產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策對實體經(jīng)濟的影響范文

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摘要:本文以2007－2017年A股上市公司為樣本，利用2015年出臺的《中國制造2025》產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策作為準自然實驗，采取基于匹配的雙重差分方法，探討產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策對微觀企業(yè)創(chuàng)新活動的影響效果及其作用機制。研究結果表明，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策的出臺能夠推動實體經(jīng)濟企業(yè)加大研發(fā)投入，政策效應得以通過財政補貼這一渠道進行傳導。本文的研究結論為改進和完善扶持政策提供了經(jīng)驗證據(jù)，對推動我國實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的啟示意義。

關鍵詞:產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策；企業(yè)創(chuàng)新；雙重差分傾向得分匹配法

一、問題的提出

黨的提出，要通過實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，推動我國實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。當前，我國以制造業(yè)為主體的實體經(jīng)濟的發(fā)展“大而不強”的問題仍然突出，發(fā)展不平衡不充分的矛盾依舊顯著。隨著我國制造業(yè)科技水平向發(fā)達國家的技術前沿不斷收斂，“消化吸收再創(chuàng)新、模仿式創(chuàng)新的成本越來越高”(呂鐵等，2015)。為抓住新一輪科技革命和產(chǎn)業(yè)變革帶來的歷史機遇，解決長期以來制約我國實體經(jīng)濟發(fā)展的“關鍵核心技術受制于人、核心零部件高度依賴進口”等諸多瓶頸(邵安菊，2016)，2015年5月，國務院出臺《中國制造2025》對制造業(yè)的長期發(fā)展做出規(guī)劃①，鼓勵制造業(yè)企業(yè)加大原始創(chuàng)新投入，推動我國由“制造大國”向“制造強國”轉變。為突破技術瓶頸，補齊技術短板，政府在財稅、金融方面給予了大量扶持，支持企業(yè)加大研發(fā)力度。然而扶持政策對于企業(yè)研發(fā)活動的影響效果如何，目前學術界還未達成一致觀點，無法清晰揭示出產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策與實體經(jīng)濟企業(yè)創(chuàng)新之間的因果效應及其作用機理。結合現(xiàn)有研究，本文進行了以下拓展:利用2007－2017年A股上市公司的微觀數(shù)據(jù)，驗證了產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策能夠增加企業(yè)自主研發(fā)投入，有效地識別出《中國制造2025》的出臺與實體經(jīng)濟企業(yè)創(chuàng)新之間的因果效應，為研究產(chǎn)業(yè)政策推動企業(yè)創(chuàng)新提供了新的視角;在研究方法上采用基于匹配的雙重差分方法(PSM－DID)，有效地克服了可能存在的樣本選擇性偏差和內(nèi)生性問題。通過對產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策影響實體經(jīng)濟企業(yè)創(chuàng)新的機制分析，清晰揭示出“政策出臺→企業(yè)研發(fā)動力增強→企業(yè)加大研發(fā)投入”這一傳導機制，從而有助于厘清產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策對實體經(jīng)濟企業(yè)研發(fā)的影響及運作機理。

二、文獻綜述

為了更好地分析產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策對實體經(jīng)濟企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，本文從以下兩個角度來分析政策如何影響企業(yè)研發(fā)活動。

(一)正向的激勵效應

已有研究表明，政府補貼能夠緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的資源約束，降低企業(yè)自身創(chuàng)新活動的邊際成本，分散企業(yè)創(chuàng)新活動的風險，從而激勵企業(yè)增加研發(fā)支出(Hall，2002;Czarnitzki、Lopes－Bent，2013;江雅雯，等，2011;周亞虹，等，2015;何熙瓊，等，2016)，扶持政策對企業(yè)的創(chuàng)新活動，具有正向的激勵效應。Aghionetal.(2015)利用政府補助、關稅等指標測度產(chǎn)業(yè)政策，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策可以通過促進競爭實現(xiàn)企業(yè)價值的增長。Ascensiónetal.(2017)利用西班牙的數(shù)據(jù)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟危機期間接受政策扶持的企業(yè)，其研發(fā)產(chǎn)出有明顯提升。白俊紅、李婧(2011)通過檢驗政府補貼對企業(yè)研發(fā)投入及自主創(chuàng)新的作用機制，發(fā)現(xiàn)政府研發(fā)補貼對企業(yè)的技術創(chuàng)新有激勵效應;陳玲和楊文輝(2016)發(fā)現(xiàn)政府的研發(fā)補貼具有顯著的激勵作用，有助于企業(yè)提高自有研發(fā)支出。基于以上分析，本文提出如下假設:H1:政策的出臺，能夠推動實體經(jīng)濟企業(yè)增加研發(fā)投入，政策對于企業(yè)創(chuàng)新具有激勵作用。

(二)拉動作用不明顯

部分學者認為，產(chǎn)業(yè)政策通過對特定行業(yè)的扶持，對于企業(yè)創(chuàng)新的拉動作用并不明顯(Marinoetal.，2016;王剛剛，2017)。張杰(2015)通過對中小企業(yè)私人研發(fā)活動的研究發(fā)現(xiàn)，政府創(chuàng)新補貼并未表現(xiàn)出顯著的促進效應;趙玉林(2018)通過研究發(fā)現(xiàn)，由于政府補貼在不同類型企業(yè)間的擠入效應、擠出效應及中性效應相互疊加、抵消，整體而言政府補貼沒有刺激企業(yè)增加研發(fā)投入。另有一類文獻認為，政府補貼抑制了企業(yè)自主開展研發(fā)的積極性(Grg、Strobl，2007;Yuetal.，2016;Boeing，2016;黎文靖、李耀淘，2014)，為了更多地獲得政府補助，企業(yè)更加傾向于有選擇性地開展研發(fā)活動。袁建國等(2015)研究發(fā)現(xiàn)，為了建立和維持政治聯(lián)系從而獲取政府支持，企業(yè)將付出高額成本，進而擠占企業(yè)原本用于創(chuàng)新活動的資源，抑制了企業(yè)創(chuàng)新活動的開展。黎文靖、鄭曼妮(2016)研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策并不能推動企業(yè)的技術創(chuàng)新，受產(chǎn)業(yè)政策的激勵，企業(yè)的創(chuàng)新活動只是一種追求“數(shù)量”而忽略“質(zhì)量”的策略性行為。基于此，本文提出如下假設:H2:政策的出臺，不能推動實體經(jīng)濟企業(yè)增加研發(fā)投入，政策對于企業(yè)創(chuàng)新的拉動作用不明顯。

三、研究設計

本文選取2007－2017年在滬深A股上市的公司作為研究樣本，并按照研究慣例進行以下處理:(1)由于本文主要考察《中國制造2025》的出臺對于實體經(jīng)濟企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，參照學術界對于實體經(jīng)濟的定義①，刪除了金融業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)的企業(yè)。(2)為保證樣本的可比性，刪除了2016年及其以后上市的企業(yè)。(3)刪除了ST類企業(yè)。為防止離群值的影響，本文對主要連續(xù)變量在1%水平上進行了縮尾處理。最終獲得了15556個觀測值。本文的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。為解決產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策的出臺與企業(yè)創(chuàng)新活動之間存在的內(nèi)生性問題，本文依據(jù)扶持政策涉及到的“十大領域”②的A股上市企業(yè)，選取實驗組和對照組③，構建如下DID模型。其中，下標i和t分別表示公司和年度，R＆D為企業(yè)研發(fā)投入;Treat為分組虛擬變量，用來區(qū)分實驗組和對照組，如果企業(yè)屬于政策扶持“十大領域”內(nèi)的企業(yè)，該變量取值為1，否則取值為0;Post為時間虛擬變量，用來表示政策沖擊，當樣本觀測值位于2016年及其以后時，該變量取值為1，否則取0;Control為企業(yè)層面的控制變量;μ為個體效應;λ為時間效應;ε為隨機誤差項。為減少企業(yè)個體效應和時間效應對本文識別效果的影響，本文采用包括企業(yè)個體效應和時間效應的雙向固定效應模型進行檢驗。從模型(1)中，可以看到，對于對照組企業(yè)而言，政策出臺前后，企業(yè)的研發(fā)投入分別為β0、β0+β2，兩者之差為β2，就是政策出臺前后企業(yè)研發(fā)投入的時間趨勢差異。對于實驗組企業(yè)而言，政策出臺前后的研發(fā)投入分別為β0+β1、β0+β1+β2+β3，前后差異為β2+β3，剔除上述時間趨勢差異β2，剩下的β3為DID估計量，即政策實施的政策效應，為本文關心的系數(shù)。

四、實證分析

(一)基于匹配的雙重差分分析

本文將受政策影響的“十大領域”內(nèi)的企業(yè)設定為實驗組，將不受政策影響的“十大領域”之外的企業(yè)設為對照組。2007－2015年為政策出臺前的時間段，2016－2017年為政策出臺后的時間段。為更加清晰地識別出政策出臺影響企業(yè)研發(fā)投入的因果效應，避免遺漏變量偏誤等問題，本文采取基于匹配的雙重差分估計方法，引入公司規(guī)模(Size)、上市年限(Age)、固定資產(chǎn)比例(Fixed)等變量作為企業(yè)特征變量對實驗組和對照組進行Logit回歸，然后采用最鄰近匹配的方法進行一對一匹配，并采用包括企業(yè)個體(Firm)和時間(Year)的雙向固定效應模型，展開分析。回歸結果表明，與未受扶持政策影響的對照組企業(yè)相比，受到扶持政策影響的實驗組企業(yè)研發(fā)投入顯著提升，而且從動態(tài)看來，政策出臺對企業(yè)研發(fā)投入的激勵效應表現(xiàn)出不斷增強的時間趨勢。因此，本文的分析結果，驗證了H1的基本假設，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策的出臺能夠拉動實體經(jīng)濟企業(yè)增加研發(fā)投入。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為提升論文結論的穩(wěn)健性，本文采取改變政策出臺時間、變換政策干預行業(yè)、調(diào)整變量衡量指標等方式進行穩(wěn)健性檢驗。1.平衡趨勢檢驗。檢驗結果顯示(結果未列出，可向作者索取)在政策出臺之前，實驗組和對照組企業(yè)的研發(fā)投入大致保持近似的增長趨勢，而在政策出臺后，實驗組和控制組企業(yè)研發(fā)投入的增長趨勢呈現(xiàn)出較為明顯的分化。因此本文使用雙重差分方法來檢驗政策出臺對企業(yè)研發(fā)投入的影響，符合平行趨勢假設的基本要求。2.排除其他政策的干擾。考慮到2012年7月，國務院的《“十二五”國家戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃》，對于戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新也有相關的扶持政策。本文選取2013年作為政策沖擊開始后的時間來進行反事實檢驗，為保證檢驗的嚴謹性，本文剔除了在2013年以后上市的企業(yè)。檢驗結果表明，政策出臺之前相關政策對本文結論的干擾不大，不影響本文結論的穩(wěn)健性。3.改變受扶持政策影響的領域。為排除實驗組樣本選擇偏誤問題對估計結果的干擾，本文剔除創(chuàng)新水平較高的“計算機、通信設備制造業(yè)”企業(yè)，重新進行回歸，檢驗結果與前文結果沒有明顯變化。4.改變衡量創(chuàng)新的方法。為避免因衡量企業(yè)創(chuàng)新力度方法的不同對本文實證結果的影響，本文選取企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)量這一指標，代替企業(yè)研發(fā)投入來衡量企業(yè)的創(chuàng)新力度。檢驗結果表明，與前文結論基本一致。

五、機制分析

鑒于政府補貼作為扶持產(chǎn)業(yè)的重要手段，本文從政府補貼角度對政策可能影響企業(yè)研發(fā)投入的變化情況進行度量。本文借鑒Aghionetal.(2015)的做法，首先構造一個反映行業(yè)內(nèi)政府補貼離散程度的指標HHI_Sub，HHI_Sub越小，表明t時期內(nèi)政府補貼在特定行業(yè)j內(nèi)不同企業(yè)之間的分布越均勻。其次，依據(jù)該指標對樣本企業(yè)進行匹配。隨后，按照該指標的中位數(shù)將樣本分為普遍性補貼、集中性補貼兩個子樣本，并在此基礎上進行分組比較。表3匯報了分析結果，第(1)列Treat×Post×Sub的系數(shù)顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策通過補貼方式能夠有效緩解實體經(jīng)濟企業(yè)開展創(chuàng)新活動時面臨的資金約束，降低企業(yè)研發(fā)成本，激勵企業(yè)增加研發(fā)投入。第(2)列的系數(shù)大于第(3)列的系數(shù)，表明盡管補貼對于實體經(jīng)濟企業(yè)增加研發(fā)投入的拉動效果明顯，但是針對不同行業(yè)而言，拉動效應的分布并不均衡，在政府補貼較為集中的行業(yè)內(nèi)，企業(yè)研發(fā)投入的增加更為明顯。實證分析結果與行業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀相符，為了支持相關行業(yè)早日補上“關鍵領域核心技術短缺、長期發(fā)展受制于人”這一短板，“撒胡椒面”式的補貼難以產(chǎn)生激勵效果，不僅容易忽視企業(yè)的實際情況，導致資本配置效率過低，而且常常引發(fā)各種補貼導向型的創(chuàng)新投入“一哄而上”，助推新一輪的產(chǎn)能過剩。因此，較為集中地對行業(yè)當中的骨干企業(yè)進行重點扶持，更有利于推動企業(yè)加大研發(fā)力度，突破核心技術瓶頸。通過對第(4)列、第(5)列結果的分析，政策出臺對企業(yè)研發(fā)投入的影響，在接受補貼超過百萬的企業(yè)當中，顯著為正;而在接受補貼不足百萬的企業(yè)當中，政策效應并不顯著。結果表明，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策通過補貼方式，對于實體經(jīng)濟企業(yè)創(chuàng)新的激勵效果直接，拉動企業(yè)加大研發(fā)投入的效果明顯。但是補貼發(fā)放的方式有待完善，政策效應在接受補貼數(shù)額較低的企業(yè)當中表現(xiàn)不明顯。面對前沿技術發(fā)展方向的不確定，小數(shù)額的補貼難以降低實體經(jīng)濟企業(yè)對于研發(fā)前景風險的擔憂，即便有了政府補貼的扶持，但在高額研發(fā)支出的壓力下，如若不能確保創(chuàng)新活動持續(xù)進行，并能產(chǎn)生創(chuàng)新成果帶來的超額利潤，企業(yè)就缺少主動加大研發(fā)投入的動力，于是在接受數(shù)額補貼較少的企業(yè)當中，企業(yè)增加研發(fā)投入的效果不明顯。考慮到補貼政策的實施是政府扶持力度的體現(xiàn)，一方面，較大數(shù)額的補貼直接減輕了企業(yè)開展創(chuàng)新活動的資金壓力;另一方面，基于政府大額補貼賦予的“認證效應”，間接地也便于企業(yè)開展經(jīng)營活動。因此，接受補貼數(shù)額較高的企業(yè)，得益于對研發(fā)前景風險預期的降低，對于政策的敏感性更強，更傾向于加大研發(fā)投入力度。

六、結論與啟示

(一)研究結論

本文以2015年出臺的《中國制造2025》作為準自然實驗，運用基于匹配的雙重差分法考察政策對企業(yè)研發(fā)投入的影響。本文實證結果發(fā)現(xiàn):一是政策出臺后，實驗組與對照組企業(yè)的研發(fā)投入都有所上升，但是實驗組企業(yè)上升的幅度更為明顯。二是雙重差分結果顯示，政策出臺后，與對照組相比，實驗組企業(yè)研發(fā)投入顯著提升，而且從動態(tài)看來，政策沖擊對企業(yè)研發(fā)投入的提升作用，表現(xiàn)出不斷增強的時間趨勢。隨后，本文進一步考察政策影響研發(fā)投入的渠道。實證結果清晰揭示出“產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新政策出臺→企業(yè)研發(fā)動力增強→企業(yè)加大研發(fā)投入”這一傳導機制。

(二)經(jīng)驗啟示

當前，要充分意識到中國關鍵領域核心技術的突破，對相關行業(yè)技術擴散的促進作用，對實體經(jīng)濟企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的支撐作用，對國民經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展的保障作用。為了更好地支持實體經(jīng)濟企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，結合本文分析結果，提出以下三點建議。一是要集中主要力量，突破核心技術的瓶頸。本文通過對政策傳導機制的分析，充分表明，對于關鍵領域的研發(fā)創(chuàng)新，集中式投入比分散式投入的效果要好。面對長期制約中國制造業(yè)發(fā)展的核心技術瓶頸，沒有捷徑可走，只有踏踏實實打好基礎，爭取早日補足短板。因此，對于扶持政策在實施的過程中要避免零星的資金扶持，要集中主要資金加大對通用技術、共性技術領域的支持，增加基礎知識的有效供給，為企業(yè)創(chuàng)新活動的開展創(chuàng)造前提條件。二是要減少束縛民營企業(yè)發(fā)展的體制機制障礙。為推動更多的市場主體參與創(chuàng)新，要進一步優(yōu)化營商環(huán)境，不斷放寬市場準入，減少對民營企業(yè)的行業(yè)限制，充分發(fā)揮民營企業(yè)經(jīng)營靈活等優(yōu)勢，支持民營企業(yè)開展創(chuàng)新活動。三是要提振企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展信心。創(chuàng)新是推動企業(yè)發(fā)展的穩(wěn)定動力，研發(fā)投入的高低反映出企業(yè)對發(fā)展前景的信心。通過分析市場化程度差異對企業(yè)創(chuàng)新活動的不同影響，可以清晰地看出扶持政策對企業(yè)創(chuàng)新的激勵，能夠顯著增強企業(yè)對于發(fā)展前景的信心，提升其研發(fā)活動的主動性。為減少企業(yè)在轉型發(fā)展、技術改造過程中的擔心顧慮，降低企業(yè)在創(chuàng)新活動中研發(fā)失敗的風險概率，扶持政策要通過不斷完善科技服務保障體系，增強企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的主動性，為實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展注入創(chuàng)新動力。

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作者：張廣建 陳金至 張馳