方面可以引導(dǎo)企業(yè)實(shí)施積極的創(chuàng)新人才激勵措施，激發(fā)創(chuàng)新人才的創(chuàng)新熱情，持續(xù)增強(qiáng)企業(yè)創(chuàng)新動力。第二，基于政府研發(fā)補(bǔ)助的調(diào)節(jié)效應(yīng)，政府在對研發(fā)企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)助時應(yīng)重點(diǎn)關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新人才隊(duì)伍特征。補(bǔ)助的重點(diǎn)對象應(yīng)是人才相對稀缺、尚未步入正軌的初創(chuàng)期、成長期創(chuàng)新企業(yè)。對于進(jìn)入成熟期的創(chuàng)新企業(yè)應(yīng)減少直接干預(yù)，讓市場機(jī)制引領(lǐng)企業(yè)的創(chuàng)新活動。第三，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性來看，政府研發(fā)補(bǔ)助政策應(yīng)量體裁衣，差異化不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)扶持政策。針對非國有企業(yè)，政府應(yīng)通過人才補(bǔ)助計(jì)劃幫助其克服創(chuàng)新人才短缺的困難，助力非國有企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)上足動力。針對國有企業(yè)，政府研發(fā)補(bǔ)助政策則不應(yīng)拘泥于人才補(bǔ)助，而應(yīng)另辟蹊徑，引導(dǎo)國有企業(yè)在高風(fēng)險、低回報的基礎(chǔ)研發(fā)、關(guān)鍵核心技術(shù)領(lǐng)域發(fā)揮壓艙石作用。第四，從企業(yè)所處行業(yè)類型的異質(zhì)性來看，一方面，高研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)企業(yè)應(yīng)更大程度地專注自身創(chuàng)新人才培養(yǎng)；另一方面，政府的人才補(bǔ)助政策應(yīng)當(dāng)在惠及各行各業(yè)的基礎(chǔ)上因材施策，對高研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)企業(yè)有的放矢，為高研發(fā)強(qiáng)度行業(yè)企業(yè)深入開展技術(shù)研發(fā)工作蓄力助航。