政府補助、技術創(chuàng)新與企業(yè)績效
——基于A 股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

(山東大學 管理學院，山東 濟南 250014)

一、引言

我國特有的經(jīng)濟體制決定了政府在國民經(jīng)濟活動中占據(jù)著主導地位。政府常常實行多種政策來支持企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新活動，以期促進企業(yè)的技術進步、推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，其中政府采取最直接的激勵措施就是對企業(yè)給予補貼。根據(jù)《中國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》，2019 年我國的研發(fā)經(jīng)費支出為21 737 萬億元，比2018 年增長10.5 個百分點，排名世界第二，僅次于美國；研發(fā)經(jīng)費支出占GDP 的比重為2.19%，比2018 年提高0.05 個百分點。同時，根據(jù)《2019 年全球創(chuàng)新指數(shù)報告》，我國科技創(chuàng)新實力排在全球第14 位，名次較2018 年有所上升。但是，相較于排名前十的發(fā)達國家仍存在較大的差距，我國創(chuàng)新能力還需要進一步提升。當前，高端、先進產(chǎn)業(yè)核心技術的落后仍制約著我國企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。因此，在邁向科技強國的道路上，如何推動企業(yè)技術創(chuàng)新、促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級、提升企業(yè)績效成為亟需解決的重要問題。

近年來，政府支持對于企業(yè)技術創(chuàng)新和經(jīng)營績效的影響越來越受到學術界的關注。相關學者研究了政府補助與企業(yè)績效的關系，部分研究顯示研發(fā)補助有利于經(jīng)營績效的提高[1-2]，而彭中文等[3]研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)補助不利于企業(yè)績效的提升。另有一些學者研究了政府補助和企業(yè)創(chuàng)新的關系，指出政府補助可以提高企業(yè)的專利產(chǎn)出數(shù)量與質(zhì)量[4-7]。還有部分學者研究了技術創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)活動與市場價值之間存在顯著的正相關關系[8-12]。這些研究成果為探索改善和提高企業(yè)績效的途徑做了很大貢獻，也得到了廣泛認可。但是，當前大多數(shù)的研究尚未將政府補助、技術創(chuàng)新、企業(yè)績效三者置于同一研究機制內(nèi)，深入探討政府補助影響企業(yè)績效內(nèi)在機理的研究較少，因此，這也構成了本文研究的出發(fā)點。本文嘗試分析并檢驗政府補助、技術創(chuàng)新和企業(yè)績效三者之間的關系，從而為優(yōu)化政府補助政策、提升企業(yè)績效拓展新的思路。

高管人員作為“理性經(jīng)濟人”，往往傾向于選擇更符合自身利益的項目[13]。股權激勵作為一種將管理層利益與股東利益結合起來的長期績效機制，會激發(fā)高管對研發(fā)創(chuàng)新活動的熱情，使得高管人員主動關注有利于企業(yè)長期發(fā)展的創(chuàng)新項目，從而在很大程度上減少高管的短視行為[14]。因此，本文探討了高管股權激勵情境下，政府補助對企業(yè)績效的影響。此外，Alzoubi[15]指出，股權結構是現(xiàn)代公司治理機制的核心，股權結構差異對企業(yè)績效具有至關重要的影響。隨著所有權高度集中，企業(yè)大股東會利用其控制權優(yōu)勢通過合法且隱蔽的方式“侵占”中小股東的利益。因此，本文進一步地研究了股權集中度情境下，政府補助是否會加劇大股東的異化行為，從而削弱其對企業(yè)創(chuàng)新投資的促進作用，最終影響企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績。

基于以上分析，本文運用中國A 股上市公司2012—2017 年面板數(shù)據(jù)，研究了政府補助、技術創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關系，同時考察了高管股權激勵與股權集中度的情境效應。實證分析發(fā)現(xiàn):(1)政府補助能夠發(fā)揮信號傳遞作用，可以有效地提升企業(yè)績效，并且技術創(chuàng)新在其中發(fā)揮了部分中介作用；(2)高管股權激勵不能正向調(diào)節(jié)政府研發(fā)補助與技術創(chuàng)新的關系，但可以正向調(diào)節(jié)技術創(chuàng)新與企業(yè)績效的關系；(3)股權集中度在“政府補助—技術創(chuàng)新—企業(yè)績效”的作用路徑中，均起負向調(diào)節(jié)作用。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在:(1)拓寬了研究視角，不同于以往文獻直接研究政府補助對企業(yè)績效的影響，引入了技術創(chuàng)新這一關鍵變量，發(fā)現(xiàn)了政府補助作用于企業(yè)績效的具體路徑；(2)從高管激勵機制與股權結構兩個視角同時入手，結合宏觀政策支持和微觀公司治理內(nèi)外兩個角度分析中國上市公司的經(jīng)營績效問題，以此明確政府補助的作用環(huán)境。概括來說，本文明確了政府補助的激勵效應以及政府補助作用于企業(yè)經(jīng)營績效的內(nèi)在機制，對相關研究領域有一定的理論貢獻；同時，對政府如何發(fā)揮激勵效應、企業(yè)如何深化公司治理有一定的管理啟示。

二、理論基礎與研究假設

(一)政府補助與企業(yè)績效

現(xiàn)有的研究成果對政府補助與企業(yè)績效之間的關系并未達成共識。有些學者研究發(fā)現(xiàn)無償為企業(yè)提供研發(fā)補助不利于企業(yè)績效的提升，原因在于:政府與企業(yè)之間存在信息不對稱，企業(yè)會利用一些方式迎合甚至欺騙政策制定者以獲取研發(fā)補助，這會極大地削弱研發(fā)補助的積極效應。還有一些學者研究發(fā)現(xiàn)政府補助與企業(yè)績效之間沒有顯著的相關關系。但大部分學者認同為企業(yè)提供研發(fā)補助有利于企業(yè)績效的提升，他們發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補助能夠發(fā)揮激勵企業(yè)開展研發(fā)創(chuàng)新的效應，幫助企業(yè)獲得并保持核心競爭優(yōu)勢，進而有利于企業(yè)長久穩(wěn)定發(fā)展。

基于信號傳遞理論，當政府為企業(yè)提供財政支持時，會向企業(yè)所處行業(yè)發(fā)出認可信號[16-17]，吸引外部投資者的關注與參與，從而緩解企業(yè)外部融資困境，為企業(yè)帶來創(chuàng)新資源，改善企業(yè)經(jīng)營環(huán)境。一方面，政府補助直接為企業(yè)提供了大筆現(xiàn)金流，增加了企業(yè)的營業(yè)外收入，提高了償債能力，向市場投資者傳遞出積極的財務信號，有利于企業(yè)融資規(guī)模的擴大；另一方面，政府無償為企業(yè)提供財政支持會建立起政企關系，很容易被外界視作為企業(yè)提供了信譽擔保，同時向外界投資者傳達一種積極的資源信號，進而有利于企業(yè)擴大生產(chǎn)經(jīng)營。實證研究方面，尚洪濤和黃曉碩[18]研究發(fā)現(xiàn)，財政補助對企業(yè)績效有顯著的促進作用。Tundis 等[19]利用意大利特倫托省的酒店數(shù)據(jù)和當?shù)卣o予的補貼數(shù)據(jù)，分析發(fā)現(xiàn)，地方政府補助會顯著提升企業(yè)績效。鄧超等[2]通過分析中小創(chuàng)新型企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)政府補助顯著促進了中小創(chuàng)新型企業(yè)經(jīng)營狀況的改善?；诖?，本文提出假設1:政府補助對企業(yè)績效有顯著的正向影響。

(二)技術創(chuàng)新在政府補助和企業(yè)績效之間的中介關系

技術創(chuàng)新理論認為，由于技術創(chuàng)新本身具有公共產(chǎn)品的特性，其往往會引發(fā)溢出效應。有研究表明，溢出效應的存在極大地降低了企業(yè)開展創(chuàng)新活動的積極性。在當前我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期，政府這只“看得見的手”通過給予財政補助等方式來主動補償企業(yè)開展技術創(chuàng)新的溢出效應，以提高企業(yè)的創(chuàng)新動力，目標是通過增加企業(yè)的研發(fā)投入來幫助企業(yè)實現(xiàn)良好的業(yè)績?，F(xiàn)有文獻認為，從政府補助政策的實施到企業(yè)績效的增長需要經(jīng)過很多環(huán)節(jié)[16]。有學者提出政府補助與企業(yè)績效之間存在中介變量，戴浩和柳劍平[20]分析了創(chuàng)業(yè)板科技型中小企業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn):在政府補助對企業(yè)成長的影響過程當中，研發(fā)經(jīng)費投入起到了中介作用，而技術人員投入未起到明顯的中介作用；丘東等[21]基于企業(yè)研發(fā)投入的中介效應實證檢驗了政府研發(fā)補助與企業(yè)創(chuàng)新績效的關系。綜合學者們的研究成果發(fā)現(xiàn)，政府補助會推動企業(yè)技術創(chuàng)新的發(fā)展，而技術創(chuàng)新又會對企業(yè)績效發(fā)揮作用。因此，在研究政府補助對企業(yè)績效的影響時，應當加入技術創(chuàng)新在二者之間發(fā)揮的中介作用?；诖?，本文提出假設2:技術創(chuàng)新在政府補助和企業(yè)績效兩者之間起著中介作用，即政府補助通過促進企業(yè)的技術創(chuàng)新，進而改善企業(yè)績效。

(三)高管股權激勵的情境效應

基于委托代理理論，經(jīng)營權與所有權的分離導致了信息不對稱，進而產(chǎn)生道德風險。高管人員作為“理性經(jīng)濟人”，往往將自身利益最大化作為決策目標，他們不愿意承擔額外的私人成本，故而會產(chǎn)生一些短視行為[22]。創(chuàng)新活動因其所具有的高風險與收益不確定性等特征，往往不受到管理者的重視。然而，在當前我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景下，創(chuàng)新作為企業(yè)保持持久的競爭優(yōu)勢以及推出更優(yōu)產(chǎn)品的關鍵環(huán)節(jié)，對企業(yè)的經(jīng)營績效有著至關重要的影響。

相關研究表明，當高管持有企業(yè)股份后，其利益便會與企業(yè)所有者利益“捆綁”在一起[23-25]，就會更加重視有利于企業(yè)長遠發(fā)展的創(chuàng)新活動，將政府補助資金更多地投入到有價值的創(chuàng)新項目中，從而實現(xiàn)企業(yè)的技術積累[26]。如果研發(fā)失敗導致股價下跌，股權激勵的價值也會降低。為了避免損失，擁有股權激勵的高管會主動加大研發(fā)過程中的監(jiān)督力度，促進創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化，為消費者提供更加優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品，進而改善企業(yè)經(jīng)營。將高管持股比例與公司績效掛鉤可以增加高管人員的激勵效應，使得高管人員充分發(fā)揮他們的專業(yè)才能，不僅會合理分配研發(fā)補助資金，還會主動尋求降低成本和改善經(jīng)營管理的方法，實現(xiàn)企業(yè)績效最大化的目標。由此可見，股權激勵作為一種能夠長期激勵管理者的機制，可以有效提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力與經(jīng)營業(yè)績。本文提出假設3:高管股權激勵在“政府補助—技術創(chuàng)新—企業(yè)績效”的作用路徑中，起正向調(diào)節(jié)作用，即高管股權激勵正向調(diào)節(jié)政府補助和技術創(chuàng)新的關系，同時還正向調(diào)節(jié)技術創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關系。

(四)股權集中度的情境效應

基于代理理論，股權結構的高度集中使得擁有優(yōu)勢地位的控股股東與中小股東之間經(jīng)常出現(xiàn)第二類代理問題，即企業(yè)控股股東會利用其控制權優(yōu)勢，通過關聯(lián)交易或資金占用等合法且隱蔽的方式來“侵占”企業(yè)獲得的財政支持，導致研發(fā)創(chuàng)新資金不足。這不僅不利于企業(yè)創(chuàng)新活動的順利展開，甚至會干擾企業(yè)的正常生產(chǎn)經(jīng)營秩序，為企業(yè)長期發(fā)展帶來巨大的負面影響。同時，由于少數(shù)控股股東持有較多的股份份額，資產(chǎn)流動性限制較大，控股股東需要承擔企業(yè)創(chuàng)新帶來的大部分資金貶值風險。因此，考慮到自身利益，企業(yè)控股股東會減少政府研發(fā)補助對創(chuàng)新活動的投入，嚴重削弱了研發(fā)補助的激勵效應，甚至會給企業(yè)正常經(jīng)營活動產(chǎn)生不利影響。

另一方面，雖然政府為企業(yè)無償提供研發(fā)資源和創(chuàng)新項目，但是創(chuàng)新活動本身所具有的信息不對稱性和產(chǎn)出的不確定性等特點，為控股股東利用各種方式“侵占”政府補助資金提供了有利的外部環(huán)境。而且政府難以有效監(jiān)督企業(yè)研發(fā)活動的詳細情況，這使得企業(yè)控股股東利用控制權優(yōu)勢“侵占”政府研發(fā)資金的異化行為很難被發(fā)現(xiàn)?；诖?，提出假設4:股權集中度在“政府補助—技術創(chuàng)新—企業(yè)績效”的作用路徑中，起負向調(diào)節(jié)作用，即股權集中度會負向調(diào)節(jié)政府補助和技術創(chuàng)新的關系，同時還負向調(diào)節(jié)技術創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關系。

本文的研究框架如圖1 所示。

圖1 研究框架

三、樣本與研究設計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選擇我國A 股上市公司作為研究對象，樣本時間跨度為2012—2017 年。參考已有研究，本文按照以下標準對初始數(shù)據(jù)進行篩選:剔除銀行等金融行業(yè)公司樣本；剔除當年經(jīng)營異常的公司樣本；剔除了變量存在嚴重缺失的上市公司樣本。經(jīng)過篩選，最終共獲得1 198 家上市公司7 188 個年度平衡面板數(shù)據(jù)。對于缺失數(shù)據(jù)少的樣本，本文通過搜索公司年報補充了相關數(shù)據(jù)，剔除的都是數(shù)據(jù)缺失嚴重的公司，因此，選用平衡面板數(shù)據(jù)并不會影響本文的分析。

上市公司的財務數(shù)據(jù)主要來源于國泰安CSMAR 數(shù)據(jù)庫；公司年度專利申請數(shù)據(jù)與年度發(fā)明專利數(shù)據(jù)來自《中國知識產(chǎn)權專利網(wǎng)》，部分缺失數(shù)據(jù)根據(jù)交易所網(wǎng)站公布的上市公司年報信息手工整理得出。本文利用Eviews8.0 和SPSS25.0 統(tǒng)計軟件進行計量分析。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)績效(ROA)。選用總資產(chǎn)凈利潤率來衡量我國上市公司的經(jīng)營績效。總資產(chǎn)凈利潤率用年末凈利潤與總資產(chǎn)的比值來計算。以往文獻研究政府補助對企業(yè)績效的影響，并未將政府補助收入從收益中剔除，其原因是:政府補助作為企業(yè)的一項營業(yè)外收入，會直接帶來企業(yè)收入的增加，因此在研究政府補助對企業(yè)績效的影響時，沒有從收益中剔除此項收入。而且，我們在剔除政府補助以后，重新估計了模型，發(fā)現(xiàn)變量系數(shù)和顯著性沒有明顯改變。故而，我們在估計模型時未從收益中剔除政府補助。同時，采用凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為替代變量，用以進行穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量

解釋變量為政府補助(SUB)。企業(yè)獲得的政府補助包括財政補貼、財政貼息、稅費減免返還等多項收入，用企業(yè)在年報利潤表中披露的政府補助明細來計算，并對其用總資產(chǎn)進行標準化處理?？紤]到政府補助也可能是企業(yè)入駐當?shù)卣畧@區(qū)時談定的一種入駐優(yōu)惠措施，與是否進行創(chuàng)新關系相對較小，我們在政府補助明細表里搜索“入駐優(yōu)惠類的政府補助”，發(fā)現(xiàn)研究樣本中只有兩家公司獲得過“入駐優(yōu)惠類的政府補助”，且金額占其當年各項目補貼總額的比值很小，因此，在估計模型時沒有將該類數(shù)據(jù)予以剔除。

3.中介變量

中介變量為技術創(chuàng)新(PAT)。在以往的研究中，專利申請量相對于專利授權量來說更能及時地反映企業(yè)的創(chuàng)新水平，因此，本文選取年度專利申請總數(shù)來衡量企業(yè)技術創(chuàng)新。同時，以公司當年申請發(fā)明專利的數(shù)量(PAT2)作為技術創(chuàng)新的替代指標，用以進行穩(wěn)健性檢驗。為了更好地反映專利數(shù)據(jù)的離異程度，同時結合對數(shù)函數(shù)中對真數(shù)的要求，本文對這兩個指標分別加1 之后再取自然對數(shù)。

4.調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量分別為高管股權激勵(MSR)和股權集中度(TOP)。對于高管股權激勵(MSR)，少數(shù)學者將管理者被授予的股權數(shù)量作為股權激勵的衡量指標，但是大多數(shù)學者采用高管持股比例來測度股權激勵強度?？紤]到研究數(shù)據(jù)的可獲取性，本文參照樂怡婷[13]的做法，采用年末高管持股比例來衡量股權激勵強度；對于股權集中度(TOP)，本文用公司年末第一大股東持股比例來衡量。

5.控制變量

借鑒Boeing[27]、夏宇[28]、Shu 等[29]學者們的研究，本文引入了幾個會對研究結論產(chǎn)生影響的變量，主要包括:企業(yè)規(guī)模(SIZE)、財務杠桿(LEV)、企業(yè)成長性(GROW)、企業(yè)現(xiàn)金實力(CASH)和獨立董事比例(OUTS)。此外，本文還控制了行業(yè)、年度對企業(yè)績效產(chǎn)生的影響。

變量定義與說明如表1 所示。

表1 主要變量定義

(三)模型構建

基于研究設計，為了檢驗H1 政府補助對企業(yè)績效的影響，構建模型(1):

根據(jù)Baron 和Kenny[30]提出的方法檢驗H2 技術創(chuàng)新的中介作用，構建模型(2)、(3)和(4):

為了檢驗H3 高管股權激勵對“政府補助—技術創(chuàng)新—企業(yè)績效”的調(diào)節(jié)作用，構建模型(5)和(6):

為了檢驗H4 股權集中度對“政府補助—技術創(chuàng)新—企業(yè)績效”的調(diào)節(jié)作用，構建模型(7)和(8):

其中，α表示截距，β表示系數(shù)，Controls為各個控制變量，i為樣本公司，t表示年份，ε為隨機誤差項。

四、實證結果及分析

(一)描述性分析

表2 報告了變量的描述性統(tǒng)計結果。從表2 可以看出，公司績效(ROA)的最大值為1.202，最小值為-0.725，這表明我國上市公司績效差別比較大，有個別公司盈利狀況相當不樂觀。本文已對年度專利申請量進行了對數(shù)處理，技術創(chuàng)新變量(PAT)最小值為1.386，最大值為10.061，可見我國上市公司在創(chuàng)新產(chǎn)出方面具有較大差異。政府補助強度(SUB)的最大值是0.667，是均值0.013 的51.308 倍，而最小值為0，可以看出不同上市公司之間的補助差額較大。政府補助強度的平均值大于中位數(shù)0.008，可見我國上市公司中部分公司獲得了較高的政府補助。在高管激勵層面，高管人員平均持股比例(MSR)總和大約為14.3%，最小值為0，最大值達到0.892，可見有些公司高管人員未持股，而有些公司高管人員的持股比例高達80%以上，由此表明我國上市公司在采用股權激勵方面差異較大。在股權集中度層面，股權集中度(TOP)最大值為0.875，可見上市公司存在“一股獨大”現(xiàn)象。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二)相關性分析

表3 列示了各變量間的相關性分析結果。

表3 的相關性分析顯示，政府補助(SUB)與技術創(chuàng)新(PAT)、技術創(chuàng)新(PAT)與企業(yè)績效(ROA)以及政府補助(SUB)與企業(yè)績效(ROA)之間都為顯著的正相關關系。各個變量之間的相關系數(shù)最大值是0.543，遠小于0.8，可以初步判定各個變量之間不存在多重共線性。進一步計算各變量的方差膨脹因子，VIF 最大值是1.98，遠遠小于上限值10，表明各變量之間不存在顯著的多重共線性問題。

表3 變量間的相關關系

(三)回歸分析

1.政府補助、技術創(chuàng)新與企業(yè)績效

表4 反映了政府補助、技術創(chuàng)新與企業(yè)績效之間關系的實證結果。由模型1 可知，政府補助(SUB)與企業(yè)績效(ROA)之間顯著正相關(β ＝0.199，p<0.01)，這表明加大政府補助力度會顯著提高企業(yè)的經(jīng)營績效，假設H1 得到驗證。由模型2 和模型3 可知，政府補助(SUB)與技術創(chuàng)新(PAT)之間顯著正相關(β ＝7.072，p<0.01)，技術創(chuàng)新(PAT)與企業(yè)績效(ROA)之間顯著正相關(β ＝0.003，p<0.01)。這說明政府研發(fā)補助會促進企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出，創(chuàng)新產(chǎn)出又會對企業(yè)績效發(fā)揮作用。模型4 同時納入政府補助與技術創(chuàng)新之后，政府補助(SUB)對企業(yè)績效(ROA)的影響效應由原來的0.199(p<0.01)下降到0.181(p<0.01)，技術創(chuàng)新產(chǎn)生的中介效應為0.021(7.072×0.003)，技術創(chuàng)新的中介效應在政府補助對企業(yè)績效的總影響效應中占比10.55%(0.021/0.199)，且模型4 中技術創(chuàng)新(PAT)變量前的系數(shù)顯著。因此，技術創(chuàng)新(PAT)在政府補助(SUB)對企業(yè)績效(ROA)的影響路徑中起到了部分中介作用，假設H2 得到驗證。

表4 政府補助、企業(yè)創(chuàng)新與企業(yè)績效回歸分析結果

2.調(diào)節(jié)回歸結果

高管股權激勵和股權集中度的調(diào)節(jié)回歸結果如表5 所示。由模型5 可知，高管股權激勵和政府補助的交互項(SUB×MSR)與技術創(chuàng)新(PAT)之間雖然呈正相關關系，但并不顯著，高管股權激勵未能產(chǎn)生預期的調(diào)節(jié)作用。由模型6 可知，高管股權激勵和技術創(chuàng)新的交互項(PAT×MSR)與企業(yè)績效(ROA)之間的關系顯著正相關(β ＝0.007，p<0.01)，表明高管股權激勵在技術創(chuàng)新與企業(yè)績效的關系中發(fā)揮著顯著的促進作用，假設H3 得到部分支持。高管股權激勵不能正向調(diào)節(jié)政府補助與技術創(chuàng)新之間的關系，但是可以顯著正向調(diào)節(jié)技術創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關系。產(chǎn)生這種情況的原因可能是，通常情況下創(chuàng)新研發(fā)活動的周期較長、風險較高，雖然擁有企業(yè)的部分股權，但是高管自身的利益與企業(yè)的整體利益還是有所偏差，通過持有公司大量股份，經(jīng)理人的投票權與影響力不斷擴大，有可能出現(xiàn)即使經(jīng)理人的行為背離了公司目標而其職位或報酬也不受任何負面影響的情形，進而影響創(chuàng)新活動[31]。相比于對研發(fā)項目的前期投入，高管人員更愿意把資源投入到已有創(chuàng)新項目的深入推進和后期轉(zhuǎn)化方面。

表5 高管股權激勵和股權集中度的調(diào)節(jié)作用回歸分析結果

由模型7 可知，股權集中度和政府補助的交互項(SUB×TOP)與技術創(chuàng)新(PAT)之間的關系為顯著負相關(β ＝-0.143，p<0.01)，表明股權集中度在政府補助與企業(yè)技術創(chuàng)新關系中發(fā)揮著顯著的抑制作用，企業(yè)大股東會減少政府研發(fā)補助對創(chuàng)新活動的投入。同時，由模型8 可知，股權集中度和技術創(chuàng)新的交互項(PAT×TOP)與企業(yè)績效(ROA)之間的關系為顯著負相關(β ＝-0.00005，p<0.1)，表明股權集中度在企業(yè)技術創(chuàng)新與企業(yè)績效關系中發(fā)揮著顯著的抑制作用。股權集中度在“政府補助—技術創(chuàng)新—企業(yè)績效”的作用路徑中，起著顯著負向調(diào)節(jié)作用，假設H4 得到驗證。這意味著，企業(yè)大股東會減少政府研發(fā)補助對創(chuàng)新活動的投入，嚴重影響企業(yè)經(jīng)營活動，進而不利于企業(yè)績效的提升。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.更換被解釋變量

前文對技術創(chuàng)新所采用的指標是年度專利申請數(shù)的自然對數(shù)(PAT)。在穩(wěn)健性檢驗中，本文將其更換為年度發(fā)明專利申請數(shù)的自然對數(shù)(PAT2)；前文對企業(yè)績效所采用的指標是總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)。在穩(wěn)健性檢驗中，本文將其更換為凈資產(chǎn)收益率(ROE)，以確保研究結果的可靠性。對數(shù)據(jù)重新進行回歸分析，回歸結果如表6 所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗:更換被解釋變量

2.因變量滯后一期

前文得出了政府補助有利于提升企業(yè)創(chuàng)新和績效的結論，但是科研實力強、績效高的公司也可能更容易獲得政府青睞。為了進一步避免這種被解釋變量與解釋變量之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文對模型中的因變量都做了滯后一期處理，對數(shù)據(jù)重新進行回歸分析，回歸結果如表7 所示。穩(wěn)健性檢驗的結論與前文回歸分析的結果基本一致，本文提出的假設H1、假設H2 和假設H4 都得到驗證，假設H3 得到部分支持。因此，研究得出的結果具有較高的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗:因變量滯后一期

續(xù)表7

五、結論與建議

本文以2012—2017 年A 股上市公司作為研究對象，實證研究了政府補助與技術創(chuàng)新對企業(yè)績效的影響效應。結果顯示，政府補助能夠發(fā)揮信號傳遞作用，為企業(yè)提供更多的創(chuàng)新資源，通過推動企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的發(fā)展進而提升企業(yè)績效，即技術創(chuàng)新在政府補助與企業(yè)績效之間起到了部分中介作用。進一步地，本文引入了高管股權激勵和股權集中度作為情景變量，研究表明，高管股權激勵雖然不能調(diào)節(jié)政府研發(fā)補助與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系，但可以顯著正向調(diào)節(jié)企業(yè)技術創(chuàng)新與企業(yè)績效的關系。這說明我國上市公司通過對高管實施股權激勵，能夠有效緩解高管與股東之間的委托代理問題，鼓勵高管充分發(fā)揮管家作用，將更多的精力投入到現(xiàn)有研發(fā)活動過程中，促進專利成果的轉(zhuǎn)化，提升公司品牌的溢價能力，為公司創(chuàng)造更多的價值。同時，股權集中度在“政府補助—技術創(chuàng)新—企業(yè)績效”的作用路徑中，均起顯著負向調(diào)節(jié)作用，即股權集中度負向調(diào)節(jié)政府補助與技術創(chuàng)新的關系，同時還對技術創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關系起著顯著負向調(diào)節(jié)作用。

本文的政策建議為:(1)政府應進一步細化與完善政府補貼政策。從制度層面來說，政府可以制定相關政策鼓勵和保障企業(yè)的創(chuàng)新活動，同時也鼓勵相關金融機構適當降低企業(yè)的融資約束，鼓勵并引導社會投資者投資具有高價值的創(chuàng)新項目；資源方面，政府應進一步加大對企業(yè)的財政支持，充分發(fā)揮其對企業(yè)研發(fā)活動的激勵作用，鼓勵企業(yè)開展研發(fā)投資，以促進企業(yè)的經(jīng)濟發(fā)展。(2)政府應制定對企業(yè)創(chuàng)新行為的甄選標準，確保有限的資金能發(fā)揮最大效益。政府可以根據(jù)企業(yè)創(chuàng)新項目的價值和難度細化補貼方式，重點關注具有潛在價值、技術含量高的創(chuàng)新項目，保障研發(fā)資金更多地流向真正開展高質(zhì)量創(chuàng)新的企業(yè)。(3)企業(yè)在制定績效考核計劃時應當著重考慮高管股權的重要性，適當加強股權激勵，提升高管人員的主動性和積極性，確保創(chuàng)新高效產(chǎn)出，發(fā)揮政府補助對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的積極影響。(4)企業(yè)可以適當降低大股東持股比例，削弱大股東“侵占”中小股東利益的異化行為。

當然，值得說明的是，本研究僅僅發(fā)現(xiàn)了企業(yè)技術創(chuàng)新在政府補助與企業(yè)績效之間發(fā)揮著部分中介作用，這表示二者之間還存在其余的影響路徑，后續(xù)研究可基于此方面擴展；其次，除高管股權激勵和股權集中度以外，“政府補助—技術創(chuàng)新—企業(yè)績效”之間的關系還有可能受到獨立董事結構、產(chǎn)權結構或公司治理其他邊界條件的影響，后續(xù)研究可以進一步挖掘本研究框架潛在的影響因素。