趕超戰(zhàn)略下政府創(chuàng)新偏好對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機制：理論與經(jīng)驗證據(jù)

綦 勇 楊羽頔 侯澤敏

一 引 言

政府促進企業(yè)創(chuàng)新的方式是多樣的。理論上，創(chuàng)新活動給創(chuàng)新者以外的主體帶來的利益(正外部性)會導致企業(yè)創(chuàng)新投入不足，無法達到社會最優(yōu)水平(Spence，1984)[1]。為實現(xiàn)創(chuàng)新活動的最優(yōu)資源配置，大多數(shù)國家會通過財政激勵政策促進企業(yè)的創(chuàng)新活動，以糾正市場失靈(Bronzini和Piselli，2016)[2]。然而，現(xiàn)有實證研究在政府利用政策工具激勵創(chuàng)新的有效性方面存在分歧。一些以發(fā)達國家為背景的研究認為政府資助可以促進企業(yè)創(chuàng)新支出(Lerner，1999[3]；Audretsch et al.，2002[4]；Lach，2002[5]；G?rg和Strobl，2007[6]；Aerts和Schmidt，2008[7]；González和Pazó，2008[8]；Lee和Cin，2010[9]；Czarnitzki和Lopes-Bento，2014[10])，但也有研究認為政府資助對企業(yè)創(chuàng)新的影響不顯著，甚至會產(chǎn)生負面影響(Lichtenberg，1987[11]；Klette et al.，2000[12]；Wallsten，2000[13]；Duguet，2004[14]；Clausen，2009[15])。這些不一致可能源于研究對象在國家背景、企業(yè)特征及資助方式等方面的差異(David et al.，2000[16]；Guellec和Von Pottelsberghe，2000[17]；Becker，2014[18]；Zúiga-Vicente et al.，2014[19])。

與發(fā)達經(jīng)濟體相比，新興市場國家的技術提升需求更加迫切，政府為實現(xiàn)技術趕超而干預企業(yè)創(chuàng)新活動的動機更加強烈。中國作為典型的新興經(jīng)濟體，正處于跨越中等收入陷阱的關鍵時期，技術進步關乎經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的成敗。根據(jù)2016年科技部技術發(fā)展狀況評估報告，中國在13個重要技術領域的1350項技術中，有17%達到國際領先水平，有31%是并行水平，有52%是跟蹤水平。我國的技術趕超需求始終存在，并驅(qū)使政府為企業(yè)創(chuàng)新提供大量資金支持。2017年中國財政科學技術支出達到8383.6億元，同比增長8%，資助規(guī)模持續(xù)擴大。為推進趕超進程，政府通常對其偏好的高外部性創(chuàng)新實施事前成本補貼，對其偏好的創(chuàng)新成果實施事后獎勵。一般情況下，企業(yè)創(chuàng)新決策依據(jù)的是期望收益，政府和企業(yè)在創(chuàng)新偏好上的差異可能顯著影響企業(yè)的創(chuàng)新決策，但技術趕超背景下政府的創(chuàng)新偏好、資助方式和資助企業(yè)的差異在以往理論研究中并未受到足夠關注。在考慮政府創(chuàng)新偏好的情況下，探討政府資助在方式和對象上的差異如何影響創(chuàng)新產(chǎn)出，具有一定的理論和現(xiàn)實意義。

在創(chuàng)新資助方式差異方面，現(xiàn)有研究討論了計劃補貼、稅收激勵、優(yōu)惠貸款等方式對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響(Becker，2014[18]；Zúiga-Vicente et al.，2014[19]；Huergo和Moreno，2017[20])。這些方式普遍用以彌補企業(yè)私人創(chuàng)新成本，更符合技術前沿國家以私人創(chuàng)新為主的實際。然而，技術趕超國家有更強烈的創(chuàng)新需求，導致政府與企業(yè)的目標函數(shù)，以及資助方式都與技術前沿國家存在差異。一方面，政府對有利于提升國家整體科技水平的創(chuàng)新活動有較強偏好，傾向于對高外部性的原始創(chuàng)新項目進行事前資助。另一方面，政府傾向于對有利于技術趕超的創(chuàng)新成果實施事后獎勵。此外，國有企業(yè)作為國家擁有所有權或控制權的企業(yè)，是政府推行技術趕超戰(zhàn)略的重要工具，因此更易受到政府偏好的影響，能更準確地落實政府創(chuàng)新目標。

現(xiàn)有文獻中較少涉及這一問題。本文的貢獻可能在于：首先，以技術趕超國家為背景，嘗試從政府創(chuàng)新偏好的角度考察政府資助對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，為政府干預企業(yè)創(chuàng)新領域的相關實踐研究提供參考。其次，結(jié)合中國的客觀現(xiàn)實，理論上將政府對創(chuàng)新成果的偏好加入企業(yè)和政府的目標函數(shù)中，分析政府對高外部性創(chuàng)新的偏好，討論事前成本補貼和事后成果獎勵的作用機制和效果，拓展現(xiàn)有理論分析。再次，考察了政府創(chuàng)新資助對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的影響差異。已有部分實證研究討論了企業(yè)所有權對政府資助效果的影響，但結(jié)合企業(yè)所有權與政府創(chuàng)新偏好，從理論上探討政府資助影響機制的研究仍存在不足。最后，利用A股上市公司年報中的政府資助列表，手動收集政府事前創(chuàng)新成本補貼及事后創(chuàng)新成果獎勵的相關數(shù)據(jù)，對理論結(jié)果進行實證檢驗，嘗試在資助方式的差異方面充實現(xiàn)有實證文獻。

研究結(jié)果表明，國有企業(yè)決策者能準確落實政府創(chuàng)新偏好，使政府提高事前成本補貼更有利于其提升創(chuàng)新產(chǎn)出，在無資助情況下也會使其創(chuàng)新水平高于非國有企業(yè)，但會導致事后成果獎勵的激勵作用不顯著。事后成果獎勵水平不會影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，但該資助模式可以將政府創(chuàng)新偏好傳遞給非國有企業(yè)，激勵其提升創(chuàng)新產(chǎn)出，縮小與國有企業(yè)的創(chuàng)新差距。在提供事前成本補貼的同時進行事后成果獎勵可以提升事前成本補貼的激勵效果。

本文接下來的結(jié)構安排：第二部分為相關文獻回顧；第三部分為理論模型分析；第四部分為實證檢驗；第五部分為結(jié)論及政策啟示。

二 文獻回顧

(一)政府資助企業(yè)創(chuàng)新的必要性

政府資助企業(yè)創(chuàng)新主要有三種觀點。一是以Arrow(1962)[21]為代表，認為公司在計劃研發(fā)投資時，正向的技術溢出效應使私人投資無法達到社會最優(yōu)水平，因此政府資助是必要的。還有認為公司自有資金所需回報率與外部投資者所需回報率之間存在差異，這將導致規(guī)模小、年限短、現(xiàn)金有限的公司無法為創(chuàng)新提供充足的資金，即出現(xiàn)金融市場失靈，因此政府有必要資助企業(yè)創(chuàng)新活動(Hall，2002a[22]，2002b[23])。另有委托代理理論認為，公司管理者與股東之間，以及大股東與小股東之間的利益沖突會損害委托人利益，政府資助可以對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生外部治理效應，緩解委托代理問題(彭紅星，2015)[24]。國家創(chuàng)新體系理論認為，政府是塑造國家競爭優(yōu)勢的重要力量，政府應當扶持企業(yè)發(fā)展，激發(fā)企業(yè)技術創(chuàng)新的積極性(Porter，1990)[25]。信號傳遞理論認為創(chuàng)新活動具有風險性和外部性，政府補貼會向外部釋放利好信號，使得到資助的企業(yè)更容易獲得其他渠道的資金支持(Meuleman和Maeseneire，2012)[26]。

如上文獻從多個角度闡述了政府資助企業(yè)創(chuàng)新的必要性，但主要關注點在政府如何彌補企業(yè)創(chuàng)新投入的不足，更接近技術前沿國家以私人創(chuàng)新為主的現(xiàn)實情況。對于技術趕超背景下政府資助的特征和影響，現(xiàn)有理論的解釋力度略顯不足。因此，本文在理論上將政府對創(chuàng)新成果的偏好、資助方式的差異以及國有企業(yè)的情境納入企業(yè)創(chuàng)新決策模型中，嘗試擴展現(xiàn)有理論研究。

(二)政府資助對企業(yè)創(chuàng)新的實際影響

已有文獻使用不同地區(qū)的數(shù)據(jù)證明了政府資助對企業(yè)創(chuàng)新投入的激勵作用(Koga，2005[27]；Czarnitzki和Toole，2007[28]；Liu et al.，2016[29])。但也有研究顯示政府資助對企業(yè)創(chuàng)新支出會產(chǎn)生擠出效應。Kealey(1996)[30]認為國家對科學研究的投入會替代私人科研投入。在自由放任體制下，政府介入會使科技活動出現(xiàn)低效甚至腐敗，而慈善家和企業(yè)家的努力能夠使科技活動自然出現(xiàn)。一些實證研究驗證了政府資助對企業(yè)創(chuàng)新投入的擠出效應(Wallsten，2000[13]；Guellec和Van Pottelsberghe，2003[17]；Clausen，2009[15]；韓李靜，2016[31])。而另一些研究探討了政府資助對創(chuàng)新產(chǎn)出或創(chuàng)新效率的影響，同樣存在正面和負面兩種看法(Bergstr?m，2000[32]；Faccio et al.，2006[33]；Herrera和Ibarra，2010[34]；Czarnitzki et al.，2011[35]；K?hler et al.，2012[36]；秦雪征等，2012[37]；晏艷陽和王娟，2018[38])。可見，現(xiàn)有研究在政府資助對創(chuàng)新的影響方面未達成一致結(jié)論，造成結(jié)果差異的原因和機制有待進一步探討。

(三)政府資助方式的差異

綜上，已有文獻對政府資助方式的考察大多以降低企業(yè)創(chuàng)新成本為目標，更貼近技術前沿國家的情況。技術趕超國家的政府存在對高外部性創(chuàng)新和成果的偏好，國有企業(yè)的政策工具屬性也可能對政府資助效果產(chǎn)生影響。因此，本研究將政府的創(chuàng)新偏好，以及國有企業(yè)決策者對政府創(chuàng)新目標的落實納入理論模型，探討政府不同資助方式的創(chuàng)新產(chǎn)出效果。

三 理論模型分析

(一)事前創(chuàng)新成本補貼模型

事前創(chuàng)新成本補貼意味著政府事先確定給予廠商的創(chuàng)新成本補貼率，然后廠商再做出創(chuàng)新決策。假定在雙寡頭市場結(jié)構下，市場提供一種垂直差異化的新產(chǎn)品。市場的反需求函數(shù)為P=z(1-Q)，其中市場規(guī)模為1，Q為廠商產(chǎn)量之和，z代表創(chuàng)新水平。廠商1先行進行原始創(chuàng)新，單位產(chǎn)量投入創(chuàng)新費用K(z)=z2。廠商2采取模仿創(chuàng)新策略，通過支付模仿創(chuàng)新成本βz2實現(xiàn)相同的創(chuàng)新水平z，其中β為創(chuàng)新的外部性系數(shù)，0≤β≤1。β越小，模仿的成本越低，原始創(chuàng)新的正外部性越強。為簡化分析，假設創(chuàng)新后新產(chǎn)品的邊際生產(chǎn)成本不變。政府只為原始創(chuàng)新廠商1提供補貼，對單位產(chǎn)量創(chuàng)新投入的補貼率為s。事實上，世貿(mào)組織對創(chuàng)新補貼率有一定限制，根據(jù)本文所使用的中國上市公司樣本，創(chuàng)新補貼率均小于0.5。因此在不考慮對創(chuàng)新征稅的情況下，設0≤s≤0.5。政府對創(chuàng)新水平的偏好函數(shù)為F(z)=θz(q1+q2)。θ為政府對創(chuàng)新成果的偏好系數(shù)，θ>0。q1和q2分別為廠商1和廠商2的產(chǎn)量。

事前創(chuàng)新成本補貼模型的博弈過程分兩個階段。第一階段，政府為進行原始創(chuàng)新的廠商1提供補貼。廠商1選擇創(chuàng)新項目，使創(chuàng)新水平達到z。隨后廠商2進行模仿創(chuàng)新，使創(chuàng)新水平同樣達到z。第二階段，廠商1和廠商2開展古諾競爭。通過逆向歸納法求均衡解。

在第二階段，廠商1和廠商2的利潤函數(shù)分別表示為：

π1=z(1-q1-q2)q1+sz2q1-z2q1

(1)

π2=z(1-q1-q2)q2-βz2q2

(2)

通過廠商利潤最大化，得到均衡產(chǎn)量q1*和q2*，代入利潤函數(shù)，得到廠商1、2的均衡利潤為：

(3)

(4)

(5)

對于包括中國在內(nèi)的轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟體來說，政府高度掌控企業(yè)有助于完成一定的社會目標(Shleifer和Vishny，1994)[44]，技術趕超便是目標之一。在中國，國有企業(yè)是政府完成社會和政治計劃的重要工具(Chen et al.，2011)[45]。因此，考察政府資助效果時需要重視企業(yè)所有權差異帶來的影響。一般來說，非國有企業(yè)的創(chuàng)新活動主要以市場為導向，薄弱的抗風險能力使其創(chuàng)新活動嚴格遵循期望收益必須大于投入成本的條件，這可能導致非國有企業(yè)無法承擔技術趕超所需要的巨大成本投入。另一方面，原始創(chuàng)新的正外部性也可能導致非國有企業(yè)創(chuàng)新投入不足的問題。而Poyago-Theotoky(1998)[46]的理論研究指出，公有制企業(yè)可以被用來解決此種市場失靈?！凹辛α哭k大事”的制度優(yōu)勢可以使國有企業(yè)更多地承擔有利于趕超的原始創(chuàng)新。李春濤和宋敏(2010)[47]的實證研究也發(fā)現(xiàn)，無論從投入還是產(chǎn)出看，國有企業(yè)都更具有創(chuàng)新性。因此，本文假設政府傾向于將創(chuàng)新偏好傳遞給國有企業(yè)負責人，以實現(xiàn)技術趕超目標。政府官員晉升激勵的存在，一方面會使國有企業(yè)負責人在決策時盡可能考慮到政府成果偏好，另一方面會讓國有企業(yè)承擔正外部性更高的項目。但政府與國有企業(yè)的創(chuàng)新偏好差異在于，政府注重社會總體創(chuàng)新水平IPG=θz(q1+q2)，而國有企業(yè)負責人只注重本企業(yè)的創(chuàng)新水平IPS=θzq1。因此，本文使用國有企業(yè)作為原始創(chuàng)新主體，對基礎模型進行擴展。

(6)

(7)

與基礎模型相似，在第二階段，兩家廠商以古諾競爭實現(xiàn)各自目標的最大化，得到均衡產(chǎn)量。在第一階段，國有廠商1通過目標最大化，得到最優(yōu)的創(chuàng)新水平為：

(8)

命題1：政府提高事前創(chuàng)新成本補貼使國有企業(yè)創(chuàng)新水平有更大的提升。

(二)事后創(chuàng)新成果獎勵模型

事后創(chuàng)新成果獎勵模式下，政府在廠商創(chuàng)新決策之后，再根據(jù)創(chuàng)新水平給予獎勵?；炯僭O條件與事前成本補貼模型一致，但博弈過程發(fā)生改變。第一階段，廠商選擇創(chuàng)新項目，使創(chuàng)新水平達到zR。隨后廠商2進行模仿創(chuàng)新，使創(chuàng)新水平同樣達到zR。第二階段，政府根據(jù)廠商1的創(chuàng)新成果提供獎勵sR。第三階段，廠商1和廠商2開展古諾競爭。根據(jù)逆向歸納法求均衡解。

在第三階段，廠商1和廠商2的利潤函數(shù)分別表示為：

(9)

(10)

在第二階段，政府選擇最優(yōu)獎勵水平使社會目標最大化。在社會目標函數(shù)SGR中不僅包括社會福利函數(shù)SWR，還包括政府創(chuàng)新偏好函數(shù)IPG以體現(xiàn)創(chuàng)新水平提升給政府帶來的正效用。社會目標函數(shù)為：

(11)

sR*=1-5z+4zβ+3θ

(12)

(13)

可見，事后創(chuàng)新成果獎勵下，均衡創(chuàng)新水平zR*不是政府獎勵s的函數(shù)。

(14)

(15)

(16)

sRS*=1-5z+4zβ+2θ

(17)

(18)

可見，國有企業(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新水平不受事后獎勵水平的影響。由此得到命題2。

命題2：事后創(chuàng)新成果獎勵水平不會影響國有企業(yè)和非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

雖然事后獎勵水平不會影響企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，但事后成果獎勵模式的存在是否能提升企業(yè)創(chuàng)新成果，尚有待論證。為此，本研究將計算無事后成果獎勵模式下企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，與事后成果獎勵模型結(jié)果進行對比。

無事后成果獎勵模式下，在第三階段，廠商1和廠商2的利潤函數(shù)分別表示為：

(19)

(20)

(21)

(22)

(23)

可以計算出均衡創(chuàng)新水平為：

(24)

命題3：當政府對創(chuàng)新成果的偏好足夠強烈時，提供事后成果獎勵可以將政府創(chuàng)新偏好傳遞給非國有企業(yè)，提升其創(chuàng)新產(chǎn)出。

表1 事后獎勵的存在對國有企業(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響

命題4：無事后獎勵情況下，當政府對創(chuàng)新成果的偏好足夠強烈時，國有企業(yè)創(chuàng)新水平高于非國有企業(yè)。

而存在事后獎勵模式下，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的創(chuàng)新成果擁有相同的表達式，都能反映政府創(chuàng)新偏好。并且非國有企業(yè)為得到政府獎勵可能選擇考慮政府偏好，提升創(chuàng)新的外部性程度，使國有企業(yè)和非國有企業(yè)的創(chuàng)新水平趨于接近。這說明事后獎勵將政府對創(chuàng)新成果的偏好傳遞給非國有企業(yè)，提升了非國有企業(yè)的創(chuàng)新水平，縮小國有企業(yè)和非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出差距。由此得到命題5。

命題5：進行事后成果獎勵可以縮小國有企業(yè)由政府偏好帶來的相對于非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出優(yōu)勢。

(三)事前成本補貼與事后成果獎勵混合模型

混合模式下，政府事先確定給予廠商的創(chuàng)新成本補貼率。在廠商進行創(chuàng)新決策之后，再根據(jù)創(chuàng)新水平給予獎勵?；炯僭O條件與前文一致。第一階段，政府為進行原始創(chuàng)新的廠商1提供補貼s。廠商1選擇創(chuàng)新項目，使創(chuàng)新水平達到zM。隨后廠商2進行模仿創(chuàng)新，使創(chuàng)新水平同樣達到zM。第二階段，政府根據(jù)廠商1的創(chuàng)新成果提供獎勵r。第三階段，廠商1和廠商2開展古諾競爭。根據(jù)逆向歸納法求均衡解。

在第三階段，廠商1和廠商2的利潤函數(shù)分別表示為：

(25)

(26)

在第二階段，政府選擇最優(yōu)獎勵水平使社會目標最大化。社會目標函數(shù)為：

(27)

(28)

(29)

重復三階段博弈過程，可以得到最優(yōu)創(chuàng)新水平為：

(30)

命題6：當政府對創(chuàng)新成果的偏好足夠強烈時，政府提供事后成果獎勵可以提高事前成本補貼對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵效果。

四 實證分析

(一)實證模型設定

首先，為驗證事前成本補貼和事后成果獎勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，以及所有權性質(zhì)帶來的差異，即命題1和命題2，構建以下兩個實證模型。

模型(31)用于檢驗事前創(chuàng)新成本補貼對國有企業(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響?？紤]到事前資助影響的時滯，假設企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出與滯后一期的事前創(chuàng)新補貼、企業(yè)所有權性質(zhì)、滯后一期的事前創(chuàng)新補貼與所有權性質(zhì)聯(lián)合效應以及一組企業(yè)層面的控制變量有關。模型如下所示：

RDOi, t=β0+β1GISi, t-1+β2Statei, t+β3GISi, t-1*Statei, t+β4Controli, t+εi, t

(31)

其中，RDOi, t為t年份企業(yè)i的創(chuàng)新產(chǎn)出；GISi, t-1為t-1年份企業(yè)i獲得的事前成本補貼；Statei, t為企業(yè)i的所有權性質(zhì)，國有企業(yè)設為1，非國有企業(yè)設為0；GISi, t-1*Statei, t為事前成本補貼和企業(yè)性質(zhì)的交互項；Controli, t為一組控制變量，使用企業(yè)的私人研發(fā)投入(PRDI)控制企業(yè)創(chuàng)新能力，使用總資產(chǎn)(Size)來控制企業(yè)規(guī)模，使用資產(chǎn)收益率(ROA)來控制企業(yè)盈利情況。εi, t為隨機干擾項。使用年份和個體雙向固定效應模型(FE)進行估計。

模型(32)用于檢驗事后創(chuàng)新成果獎勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響?？紤]到政府事后成果獎勵在企業(yè)研發(fā)后獲得，假設企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出與當期的政府事后成果獎勵、企業(yè)所有權性質(zhì)、所有權性質(zhì)與事后成果獎勵聯(lián)合效應以及一組企業(yè)層面的控制變量有關。模型如下所示：

RDOi, t=β0+β1GIRi, t+β2Statei, t+β3GIRi, t*Statei, t+β4Controli, t+εi, t

(32)

其中，GIRi, t為t年份企業(yè)i獲得的事后成果獎勵，其他變量與模型(31)一致。與模型(31)采用滯后一期的事前成本補貼不同，模型(32)使用當期解釋變量可能遭遇由創(chuàng)新產(chǎn)出反向影響事后成果獎勵而導致的內(nèi)生性問題。因此，參考已有研究，本文進一步使用滯后兩期的事后成果獎勵作為工具變量，進行兩階段最小二乘估計(2SLS)。

為驗證進行事后成果獎勵給國有企業(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出帶來的影響，即命題3、命題4和命題5。參考已有的考察政府資助對企業(yè)影響的文獻，本文使用傾向得分匹配法(PSM)(Rosenbaum和Rubin，1983)[48]考察進行事后成果獎勵對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的影響差異，以處理可能由樣本選擇性偏誤導致的內(nèi)生問題。

首先，為驗證事后成果獎勵是否能提高非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，將非國有企業(yè)樣本中獲得事后成果獎勵的樣本設為處理組，其他為控制組。以資產(chǎn)規(guī)模、營業(yè)收入、上市年齡作為匹配變量，并控制年份虛擬變量，對事后成果獎勵二元變量進行Logit回歸，預測獲得事后成果獎勵的概率值，利用該值對處理組和控制組進行最鄰近匹配。以創(chuàng)新產(chǎn)出為結(jié)果變量，計算處理組與控制組的平均處理效應(ATT)，即事后成果獎勵對非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的凈影響，以驗證命題3。采用同樣的方法對國有企業(yè)樣本計算事后成果獎勵的平均處理效應，并與非國有企業(yè)樣本對比，以驗證命題5。其次，為驗證無事后成果獎勵情況下，國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出是否高于非國有企業(yè)，將無事后成果獎勵樣本中的國有企業(yè)設為處理組，非國有企業(yè)設為控制組。采用同樣的方法計算國家所有權的平均處理效應，以驗證命題4。最后，為驗證事前成本補貼和事后成果獎勵對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的聯(lián)合影響，即命題6，構建以下實證模型：

RDOi, t=β0+β1GISi, t-1+β2GIRdi, t+β3GISi, t-1*GIRdi, t+β4Statei, t+β5Controli, t+εi, t

(33)

其中，GIRdi, t為虛擬變量，t年份企業(yè)i獲得事后成果獎勵設為1，其它為0。GISi, t-1*GIRdi, t代表事前成本補貼和事后成果獎勵的聯(lián)合影響。

(二)樣本和數(shù)據(jù)

考慮到2008年至2010年末中國實行了4萬億人民幣的經(jīng)濟刺激計劃(ESP)，為避免該政策對本研究的干擾，選取2012-2016年中國A股制造業(yè)上市企業(yè)為樣本。選擇中國上市企業(yè)樣本，是因為上市企業(yè)是中國各行業(yè)中具有代表性的企業(yè)，其行為被公共輿論嚴格監(jiān)督，創(chuàng)新和政府資助數(shù)據(jù)披露更具體和規(guī)范。特別是，上市企業(yè)財報中的政府資助列表為本文獲得事前成本補貼和事后成果獎勵數(shù)據(jù)提供了可能。在數(shù)據(jù)采集中，剔除不進行研發(fā)活動的企業(yè)樣本與ST企業(yè)樣本。剔除2012年至2016年間上市和退市的企業(yè)，以避免數(shù)據(jù)異常變動帶來的干擾。由此，共得到1004家制造業(yè)企業(yè)的5020個觀測值。

政府資助數(shù)據(jù)從上市企業(yè)年報中手動摘錄。由于在企業(yè)年報中并未直接給出事前成本補貼和事后成果獎勵的總金額，本文從企業(yè)年報財務報表的政府資助列表中，手動提取每一項有關政府創(chuàng)新資助的項目明細，并根據(jù)資助的內(nèi)容將資助項目劃分為事前成本補貼和事后成果獎勵。具體的，在政府資助列表中提取所有包含關鍵詞為“科學”、“創(chuàng)新”、“技術研發(fā)或改造”、“新產(chǎn)品研發(fā)”、“專利”和“節(jié)能環(huán)?！钡捻椖俊Ｈ缓?，利用“補貼”和“獎勵”兩個關鍵詞將所有資助項目劃分成事前成本補貼和事后成果獎勵兩類，分別對項目金額進行加總，得到本文的兩個關鍵指標。這也使本文數(shù)據(jù)庫顯著區(qū)別于其他相關實證研究。

企業(yè)的資產(chǎn)、利潤等財務數(shù)據(jù)來自國泰安中國財經(jīng)數(shù)據(jù)庫。企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出用企業(yè)專利申請量衡量，數(shù)據(jù)來自于國家知識產(chǎn)權局網(wǎng)站。同時使用企業(yè)發(fā)明專利申請量作為創(chuàng)新產(chǎn)出的另一替代變量(RDO_I)以檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性。使用企業(yè)名稱和證券代碼對不同數(shù)據(jù)源進行匹配以建立數(shù)據(jù)庫。為解決數(shù)據(jù)量綱存在的顯著差異，并減弱異方差性，對所有非強度變量取自然對數(shù)。同時使用Winsorize方法對變量在1百分位及99百分位進行縮尾處理以避免極端值影響。所有變量的定義和描述性統(tǒng)計見表2和表3。

表2 變量定義

表3 描述性統(tǒng)計

注：除ROA外，對其它連續(xù)型變量取自然對數(shù)。

(三)實證結(jié)果

為驗證命題1和命題2，對模型(31)和模型(32)進行回歸，結(jié)果見表4。根據(jù)列(1)和列(2)結(jié)果，交互項系數(shù)顯著為正，說明提高事前成本補貼使國有企業(yè)的創(chuàng)新水平有更大的提升，驗證了命題1。值得注意的是，事前成本補貼的主效應顯著為負，即事前成本補貼負向影響非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。此結(jié)果與本文設想的正向關系存在差異。綜合已有文獻，可能的解釋為，非國有企業(yè)在獲得政府事前成本補貼時，存在與政府溝通或取得政府信任的成本。當這種成本過高時，事前成本補貼水平可能與企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出負相關。此類情況的理論模型說明見文后附錄。列(5)和列(6)結(jié)果顯示，事后成果獎勵水平對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不顯著，驗證了命題2。考慮到模型可能的內(nèi)生性問題，使用滯后兩期的事后成果獎勵作為工具變量進行兩階段最小二乘回歸，結(jié)果列(7)和列(8)仍與固定效應模型一致。

注：***、**和*分別代表統(tǒng)計量在1%、5%和10%水平上顯著；括號中為標準誤差；2SLS模型的弱工具變量檢驗中，Stock-Yogo weak ID test critical values 15% maximal IV size為4.58。

表5 事前成本補貼、事后成果獎勵及國家所有權性質(zhì)的平均處理效應

(續(xù)上表)

B:事后成果獎勵的處理效應RDO處理組控制組ATTOff觀測值RDO_I處理組控制組ATTOff觀測值國有企業(yè)樣本2.9832.9050.078214702.3452.2540.09121470非國有企業(yè)樣本2.6782.4660.212???035501.9221.6960.226???03550國有企業(yè)樣本總體平衡性檢驗PsR2LR統(tǒng)計量P值非國有企業(yè)樣本總體平衡性檢驗PsR2LR統(tǒng)計量P值匹配前0.01835.590.0000.01049.960.000匹配后0.0023.400.8460.0014.340.739C:國家所有權的處理效應RDO處理組控制組ATTOff觀測值RDO_I處理組控制組ATTOff觀測值無事后成果獎勵樣本3.0372.6960.341??1523292.3961.9560.439???152329無事后成果獎勵樣本總體平衡性檢驗PsR2LR統(tǒng)計量P值匹配前0.3561064.380.000匹配后0.00612.140.096

注：***和**分別代表統(tǒng)計量在1%和5%水平上顯著。

為驗證命題3、命題4和命題5，使用傾向得分匹配法考察事后創(chuàng)新成果獎勵對國有企業(yè)和非國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響差異。表5B和C部分中的總體平衡性檢驗，及附錄表7B和C部分中的匹配變量平衡性檢驗表明，樣本匹配顯著降低了處理組與控制組之間匹配變量的差異，匹配效果較好。根據(jù)表5B部分，事后成果獎勵對非國有企業(yè)樣本的ATT正向顯著，說明獲得事后成果獎勵的非國有企業(yè)比沒有獲得獎勵的非國有企業(yè)有更高的創(chuàng)新產(chǎn)出，驗證了命題3。表5C部分顯示，對于無事后成果獎勵的樣本，國家所有權的ATT正向顯著，說明無事后成果獎勵時，國有企業(yè)有更高的創(chuàng)新產(chǎn)出，驗證了命題4。此外，表5B中，國有企業(yè)樣本的處理效應不顯著，而非國有企業(yè)樣本的處理效應正向顯著，說明事后成果獎勵縮小了國有企業(yè)對于非國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出優(yōu)勢，驗證了命題5。

此外，PSM方法還可以被用于檢驗提高政府事前成本補貼是否對國有企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出有更強的激勵效用。根據(jù)事前成本補貼的中位數(shù)，將國有企業(yè)樣本劃分為高事前成本補貼和低事前成本補貼兩組，前者為處理組，后者為控制組。非國有企業(yè)樣本也采用同樣的劃分方式。分別計算事前成本補貼水平對國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本的平均處理效應。根據(jù)表5A和附錄表7A部分，平衡性檢驗顯示匹配效果較好，國有企業(yè)樣本在獲得高事前成本補貼后，創(chuàng)新產(chǎn)出的提升顯著高于非國有企業(yè)樣本，再次驗證了命題1。

由于本文使用的是面板數(shù)據(jù)，為處理不同企業(yè)獲得事前成本補貼和事后成果獎勵時間差異造成的影響，本文將樣本按年份進行劃分，對同一年份樣本事前成本補貼和事后成果獎勵的處理效應進行重新計算，結(jié)果見表6。根據(jù)表6A部分，除2013年結(jié)果及2015年總專利產(chǎn)出結(jié)果外，其他結(jié)果均支持事前成本補貼更有利于國有企業(yè)提升創(chuàng)新產(chǎn)出的結(jié)論。根據(jù)表6B部分，除2013年發(fā)明專利產(chǎn)出結(jié)果及2015年結(jié)果外，其他結(jié)果均支持事后成果獎勵更有利于非國有企業(yè)提升創(chuàng)新產(chǎn)出的結(jié)論。以上結(jié)果驗證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

為驗證命題6，對模型(33)進行回歸，結(jié)果見表4列(3)和列(4)，事前成本補貼和事后成果獎勵的交互項系數(shù)顯著為正，說明同時進行事后成果獎勵可以提高事前成本補貼對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵效應，命題6得到驗證。

表6 事前成本補貼和事后成果獎勵的分年份平均處理效應

注：***、**和*分別代表統(tǒng)計量在1%、5%和10%水平上顯著。

五 結(jié)論和政策啟示

本研究以技術趕超經(jīng)濟體為背景，在動態(tài)博弈模型中考慮政府對創(chuàng)新成果及高外部性項目的偏好，考察政府實施事前成本補貼和事后成果獎勵對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，討論國有企業(yè)情境下的影響差異，并利用A股制造業(yè)上市企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)進行實證檢驗。結(jié)果表明：技術趕超戰(zhàn)略下，政府強烈的創(chuàng)新偏好可能影響企業(yè)的創(chuàng)新活動。國有企業(yè)的決策者通過準確落實政府的創(chuàng)新成果偏好，使政府提高事前成本補貼更有利于國有企業(yè)提升創(chuàng)新產(chǎn)出，也使無資助情況下國有企業(yè)的創(chuàng)新水平高于非國有企業(yè)，但也會導致事后成果獎勵的激勵作用不顯著。事后成果獎勵水平不會影響企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，但該資助模式可以將政府的創(chuàng)新成果偏好傳遞給非國有企業(yè)，進而激勵其提升創(chuàng)新產(chǎn)出，縮小與國有企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出差距。在提供事前成本補貼的同時提供事后成果獎勵可以提升事前成本補貼的激勵效果。

本文結(jié)論對政府制定有關促進企業(yè)創(chuàng)新政策有一定的啟示。我國在《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》明確提出，要采取差異化策略和非對稱路徑完成創(chuàng)新戰(zhàn)略任務。財政資源的有限性也要求政府在制定創(chuàng)新政策時，需綜合考慮政府對不同領域創(chuàng)新的偏好程度，不同企業(yè)在落實政府偏好上的差異，以及不同資助方式對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制。

對于國有企業(yè)而言，政府的創(chuàng)新成果偏好傳遞到?jīng)Q策層，會使事前創(chuàng)新成本補貼有利于提升創(chuàng)新產(chǎn)出，但單獨事后創(chuàng)新成果獎勵的激勵作用不明顯。因此，在政府創(chuàng)新偏好程度較高的領域，可以適當提升對國有企業(yè)的事前創(chuàng)新成本補貼程度，同時輔以事后成果獎勵資助，以彌補高外部性帶來的創(chuàng)新水平下降。在政府創(chuàng)新偏好程度較低的領域，國有企業(yè)進行高外部性創(chuàng)新可能會使創(chuàng)新產(chǎn)出低于非國有企業(yè)。政府可以加快推進這些領域的混合所有制改革，使企業(yè)根據(jù)市場需求進行創(chuàng)新決策，以提高企業(yè)的自主創(chuàng)新水平。

對于非國有企業(yè)而言，事前成本補貼在政企溝通成本較高時可能無激勵作用。事后成果獎勵模式可以將政府的創(chuàng)新成果偏好傳遞給非國有企業(yè)，進而激勵其提升創(chuàng)新產(chǎn)出。因此，在政府創(chuàng)新偏好程度較高的領域，應更加重視事后成果獎勵的激勵作用。在對非國有企業(yè)提供事前補貼時，需注意提升企業(yè)與政府之間的溝通效率，為企業(yè)獲得財政支持提供便利。在政府創(chuàng)新偏好程度較低的領域，事后成果獎勵可能無激勵作用，非國有企業(yè)自主創(chuàng)新活動更有利于提升創(chuàng)新產(chǎn)出。此時政府無需耗費財政資源進行創(chuàng)新激勵，而是應當優(yōu)化和完善企業(yè)自主創(chuàng)新環(huán)境。