政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響研究

嚴(yán)思屏 郭以恒 于藝楠

一、引言及文獻(xiàn)綜述

黨的二十大報(bào)告提出，加快實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，加快實(shí)現(xiàn)高水平科技自立自強(qiáng)。創(chuàng)新已在現(xiàn)代化建設(shè)全局中占據(jù)核心地位，科技創(chuàng)新正作為高質(zhì)量發(fā)展的第一動力源，新興技術(shù)領(lǐng)域成為全球經(jīng)濟(jì)博弈競爭的焦點(diǎn)。近年來，中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)整體發(fā)展穩(wěn)中向好，2020年高技術(shù)產(chǎn)業(yè)主營業(yè)務(wù)收入達(dá)17.46萬億元，同比增長9.92%；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)出口總額達(dá)7577.24億美元，同比增長5.85%①；高技術(shù)產(chǎn)業(yè)投資增長10.6%，增速高于全部投資7.7個(gè)百分點(diǎn)②。但是，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)在核心芯片、核心技術(shù)、核心原材料、關(guān)鍵零部件等方面仍處于劣勢。企業(yè)唯有通過創(chuàng)新，才能抓住競爭的主動權(quán)，才能為中國式現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展帶來新源泉與新動力。然而，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新是一項(xiàng)復(fù)雜綜合的活動，具有高風(fēng)險(xiǎn)性、正外部性和信息不對稱性等特點(diǎn)。創(chuàng)新活動的推進(jìn)不僅需要企業(yè)經(jīng)濟(jì)個(gè)體的積極參與，同時(shí)還需要孕育良好的外部環(huán)境，協(xié)調(diào)市場與政府的關(guān)系。當(dāng)前我國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度尚不完善、要素市場的不完全，研發(fā)補(bǔ)貼政策成為政府影響創(chuàng)新領(lǐng)域最直接的手段。

現(xiàn)實(shí)中研發(fā)補(bǔ)貼是否真正發(fā)揮了預(yù)期的創(chuàng)新激勵(lì)效果，學(xué)者們紛紛關(guān)注并展開討論，但尚未達(dá)成一致結(jié)論。目前主要包括以下三種觀點(diǎn)：第一，研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈正向關(guān)系。李愛玲（2015）發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補(bǔ)貼有助于降低企業(yè)投資成本與風(fēng)險(xiǎn)，提高創(chuàng)新項(xiàng)目的成功率，進(jìn)而促進(jìn)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。Bronzini 和Piselli（2016）指出政府研發(fā)補(bǔ)貼對企業(yè)專利申請量具有正向促進(jìn)作用，且相比于大規(guī)模企業(yè)，在小規(guī)模企業(yè)中的創(chuàng)新激勵(lì)效應(yīng)更為顯著。郭玥（2018）通過構(gòu)建政府創(chuàng)新補(bǔ)貼信號傳遞機(jī)制模型，發(fā)現(xiàn)當(dāng)政府審查能力和監(jiān)督能力達(dá)到一定條件時(shí)，創(chuàng)新補(bǔ)貼有利于緩解企業(yè)與外部投資者的信息不對稱現(xiàn)象，從而緩解撬動更多外部資金流入企業(yè)，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；第二，研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出之間呈負(fù)向關(guān)系。Golsbee（1998）、Hall 和Van（2000）認(rèn)為政府研發(fā)補(bǔ)貼的主要作用是提高研發(fā)人員的工資，這將導(dǎo)致企業(yè)實(shí)際研發(fā)支出降低，不利于技術(shù)創(chuàng)新。李玲和陶厚永（2020）指出政府研發(fā)資助可能提高了企業(yè)尋租的可能性，提高了企業(yè)對政府補(bǔ)貼的依賴性，并且可能產(chǎn)生資源錯(cuò)配現(xiàn)象，從而對企業(yè)創(chuàng)新活動起到抑制作用。第三，研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出之間存在非線性關(guān)系。張杰（2020）基于2008—2014年中國創(chuàng)新調(diào)查企業(yè)數(shù)據(jù)庫，指出政府創(chuàng)新補(bǔ)貼與微觀企業(yè)創(chuàng)新投入間呈現(xiàn)顯著U 形關(guān)系，即當(dāng)創(chuàng)新補(bǔ)貼達(dá)到一定規(guī)模時(shí)，政府創(chuàng)新補(bǔ)貼對微觀企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)，并進(jìn)一步探討企業(yè)所有制差異與地區(qū)市場化改革進(jìn)程差異對激勵(lì)效應(yīng)的影響。吳偉偉和張?zhí)煲唬?021）利用2009—2018年中國新創(chuàng)企業(yè)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了政府研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出間的倒U 形關(guān)系，即隨著政府研發(fā)資助規(guī)模的擴(kuò)大，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出呈現(xiàn)先增加后減少趨勢，主要原因是隨著補(bǔ)貼規(guī)模的擴(kuò)大，政府研發(fā)資助傳遞的消極信號將強(qiáng)于其積極信號，這不利于企業(yè)外部融資，從而抑制新創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)新活動。

上述研究結(jié)論的不一致從側(cè)面反映出研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的復(fù)雜性與多變性，二者之間并非簡單的促進(jìn)或抑制關(guān)系。一方面，目前關(guān)于研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的非線性影響研究多局限于探討二者之間的關(guān)系，即二者間到底呈現(xiàn)“U”形關(guān)系還是“倒U”形關(guān)系，而忽略了對研發(fā)補(bǔ)貼具體作用邊界的探討。另一方面，少有學(xué)者將產(chǎn)業(yè)賴以生存的外部環(huán)境因素系統(tǒng)性地納入研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的研究框架中。外部環(huán)境涉及多重因素，是一個(gè)復(fù)雜、多元的要素，學(xué)術(shù)界尚未統(tǒng)一對外部環(huán)境的定義。借鑒已有的文獻(xiàn)研究，學(xué)者大多以企業(yè)外部治理環(huán)境作為研究方向，從產(chǎn)權(quán)保護(hù)、政府治理、市場競爭等方面分析外部環(huán)境情況（夏立軍和方軼強(qiáng)，2005）。因此，本文將探討研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度、產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、金融發(fā)展水平、行政壟斷程度等外部環(huán)境因素在政府研發(fā)補(bǔ)貼與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出間的調(diào)節(jié)作用，并識別外部環(huán)境的最優(yōu)區(qū)間，在此基礎(chǔ)上優(yōu)化實(shí)施研發(fā)補(bǔ)貼政策，從而推動高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。

二、影響機(jī)理與研究假設(shè)

（一）政府研發(fā)補(bǔ)貼與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出

與其他產(chǎn)業(yè)相比，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的主要特征是知識密集、技術(shù)密集與高投入，其創(chuàng)新活動的技術(shù)難度與風(fēng)險(xiǎn)性更高，資金需求量更大，故難以單純依靠其自身力量進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新（馬永軍和王艾娟，2020）。政府研發(fā)補(bǔ)貼能夠通過以下途徑激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

一是降低創(chuàng)新活動風(fēng)險(xiǎn)。技術(shù)創(chuàng)新活動的高風(fēng)險(xiǎn)性特征，使得多數(shù)企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新活動“望而卻步”，不愿進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動。而政府提供研發(fā)補(bǔ)貼相當(dāng)于與企業(yè)共擔(dān)研發(fā)項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，有利于降低企業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)和科技成果轉(zhuǎn)化的失敗風(fēng)險(xiǎn)和資金成本（Lee 和Cin，2010）。同時(shí)，政府的補(bǔ)貼行為也代表了未來一段時(shí)間內(nèi)的政策傾斜方向，這將對市場需求產(chǎn)生影響，提高消費(fèi)者對該方向新產(chǎn)品的認(rèn)可度，有助于降低市場的不確定性。二是緩解企業(yè)融資約束。一方面，政府研發(fā)補(bǔ)貼向外界傳遞“認(rèn)證信號”。政府在發(fā)放研發(fā)補(bǔ)貼前，需根據(jù)企業(yè)提供的材料對創(chuàng)新項(xiàng)目進(jìn)行篩選和審查。因此，若政府給予某企業(yè)研發(fā)補(bǔ)貼，外界投資者則認(rèn)為該企業(yè)創(chuàng)新能力或創(chuàng)新項(xiàng)目得到政府的認(rèn)可。另一方面，政府研發(fā)補(bǔ)貼向外界傳遞“光環(huán)信號”。政府研發(fā)補(bǔ)貼的發(fā)放也有可能使外部投資者認(rèn)為該創(chuàng)新企業(yè)與政府保持良好關(guān)系，創(chuàng)新項(xiàng)目符合未來政策方向，這同樣有利于緩解企業(yè)外部融資約束。三是增加企業(yè)現(xiàn)金流量。技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)較為漫長的過程，包括設(shè)想、研發(fā)、實(shí)用化與商業(yè)化等四個(gè)環(huán)節(jié)，每一環(huán)節(jié)都要求企業(yè)投入大量資金。政府研發(fā)補(bǔ)貼相當(dāng)于為企業(yè)帶來一個(gè)正的流動性沖擊，直接緩解企業(yè)資金壓力，改善企業(yè)財(cái)務(wù)狀況，避免出現(xiàn)因資金短缺而中斷創(chuàng)新活動的現(xiàn)象，有利于支撐企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的長期開展?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)H1：研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有激勵(lì)效應(yīng)。

（二）外部環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

外部環(huán)境具有多樣性特征，其中，政策環(huán)境、制度環(huán)境、市場環(huán)境、治理環(huán)境是企業(yè)創(chuàng)新決策所面臨的重要環(huán)境。具體來說，政策環(huán)境對應(yīng)政府研發(fā)補(bǔ)貼政策，制度環(huán)境對應(yīng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，市場環(huán)境對應(yīng)國內(nèi)金融市場，治理環(huán)境對應(yīng)政府行政壟斷程度。隨著政府研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、金融發(fā)展水平、行政壟斷程度的變化，研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響將體現(xiàn)為門檻特征。

由于政企間的信息不對稱以及監(jiān)督機(jī)制的不完善，當(dāng)研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度較高時(shí)，企業(yè)騙補(bǔ)、尋租的動機(jī)較強(qiáng)，這將嚴(yán)重?fù)p害政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)。具體而言：首先，一般情況下，政府通過考察企業(yè)的前期R&D投入或者專利產(chǎn)出來發(fā)放研發(fā)補(bǔ)貼。通常大多企業(yè)并沒有進(jìn)行原始創(chuàng)新的意圖，但為獲得高額研發(fā)補(bǔ)貼，企業(yè)有可能向政府發(fā)送虛假的原始創(chuàng)新信號。企業(yè)發(fā)送虛假創(chuàng)新信號的行為，不僅會增加其自身成本，而且會導(dǎo)致真正需要補(bǔ)貼的企業(yè)資金被占用，使得研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)減弱。其次，為獲得政府研發(fā)補(bǔ)貼，企業(yè)會積極地與地方政府建立關(guān)聯(lián)（楊筠和寧向東，2018）。當(dāng)尋租成本小于創(chuàng)新成本時(shí)，企業(yè)有減少創(chuàng)新活動的傾向，轉(zhuǎn)向非生產(chǎn)性的尋租活動，削弱企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的動機(jī)。因此，本文提出假設(shè)H2：在其他因素不變的情況下，隨著研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度的增加，研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在邊際效應(yīng)遞減的激勵(lì)效應(yīng)。

金融發(fā)展和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)是近年來促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展的重要因素。發(fā)達(dá)的金融系統(tǒng)一方面通過金融產(chǎn)品組合降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目總體風(fēng)險(xiǎn)水平，實(shí)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)分散，從而增加企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目對投資者的吸引力（張?jiān)己蛣蓶|，2012），另一方面降低借貸雙方間的信息不對稱，緩解創(chuàng)新企業(yè)的外部融資約束（盧現(xiàn)祥和李磊，2021）。金融發(fā)展水平的提高有利于強(qiáng)化政府研發(fā)補(bǔ)貼的積極信號作用，打破創(chuàng)新活動的“資金門檻”，提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。同時(shí)，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度可被視為企業(yè)創(chuàng)新活動的“保護(hù)傘”，降低技術(shù)外溢對企業(yè)帶來的利益損失（吳超鵬和唐菂，2016），為企業(yè)提供良好的創(chuàng)新環(huán)境，促進(jìn)公平競爭，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新積極性。但是，過于嚴(yán)格的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)可能提高企業(yè)模仿趕超本土企業(yè)的創(chuàng)新成本。在此情況下，政府研發(fā)補(bǔ)貼對企業(yè)創(chuàng)新成本的影響效果將大大減弱。因此，本文提出假設(shè)H3：在其他因素不變的情況下，隨著金融發(fā)展水平的提高，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在邊際效應(yīng)遞增的激勵(lì)效應(yīng)。H4：在其他因素不變的情況下，隨著產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的增加，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在邊際效應(yīng)遞減的激勵(lì)效應(yīng)。

同時(shí)我國市場體系還不健全，市場對資源配置的作用有待完善，尚存在地方政府直接或間接干預(yù)企業(yè)微觀活動的行為。各省份之間還存在市場分割的現(xiàn)象，加劇了資源錯(cuò)配的負(fù)面影響。行政壟斷成為抑制我國統(tǒng)一大市場建設(shè)和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的障礙之一（杜麗貞等，2023）。行政壟斷將破壞市場公平有序的競爭，降低政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)。因此，本文提出假設(shè)H5：在其他因素不變的情況下，隨著行政壟斷程度的增加，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在邊際效應(yīng)遞減的激勵(lì)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）基準(zhǔn)回歸模型

本文在Griliches-Jaffe 知識生產(chǎn)函數(shù)的基礎(chǔ)上，結(jié)合本文所選取的變量，同時(shí)將滯后一期的被解釋變量（高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出）納入模型，整理得基準(zhǔn)回歸模型：

式中，lnpat為高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，lnsub為政府研發(fā)補(bǔ)貼，lnrdi為企業(yè)資金投入，lnrdp為研發(fā)人員投入，size為企業(yè)規(guī)模，ep為經(jīng)濟(jì)績效，i代表省份，t代表年份，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)?？紤]到模型可能存在的內(nèi)生性問題，本文使用Blundell和Bond（1998）提出的系統(tǒng)GMM方法對基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸。

（二）面板門檻模型

為探討在不同外部環(huán)境下，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出可能存在的非線性影響。本文構(gòu)建單一門檻模型，表達(dá)式如下：

其中，qit為門檻變量，包括研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度（eii）、金融發(fā)展水平（finance）、產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度（property）、行政壟斷程度（mon），γ為待估門檻值，I（?）為示性函數(shù)，當(dāng)滿足括號內(nèi)的條件時(shí)，I=1，否則，I=0，其他變量含義與上文相同。多重門檻模型以此類推。

（三）變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.被解釋變量：創(chuàng)新產(chǎn)出（lnpat）采用取對數(shù)后的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利申請量來衡量。

2.解釋變量：研發(fā)補(bǔ)貼（lnsub）采用取對數(shù)后的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中政府資金部分衡量。

3.門檻變量：研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度（eii），參考夏靚瑩和蔣伏心（2020）的做法，采用政府資金在研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的占比來衡量；金融發(fā)展水平（finance），參考郭聯(lián)邦和王勇（2020）的做法，采用金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度（property），參考胡凱等（2012）、黎欣（2021）的做法，采用技術(shù)市場成交額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量；行政壟斷程度（mon），參考金玉國和王曉紅（2001）的做法，用行業(yè)內(nèi)國有單位就業(yè)人數(shù)占行業(yè)全部就業(yè)人數(shù)的比重來衡量。

4.控制變量：企業(yè)資金投入（lnrdi）選取取對數(shù)后的研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中的企業(yè)資金來衡量；研發(fā)人員投入（lnrdp），選取取對數(shù)后的研發(fā)人員折合全時(shí)當(dāng)量進(jìn)行衡量；企業(yè)規(guī)模（size），參考馬文聰?shù)龋?019）的做法，選取主營業(yè)務(wù)收入與企業(yè)數(shù)的比值來衡量；經(jīng)濟(jì)績效（ep），參考陳子韜等（2021）的做法，選取企業(yè)利潤總額與主營業(yè)務(wù)收入的比值來衡量。

本文選取2009—2020 年中國省級面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)主要來自歷年《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》③和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》?？紤]到數(shù)據(jù)的完整性與可得性，本文剔除西藏自治區(qū)、青海省，最終保留29個(gè)省份面板數(shù)據(jù)。同時(shí)，本文對所有涉及價(jià)格的變量④以2009年為基期進(jìn)行平減處理。表1為各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果如表2 所示。為了驗(yàn)證系統(tǒng)GMM 方法進(jìn)行估計(jì)是否科學(xué)合理，本文首先進(jìn)行Arellano-Bond 自相關(guān)檢驗(yàn)與Hansen 過度識別檢驗(yàn)。AR(1)為0.062，AR(2)為0.144，說明模型存在一階序列相關(guān)，不存在二階序列相關(guān)。Hansen檢驗(yàn)對應(yīng)的P值大于0.1，接受所有工具變量有效的原假設(shè)，說明模型設(shè)定不存在過度識別問題。上述檢驗(yàn)證明，本文的基準(zhǔn)模型估計(jì)方法是有效的。由表2 可知，因變量滯后一期的回歸系數(shù)為0.2740，且在1%的顯著水平上顯著，這證明高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)可持續(xù)的過程。研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)為正，但并未通過顯著性檢驗(yàn)，與假設(shè)H1不符。這可能與外部環(huán)境的調(diào)節(jié)作用有關(guān)，致使研發(fā)補(bǔ)貼與創(chuàng)新產(chǎn)出間的關(guān)系呈現(xiàn)出非線性特征，故需進(jìn)一步進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

（二）門檻回歸結(jié)果

1.門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

在進(jìn)行門檻回歸之前，首先需要進(jìn)行門檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)。本文分別以研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度、金融發(fā)展水平、產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、行政壟斷程度為門檻變量，在不存在門檻值、單一門檻和雙重門檻的假設(shè)下，采用門檻效果自抽樣法來確定門檻值個(gè)數(shù)。

由表3 可知：（1）對于研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度而言，在單一門檻檢驗(yàn)中F 統(tǒng)計(jì)量的值為26.54，對應(yīng)的P 值為0.0067，說明在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即至少存在一個(gè)門檻值；在雙重門檻檢驗(yàn)中F統(tǒng)計(jì)量的值為6.63，對應(yīng)的P 值為0.4400，說明不存在第二個(gè)門檻值，即應(yīng)采用單一門檻模型。（2）對于金融發(fā)展水平而言，在單一門檻檢驗(yàn)中F 統(tǒng)計(jì)量的值為58.12，對應(yīng)的P 值為0.0000，說明在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即至少存在一個(gè)門檻值；在雙重門檻檢驗(yàn)中F統(tǒng)計(jì)量的值為26.95，對應(yīng)的P值為0.0067，說明在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即至少存在兩個(gè)門檻值；在三重門檻檢驗(yàn)中F 統(tǒng)計(jì)量的值為4.03，對應(yīng)的P 值為0.9100，說明不存在第三個(gè)門檻值，即應(yīng)采用雙重門檻模型。（3）對于產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度而言，在單一門檻檢驗(yàn)中F 統(tǒng)計(jì)量的值為25.94，對應(yīng)的P 值為0.0167，說明在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即至少存在一個(gè)門檻值；在雙重門檻檢驗(yàn)中F 統(tǒng)計(jì)量的值為10.69，對應(yīng)的P 值為0.2700，說明不存在第二個(gè)門檻值，即應(yīng)采用單一門檻模型。（4）對于行政壟斷程度而言，在單一門檻檢驗(yàn)中F 統(tǒng)計(jì)量的值為19.64，對應(yīng)的P 值為0.0333，說明在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，即至少存在一個(gè)門檻值；在雙重門檻檢驗(yàn)中F 統(tǒng)計(jì)量的值為4.09，對應(yīng)的P值為0.8667，說明不存在第二個(gè)門檻值，即應(yīng)采用單一門檻模型。

表3 門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)結(jié)果

在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步計(jì)算研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度、金融發(fā)展水平、產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、行政壟斷程度的門檻值及其在95%置信度下的置信區(qū)間。門檻值的具體估計(jì)結(jié)果和置信區(qū)間如表4所示。研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度的門檻值為0.2099，金融發(fā)展水平的第一、第二門檻值分別為0.9584 和1.2172，產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的門檻值為0.0101，行政壟斷程度的門檻值為0.2621。

表4 門檻值估計(jì)結(jié)果

2.門檻模型回歸結(jié)果

表5 為分別以研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度、金融發(fā)展水平、產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、行政壟斷程度為門檻變量的門檻模型回歸結(jié)果。當(dāng)研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度、金融發(fā)展水平、產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度與行政壟斷程度處于不同區(qū)間時(shí)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響表現(xiàn)出非線性特征。

表5 門檻模型回歸結(jié)果

由列（1）可知，當(dāng)研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度小于門檻值0.2099時(shí)，政府研發(fā)資助對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)為0.2138，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明在此區(qū)間上政府研發(fā)補(bǔ)貼顯著促進(jìn)了高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高；當(dāng)政府研發(fā)資助強(qiáng)度大于門檻值0.2099 時(shí)，政府研發(fā)資助對創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)由2.138 降為0.1701，并且在1%的顯著性水平下顯著。也就是說，雖然政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向促進(jìn)作用，但其作用效果會隨著研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度的增強(qiáng)而逐漸減弱，呈現(xiàn)出明顯的門檻特征，假設(shè)H2得證。當(dāng)補(bǔ)貼強(qiáng)度較高時(shí)，政府可能出現(xiàn)過度干預(yù)市場現(xiàn)象，同時(shí)企業(yè)尋租、騙補(bǔ)的動機(jī)較強(qiáng)，這將嚴(yán)重?fù)p害研發(fā)補(bǔ)貼的激勵(lì)效應(yīng)。

由列（2）可知，當(dāng)金融發(fā)展水平小于第一個(gè)門檻值0.9584時(shí)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)為0.0752，并且在5%的顯著性水平下顯著；當(dāng)金融發(fā)展水平介于第一個(gè)門檻值0.9584和第二個(gè)門檻值1.2172間時(shí)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)為0.1134，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)金融發(fā)展水平大于第二個(gè)門檻值1.2172時(shí)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)為0.1504，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。綜上所述，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的正向作用，當(dāng)金融發(fā)展水平大于1.2172時(shí)為最優(yōu)促進(jìn)區(qū)間，小于1.2172時(shí)為非優(yōu)促進(jìn)區(qū)間，假設(shè)H3得證。

由列（3）可知，當(dāng)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度小于門檻值0.0101時(shí)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)為0.1130，并且在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度大于門檻值0.0101時(shí)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)升至0.1425，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。由此可見，當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度較高時(shí)，高技術(shù)企業(yè)處于較為良好的創(chuàng)新環(huán)境中，其創(chuàng)新權(quán)益得到有效維護(hù)，在此情景下，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)能夠更有效地發(fā)揮出來。換句話說，隨著產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的提高，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在邊際效應(yīng)遞增的激勵(lì)效應(yīng)，與假設(shè)H4不符，這可能與我國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)工作仍不完善、保護(hù)力度并不嚴(yán)格相關(guān)。

由列（4）可知，當(dāng)行政壟斷程度小于門檻值0.2621時(shí)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)為0.1432，并且在1%的顯著性水平下顯著；當(dāng)行政壟斷程度大于門檻值0.2621時(shí)，政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)降低至0.1027，并且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。由此可見，假設(shè)H5 得證，隨著行政壟斷程度的加大，政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響作用被削弱了。

對于控制變量，企業(yè)資金投入估計(jì)系數(shù)皆為正，且均通過顯著性檢驗(yàn)，這表明企業(yè)自有研發(fā)資金投入越多，越有利于促進(jìn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。企業(yè)規(guī)模的影響系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明企業(yè)規(guī)模對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響并不顯著。經(jīng)濟(jì)績效的影響系數(shù)為負(fù)，但僅在門檻變量為金融發(fā)展水平的情況下通過了顯著性檢驗(yàn)，這在一定程度上表明經(jīng)濟(jì)績效對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有負(fù)向影響，即隨著經(jīng)濟(jì)績效的提高，企業(yè)的創(chuàng)新動力降低，從而不利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。

五、進(jìn)一步討論：各省份最優(yōu)區(qū)間分布情況

以上實(shí)證結(jié)果表明，研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著的門檻效應(yīng)。那么，在樣本期內(nèi)，中國各省份研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度、金融發(fā)展水平、產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度、行政壟斷程度是否處于最優(yōu)區(qū)間？為更好評估中國政府研發(fā)補(bǔ)貼政策效果，提出更有針對性的建議，本文進(jìn)一步討論各省份最優(yōu)區(qū)間分布情況。

（一）研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度情況

表6 是2009—2020 年中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度省份分布情況。在確定各省份所屬區(qū)間時(shí)規(guī)定，如果該省份研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度存在6年及以上低于門檻值（20.99%），則判定該省份處于研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度最優(yōu)區(qū)間；如果該省份研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度存在6年及以上高于門檻值（20.99%），則判定該省份處于研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度非優(yōu)區(qū)間。由表6 可知，僅有3 個(gè)省份處于非優(yōu)區(qū)間，分別為遼寧省、黑龍江省和陜西省，其余26 個(gè)省份處于最優(yōu)區(qū)間，這說明目前我國多數(shù)地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)政府研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度較為合理。

表6 2009—2020年各省份研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度門檻區(qū)間分布情況

（二）金融發(fā)展水平情況

表7 是2009—2020 年中國金融發(fā)展水平省份分布情況。在確定各省份所屬區(qū)間時(shí)規(guī)定，如果該省份金融發(fā)展水平存在6 年及以上高于第二個(gè)門檻值（121.72%），則判定該省份處于金融發(fā)展水平最優(yōu)區(qū)間；如果該省份金融發(fā)展水平存在6年及以上低于第二個(gè)門檻值（121.72%），則判定該省份處于金融發(fā)展水平非優(yōu)區(qū)間。由表7可知，有16個(gè)省份處于最優(yōu)區(qū)間，10個(gè)省份處于非優(yōu)區(qū)間。雖然大部分地區(qū)處于金融發(fā)展水平的最優(yōu)區(qū)間，但仍有部分地區(qū)需進(jìn)一步提高金融發(fā)展水平，解決創(chuàng)新企業(yè)融資困難問題。

表7 2009—2020年各省份金融發(fā)展水平門檻區(qū)間分布情況

（三）產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度情況

表8 是2009—2020 年中國產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度省份分布情況。在確定各省份所屬區(qū)間時(shí)規(guī)定，如果該省份產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度存在6 年及以上高于門檻值（1.01%），則判定該省份處于產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度最優(yōu)區(qū)間；如果該省份產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度存在6 年及以上低于門檻值（1.01%），則判定該省份處于產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度非優(yōu)區(qū)間。由表8 可知，僅有6個(gè)省份處于最優(yōu)區(qū)間，分別為北京、天津、上海、湖北、陜西和甘肅，其余23個(gè)省份處于非優(yōu)區(qū)間，這說明目前中國多數(shù)地區(qū)尚未處于產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度最優(yōu)區(qū)間，知識產(chǎn)權(quán)制度不夠完善，未能給企業(yè)創(chuàng)新提供良好的環(huán)境支撐。

表8 2009—2020年各省份產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度門檻區(qū)間分布情況

（四）行政壟斷程度情況

表9 是2009—2020 年行政壟斷程度省份分布情況。在確定各省份所屬區(qū)間時(shí)規(guī)定，如果該省份行政壟斷程度存在6年及以上低于門檻值（26.21%），則判定該省份處于行政壟斷程度最優(yōu)區(qū)間；如果該省份行政壟斷程度存在6年及以上高于門檻值（26.21%），則判定該省份處于行政壟斷程度非優(yōu)區(qū)間。由表9可知，有21個(gè)省份處于最優(yōu)區(qū)間，僅有8個(gè)省份處于非優(yōu)區(qū)間，這說明目前中國多數(shù)地區(qū)行政壟斷程度較為合理。

表9 2009—2020年各省份行政壟斷程度門檻區(qū)間分布情況

六、研究結(jié)論與政策建議

本文基于2009—2020年中國29個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建系統(tǒng)GMM 模型與門檻模型，實(shí)證檢驗(yàn)了政府研發(fā)補(bǔ)貼、外部環(huán)境與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出間的關(guān)系，研究結(jié)論如下：（1）政府研發(fā)補(bǔ)貼對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)受外部環(huán)境的影響而呈現(xiàn)出非線性特征。（2）伴隨研發(fā)補(bǔ)貼力度的加大，政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)表現(xiàn)為邊際效應(yīng)遞減的非線性特征。當(dāng)研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度小于20.99%時(shí)為最優(yōu)區(qū)間，中國26 個(gè)省份處于最優(yōu)區(qū)間。（3）伴隨金融發(fā)展水平的提高，政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞增的非線性特征。當(dāng)金融發(fā)展水平大于121.72%時(shí)為最優(yōu)區(qū)間，中國16個(gè)省份處于最優(yōu)區(qū)間。（4）伴隨產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度的提高，政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞增的非線性特征。當(dāng)產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度大于1.01%時(shí)為最優(yōu)區(qū)間，中國僅有6個(gè)省份處于最優(yōu)區(qū)間。（5）伴隨行政壟斷程度的提高，政府研發(fā)補(bǔ)貼對創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵(lì)效應(yīng)呈現(xiàn)邊際效應(yīng)遞減的非線性特征。當(dāng)行政壟斷程度小于26.21%時(shí)為最優(yōu)區(qū)間，中國21 個(gè)省份處于最優(yōu)區(qū)間。

在上述研究結(jié)論基礎(chǔ)上，本文提出如下政策建議：第一，選擇合適的研發(fā)補(bǔ)貼強(qiáng)度。各地政府不再一味追求補(bǔ)貼總量的增加，而是立足于將補(bǔ)貼強(qiáng)度保持在有利于高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出提高的上升區(qū)間，科學(xué)把握政府影響產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新的邊界，提升政府資金的使用效率。第二，健全知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度。相關(guān)部門應(yīng)加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)執(zhí)法力度，加大知識產(chǎn)權(quán)犯罪處罰力度，通過簡化專利申請流程、縮短專利申請周期等途徑鼓勵(lì)高技術(shù)企業(yè)進(jìn)行專利申報(bào)，提高企業(yè)維權(quán)意識，有利于補(bǔ)貼政策提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。第三，優(yōu)化金融發(fā)展環(huán)境。針對創(chuàng)新企業(yè)的融資難題，政府應(yīng)出臺相關(guān)扶持政策，依托當(dāng)前大數(shù)據(jù)建設(shè)平臺，建立金融部門與創(chuàng)新企業(yè)的對接渠道，提供多元化的融資渠道，提高科技金融服務(wù)水平，鼓勵(lì)金融部門將無形資產(chǎn)納入抵押范疇，改善融資結(jié)構(gòu)，為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展?fàn)I造良好環(huán)境。第四，完善政府職能。規(guī)范市場有序競爭，降低政府行政壟斷程度，提供有效的高質(zhì)量制度供給，減少政府在資源配置環(huán)節(jié)的行政干預(yù)，加快我國統(tǒng)一大市場的建設(shè)，讓優(yōu)勢企業(yè)享受政府的研發(fā)資助，激勵(lì)企業(yè)提升創(chuàng)新規(guī)模與質(zhì)量。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源于《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2020》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2021》。

②數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。

③《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒2018》并未公布，本文對缺少的2017年數(shù)據(jù)指標(biāo)采用前后兩年對應(yīng)數(shù)據(jù)的均值進(jìn)行補(bǔ)全處理。

④本文涉及價(jià)格的變量包括：企業(yè)利潤總額、主營業(yè)務(wù)收入與研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出。