融资约束视角下政府补贴与企业技术创新：机理分析与广东数据检验

黄文娣，李 远

（1.惠州学院经济管理学院；2.惠州学院政法学院，广东惠州 516007）

战略性新兴产业成长潜力巨大，对产业升级具有推进器作用。2010 年我国提出要把战略性新兴产业培育成为国民经济的先导产业和支柱产业。此后十多年间，战略性新兴产业迅速发展，技术创新加快，规模不断扩大，成为引领经济高质量发展的重要引擎。战略性新兴产业的培育和发展必须以技术创新为基础，创新需要大量资金投入，而新兴产业企业大多处于发展初期和成长期，面临较大的融资约束是企业普遍而突出的问题。同时，技术创新具有的外部性、高风险性以及不确定性等特征，导致市场竞争机制下大多数企业创新动力不强，总体研发投入水平低下［1］。针对上述问题，近年来政府已陆续出台一系列财政政策予以支持，包括科技补贴和税收优惠等。然而在当前经济增速放缓、财政支出约束增强的背景下，政府政策措施如科技研发补贴是否有效地促进了战略新兴企业创新呢？政策效果到底受到哪些因素影响？政府该如何更科学有效地对企业进行激励？本文试图从企业融资约束视角下，通过采样广东战略性新兴产业数据回答上述问题。

1 文献回顾

融资约束指由于信息不对称和代理等问题，使得企业外部融资成本高于内部资本成本而产生的融资限制。Stiglitz 等［2］、Myers 等［3］等建立了不完美市场下的融资优序理论，他们认为企业内外部融资成本的差异即企业面临的融资约束程度,与信息不对称程度正相关。在此基础上，大量学者对企业的融资约束与技术创新之间的关系进行了各种研究，但并没有得出一致结论。Hall 等［4］指出严重的信息不对称问题使得企业技术创新受到融资约束的影响。Brown 等［5］实证研究发现，对于存在融资约束的企业，其内源融资与股权融资的可得性与企业研发投入存在显著正向关系。国内学者鞠晓生等［6］、康志勇［7］研究发现融资约束对企业技术创新有显著的负向影响。余明桂等［8］认为国有企业民营化后会面临更大程度的融资约束，从而抑制了企业技术创新。李冲［9］通过实证研究发现企业融资成本差异过大对企业创新有明显抑制作用。

关于融资约束抑制企业创新，一些研究认为可通过政府手段如财政补贴来矫正市场失灵，缓解企业融资约束，从而促进企业创新活动。如陈希敏、王小腾等［10］、邱风等［11］提出政府补贴可以有效缓解创新企业面临的融资约束，对企业技术创新有促进作用。同时一些学者针对行业和企业异质性等方面作了更深入研究，如章新蓉、刘谊等［12］以高新技术上市公司为样本进行研究,发现事前和事中的政府补贴会直接促进技术创新。戴静等［13］认为债务期限短期化导致企业长期投资面临融资约束,企业技术升级动机下降而套利动机增强,政府补贴有助于缓解创新融资约束,促进企业技术升级投资。

2 机理分析与研究假设

Hall 等［4］认为严重信息不对称、委托代理等问题使得企业技术创新受到融资约束的影响。战略性新兴产业的发展相比传统产业而言，更需要不断的技术创新，而创新需要大量的研发资金来支撑。对新兴产业而言，大部分企业处于初创或成长期，企业内部的资金积累比较有限，仅依靠内部资金无法满足企业创新活动需求，因此必须通过外部融渠道来获得资金。然而企业研发投资活动形成的主要是无形资产，缺乏抵押价值，因此较难获得传统的银行贷款；又因信息不对称导致企业创新的真实性问题，以及专利技术等无形资产的价值评估困难等问题，外部投资者对企业研发阶段的投资也会非常谨慎，因此企业又面临成本较高的外部融资压力，从而更加依赖内部有限的资金［14］。由于面临内外部资金的约束，企业必定会减少风险较大的研发创新活动。基于上述分析，提出以下的研究假设。

假设1：融资约束抑制企业技术创新。

在市场机制下，当企业研发投入意愿不足，研发水平低下时，需借助政府力量进行干预，弥补市场失灵［15］。政府可采取财政补贴或税收优惠等措施，缓解企业的融资约束，促进企业加大技术创新投入。其作用机理有两方面：一是直接效应，政府补贴可直接为企业创新活动奠定基础，通过直接增加企业创新投入、降低研发成本、提高企业预期创新效益来提升企业的研发动力；二是间接效应，政府对企业的补贴向市场传递企业运营良好的积极信号，通过信号传递效应，引导更多社会资本以及银行等金融机构的支持，拓宽企业的融资渠道，缓解外部融资压力，促进企业加大研发创新投入。因此,提出以下的研究假设。

假设2：政府补贴既能直接促进企业技术创新，又可通过缓解企业融资约束间接促进技术创新。

此外，政府补贴虽能在一定程度上缓解企业的融资约束，促进企业创新，但是具体到不同性质、不同条件的行业或企业，政策效果并不尽相同。比如国有企业或成熟期的大企业，这些企业往往与政府和金融机构有良好关系，比较容易得到外部资金，融资约束程度相对较低，他们对政府资金的依赖度一般并不大，从而导致政府补贴对这些企业的创新促进并不显著［16］。而民营企业或中小企业面临的融资问题会更突出，中小企业如果将大量资金投入研发活动，可能在企业技术创新成功之前，就因资金链断裂而破产倒闭，因此企业必定会减少研发投入。而此时这类企业若能得到政府资助，这些资助将在企业的创新要素中占有较大比重，企业研发创新的意愿将会极大地增强，补贴的政策效果将会十分显著。因此,提出以下的研究假设。

假设3：不同融资约束程度的企业，政府补贴对其技术创新促进效应有显著差异。

政府补贴为企业开展创新活动奠定了基础，起到了引领和促进作用，但是政府补贴是否越多越好？许多研究表明补贴政策效果与补贴强度并不是简单的线性关系，信息不对称导致的道德风险、监管不足、寻租等问题可能会对消部分政策效果［17］。例如当政府补贴达到一定规模时，企业可能会降低预期自身的研发投入，也可能会把多余的政府补贴用于其他支出。一些学者的研究也证实了这种现象，如宋鹏［18］发现政府补贴对企业创新存在门槛效应，适度的政府补贴有利于促进企业技术创新，但存在阈值限制，当政府研发补贴份额超过阈值时，会降低企业创新绩效。这表明财政补贴对企业创新有激励作用，但这种作用可能并不是简单的线性关系，而可能呈现非线性或者结构突变等特征。因此，本文基于战略性新兴产业提出以下的研究假设。

假设4：政府补贴对企业技术创新的影响或存在门槛效应。

3 研究设计

3.1 研究说明与指标选取

政府资助有税收减免、财政拨款、后补助、融资支持等诸多方式。考虑到数据可获取性，本文研究的政府补贴限定为以财政拨款为主的政府资助。实证过程中采用的政府补贴数据，源自上市公司财务报表附注“损益项目”科目下的“政府补贴合计”，为样本上市公司每一年度的政府补贴总额。基于可比性，采用政府补贴强度衡量企业获得补贴的相对水平，具体计算为当年政府补贴与企业主营业务收入的比值。

关于企业技术创新，目前还没有统一的评价方法，大多数研究主要从两方面来进行分析：一是创新投入，二是创新产出。基于企业微观研发创新过程来看，企业创新投入是企业进行研发创新首要考虑的问题，也是政府补贴和融资条件对企业创新影响最直接的表现。因此，本文选取企业“研发投入”（资金数额）来反映企业的技术创新活动。为加强可比性，采用“研发投入强度”来进行实证分析，计算为企业研发投入金额与当期主营业务收入的比值。

关于企业融资约束，目前研究中用得较多的代表性指标有现金流、贷款、债权融资、FC 指数、WW 指数和SA 指数等。本文借鉴Hadlock 等［19］设计的SA 指数来衡量企业融资约束强度，计算公式为：

式（1）中:SA 为融资约束指数；Size 为企业规模，取企业总资产的自然对数；Age 为企业成立时间，以公司观测年度减去注册年度表示。由于SA 指数不具有内生性，且受时间影响不大，因此可以较为客观地衡量融资约束程度，其含义为SA 值越大，融资约束越小。

在企业创新过程中，企业负债情况、盈利能力、股权状况以及产权性质等因素也会影响企业的创新效果。企业资产负债率越高，企业研发投入越谨慎；企业盈利能力越强，则创新的意愿和能力越强。此外，企业的股权结构也会影响企业研发投入，如果股权过于集中，则投资风险也会相对集中，大股东为控制风险可能会减少研发投入。企业产权性质也是影响因素之一，相对国有企业，民营企业的融资约束程度较高，对政府补贴的依赖度较大，补贴促创新的效应可能更显著。因此，选用以上影响因素作为研究的控制变量。具体变量类型与含义见表1 所示。

表1 本文实证模型中主要变量名称、符号与含义

3.2 模型建立

（1）建立回归模型。其一，考察政府补贴通过缓解企业融资约束、间接促进企业创新的效应。先考察融资约束对企业技术创新的影响，建立以研发投入强度RDI 为因变量、以融资约束强度SA 为自变量，加入股权集中度、资产负债率、净资产收益率为控制变量的回归模型2。

式（2）中:RDI 为企业的研发投入强度，OC 为股权集中度，DAR 为资产负债率，ROE 为净资产收益率，i为企业个体；t为时间；α1、α2、α3、α4分别为对应变量系数；μi为不随时间变化的个体差异；εit为回归方程的残差项。

再进一步考察政府补贴是否缓解了企业的融资约束，从而促进了企业技术创新，建立以融资约束强度SA 为因变量，以政府补贴强度GSI 为自变量，加入股权集中度、资产负债率、净资产收益率为控制变量的回归模型3。

式（3）中:GSI 为政府补贴强度，β1、β2、β3、β4分别为对应变量系数。

其二，考察政府补贴对企业创新的直接促进效应。建立以研发投入强度RDI 为因变量，以政府补贴强度GSI 和融资约束强度SA 为自变量，加入股权集中度、资产负债率、净资产收益率为控制变量的综合回归模型4。

式（4）中:λ1、λ2、λ3、λ4、λ5分别为对应变量系数。

（2）建立门槛效应模型。门槛效应是指假设其他因素不变，当某个因变量达到特定数值后，引起自变量发生结构突变的现象，该因变量的临界值称为门槛值。借鉴Hansen［20］门槛回归基本模型，以企业研发投入强度为因变量，以政府补贴强度和融资约束强度为自变量，并分别以政府补贴强度、融资约束强度为门槛观察变量，构建门槛回归模型5、模型6。

式（5）中:η1、η2……ηn表示以SA 为门槛变量时n个不同水平的门槛值，若括号内门槛变量满足条件，则I为1；若括号内门槛变量不满足条件，则I为0。

式（6）中:θ1、θ2……θn表示以GSI 为门槛变量时为n个不同水平的门槛值，若括号内门槛变量满足条件，则I为1；若括号内门槛变量不满足条件，则I为0。

（3）门槛显著性检验说明。门槛显著性检验是通过检验以门槛值划分的两组样本，比较其模型估计参数是否显著不同，由此来确定门槛效应是否显著。Hansen［20］提出了通过自举法（Bootstrap）来获得渐进分布，进而得出相应概率P值，当P小于0.01时，表示在1%的显著性水平下通过了LM 检验，以此类推。分别以融资约束强度、政府补贴强度为门槛观测变量，考察政府补贴对企业研发投入的影响是否会随着观测变量数值的变化产生结构突变，即是否存在门槛效应。选用Hansen［20］门槛回归方法，假设存在最优区间，根据估计得到的门槛值将样本划分为一个或多个区间，并在各区间内分析政府补贴对企业研发投入的影响程度是否相同。

3.3 数据来源与处理

中证指数公司与上海证券交易所于2017 年联合发布了中国战略新兴产业综合指数，本文选取该指数样本中的广东上市企业作为研究样本，剔除一些变量信息缺失严重的企业，共得到样本企业146 家，样本期间为2011—2019 年。数据主要来源于国泰安数据库，部分数据来源于广东统计年鉴和上市公司年报，经手工整理得到。

4 实证过程

4.1 描述性统计

本文利用Stata16.0 软件进行分析。为了剔除极端值的影响，针对综合回归模型4，首先对主要变量数据进行1%的缩尾处理，然后再进行描述统计，包括平均值、标准差、最大值和最小值，结果见表2 所示。

表2 模型4 中的主要变量描述统计结果

从表2 可以看出，广东战略性新兴产业中上市企业的研发投入强度RDI 平均值为6.487%，虽然平均研发投入水平不低，但不同企业研发投入强度差异比较大。融资约束强度SA 平均值为-3.694，说明广东战略新兴产业企业的融资约束问题普遍存在。政府补贴强度GSI 平均水平为1.362%,说明上市企业平均得到的政府补贴比较有限，最大与最小补贴强度差距较大，说明不同企业得到的补贴差别也较大。上市企业净资产收益率ROE 均值为6.24%，反映出上市企业对政府资金的利用若体现在盈利水平上，其效果并不显著，在样本期间企业出现亏损的情况并不少见。

4.2 相关性检验

针对综合回归模型4，利用皮尔逊相关分析法对主要变量之间进行相关性分析，结果如表3 所示，可以看出：研发投入强度RDI 与政府补贴强度GSI、融资约束强度SA、股权集中度OC、资产负债率DAR、净资产收益率ROE 之间显著相关，证实变量选取的衡量标准具有合理性，可以进行下一步深入研究。同时也可以看出，SA 与RDI 显著正相关，即SA 值越大，企业融资约束强度越小，研发投入强度越大。

表3 模型4 主要变量之间皮尔逊相关系数分析结果

4.3 回归分析

为检验个体异质性是否表现为个体不同时间趋势，首先对模型2、3、4 进行豪斯曼（Hausman）检验，检验结果中P值都为0，强烈拒绝原假设，采用固定效应进行回归分析，结果见表4、5、6 所示。

表4 模型2 固定效应回归结果

从表4可以看出：SA与RDI相关系数α1为2.942，对应P值为0.060，说明SA 与RDI 在90%的置信区间内显著正相关，也就是说SA 值越大，融资约束强度越小，企业研发投入RDI 越多，即企业融资抑制了企业的技术创新，这与前文假设1 的结论相符。从表5 可以看出：GSI 与SA 相关系数β1为0.005，对应P值为0.05，GSI 与SA 显著正相关，说明政府补贴可以在一定程度上缓解企业的融资约束，不过由于相关系数较小，这种缓解作用也相对较弱，这也进一步说明仅依靠政府补贴来彻底解决企业的融资约束问题是不现实的。综合以上可以得出结论：政府补贴可以通过缓解企业融资约束，间接促进企业创新，这印证了前文假设2 的结论，同时这种间接效应系数为α1×β1=2.942×0.05=0.147。另外，从表6 可以看出：模型3 中系数λ1为0.47，对应P值为0，RDI 与GSI 显著正相关，说明政府补贴对企业创新有显著直接促进效应，这进一步印证了前文假设2的结论。进一步分析，由于直接效应系数是0.470，大于间接效应系数0.147，说明在政府补贴对企业研发投入的直接促进效应，比通过缓解融资约束来促进创新的间接效应更显著。此外，表6 中股权集中度OC、资产负债率DAR、净资产收益率ROE 等变量对应P值都小于0.01，说明这些因素对企业研发投入都有一定程度的显著影响。综上说明：企业的融资约束抑制了企业技术创新，而政府补贴能在一定程度上缓解企业的融资约束，进而促进企业技术创新；在政府补贴促企业创新的直接和间接效应中，直接作用效应更明显。

表5 模型3 固定效应回归结果

表6 模型4 固定效应回归结果

在融资约束下，不同产权性质的企业对政府补贴的反应并不相同。按企业产权性质把企业分为国有企业和非国有企业两类，分别研究政府补贴与融资约束对其研发投入的影响，回归结果见表7 所示。

表7 融资约束下企业产权性质对政府补贴与研发投入的影响

从表7 可以看出，政府补贴对国有企业和非国有企业的研发投入都有显著正向作用，非国有企业的系数为0.629，远大于国有企业的系数0.361，说明政府补贴对非国有企业创新的促进效果更显著。其原因可能有以下两方面。其一，国有企业由于有政府隐形背书，更容易获得政府补贴或银行贷款，也更受外部投资者的资金青睐，政府补贴对国有企业而言并不是重要的创新资源，因此补贴多少对其创新意愿或投入影响并不大。此外，国有企业创新的光环效应可能没有民营企业大，导致其进行创新的动力也不足。另外，企业融资约束程度对国有企业和非国有企业的研发投入的影响效果也是不同的。国有企业的融资约束指数与企业研发投入的系数为2.295，非国有企业的系数为4.247，说明相对于国有企业而言，非国有企业即民营企业的融资约束状态对补贴促企业创新的政策效果有更大的影响，这与前文假设4 的结论一致，因此政府应通过改善民营企业融资环境，降低民营企业的融资约束，才能更好地发挥政府补贴的政策效应。

4.4 门槛效应检验

（1）以SA 为门槛观察变量。对应模型5，首先检验政府补贴对企业研发投入的促进是否存在以融资约束强度SA 为门槛的突变效应，结果见表8 所示。单门槛对应P值为0，双门槛和三门槛的P值大于0.1，说明仅存在单门槛效应，进一步确定门槛值为-3.352。然后再利用单门槛模型对模型4 进行回归分析，结果见表9 所示。

表8 政府补贴对企业研发投入以SA 为变量的门槛效应检验结果

表9 政府补贴对企业研发投入以SA 为单门槛变量的回归结果

以上说明：以融资约束强度SA 为门槛变量进行检验时，政府补贴与企业研发投入之间存在单门槛效应，门槛值为-3.352。当SA 小于-3.352 时，政府补贴对研发投入的边际效应系数为0.336，当SA大于-3.352 时边际效应系数为1.401，效果明显更显著。也就是说，不同融资约束程度的企业，政府补贴对企业创新促进效应有较大差异，且存在门槛效应，这与前文假设4 的结论相一致。

（2）以政府补贴强度GSI 为门槛变量。对应模型6，检验政府补贴对企业研发投入的促进是否存在以政府补贴强度GSI 为门槛的结构效应，用同样方法进行门槛检验与回归分析，结果见表10 所示，可以看出存在单门槛效应，进一步确定门槛值为4.417。再利用单门槛模型进行回归分析，结果见表11 所示。

表10 政府补贴对企业研发投入以GSI 为变量进行门槛效应检验结果

表11 政府补贴对企业研发投入以GSI 为单门槛变量的回归结果

综上，以GSI 为门槛变量时，政府补贴与企业研发投入之间存在以GSI为异质调节的单门槛效应，门槛值为4.417%。当补贴强度小于4.417%时，补贴对企业研发投入的边际系数为0.799，而当补贴强度大于4.417%时，系数为0.365，政策效应在减弱，说明政府补贴存在门槛效应，当补贴过多超过门槛值时，企业可能会降低预期自身研发投入，或者将政府补贴用于其他支出，这时补贴的增加对企业创新的促进效应将会大幅降低，这再次印证了前文假设4 的结论。

5 研究结论与建议

5.1 研究结论

基于广东省战略性新兴产业上市企业样本数据，通过面板回归与门槛检验等计量方法，从融资约束视角分析了政府补贴对企业技术创新的直接和间接作用效应，并分别以融资约束强度和政府补贴强度为变量进行了门槛检验，得出了门槛值以及政策最优区间。主要结论如下：

（1）直接作用效应：政府补贴与企业研发投入显著正相关，相关系数为0.470，说明政府补贴可以通过增加研发资金直接促进企业技术创新。

（2）间接作用效应：政府补贴通过缓解企业融资约束来间接促进企业而技术创新。政府补贴与融资约束显著正相关，相关系数为0.05；企业融资约束强度与研发投入也显著正相关，相关系数为2.942，因此，间接效应系数为0.05×2.942=0.147，间接作用效应小于直接作用效应。说明仅靠改善企业融资困境，是无法有效促进企业创新的，政府直接补贴的作用依然不可取代。

（3）以融资约束强度为门槛观测变量时，政府补贴对企业研发投入存在单门槛效应，对于融资约束SA 指数大于-3.352 的企业，补贴对其创新促进有更显著的政策效应。以政府补贴强度为门槛观测变量时，补贴对企业研发投入也存在单门槛效应，当补贴强度小于4.417%时，补贴对企业研发投入的边际系数为0.799，政策效果比较显著。也说明如果政府补贴过多，企业可能会降低预期自身研发投入，或者将政府补贴用于其他支出，这时补贴对企业研发投入的促进效应会大幅降低。

（4）政府补贴与融资约束的相关系数为0.05，说明虽然政府补贴可以在一定程度上缓解企业的融资约束，但是缓解效应并不强，政府补贴并不能从根本上解决企业融资约束问题。

（5）在不同融资约束条件下，国有企业和非国有企业对政府补贴的创新反应有不同特征。政府补贴和融资约束对非国有企业的研发创新促进的影响效应更显著。

5.2 建议

（1）相比国有企业，非国有企业即民营企业的创新动力更强，补贴对民营企业的创新促进更显著，因此在补贴对象的选择上，建议更应加大对民营企业的补贴力度。同时政府应加强对国有企业创新补贴的管理，适当收紧预算约束，以激发其进行创新的动力。

（2）融资约束不仅直接影响企业内部的创新投入，还间接影响政府补贴促进研发投入的政策效果，因此建议完善企业的信息披露机制，减少企业因信息不对称问题带来的融资约束问题。在大数据技术快速发展背景下，政府应牵头利用区块链等技术组建综合信息平台，让政府、企业和投资者的信息可以对称和透明化，外部投资者能够及时获取企业技术创新的发展状况与企业绩效等信息，企业因此可能得到更多的融资机会，缓解融资约束。

（3）建立针对战略性新兴产业或科技企业的多层次投融资体系。政府补贴可以缓解企业融资约束，促进企业创新，因此政府对企业持续的科技创新补贴仍然非常重要。然而前文结论表明政府缓解企业融资效应有限，不能根本解决企业的融资约束问题，因此建议政府构建以企业为主体，政府、金融机构、民间资本等共同参与的多层次投融资体系，来满足战略新兴产业企业的不断增长的融资需求，改善融资环境。

（4）进一步完善政府补贴资金监管。政府在发放补贴时，整个流程应该公开透明，这不仅可以利用信号传递理论为企业融资提供便利，更有利于社会对政府、企业的研发创新活动进行监督，约束各方行为。同时，建议加强对滥用政府补贴行为的惩戒，必要情况下可以采取收回补助、罚款等措施，确保政府补贴真正用于企业的创新研发活动，真正发挥政府补助的激励作用。