政府补贴对绿色研发投入的影响研究

2019-12-18田红娜刘思琦

科技与管理 2019年6期

田红娜　刘思琦

摘要：基于中国医药制造业32家上市公司2008—2017年的动态面板数据，运用一步系统GMM法实证检验政府补贴的资助效果，并通过建立门槛回归模型分析政府补贴对绿色研发投入的非线性作用机制。研究结果表明：政府补贴对医药制造企业绿色研发投入具有显著的激励作用;政府补贴对不同规模和所有制结构企业的资助效果存在差异化，政府补贴对小规模、非国有企业的激励作用仅在当期通过显著性检验;门槛效应检验结果表明在不同的政府补贴强度下，政府补贴存在显著的双重门槛效应，随着政府补贴强度的提高，政府补贴对绿色研发投入的作用弹性先增强后减弱。

关键词：政府补贴;绿色研发投入;医药制造企业;一步系统GMM法;门槛效应

DOI：10.16315/j.stm.2019.06.013

中图分类号： F 273.1

文献标志码： A

Research on the impact of government subsidies on green R&D investment： an empirical examining based on Chinas pharmaceutical manufacturing enterprises

TIAN Hong-na， LIU Si-qi

（School of Economic and Management， Harbin University of Science and Technology， Harbin 150040， China）

Abstract：Based on the dynamic panel data of 32 listed firms in Chinas pharmaceutical manufacturing industry from 2008 to 2017， this study uses one-step system GMM method to discuss the effect of government subsidies. Meanwhile， this paper empirically analyzes the non-linear mechanism of government subsidies on green R&D investment by establishing a threshold regression model. The results show that： Firstly， government subsidies have a significant incentive effect on green R&D investment of pharmaceutical manufacturing enterprises. Secondly， the incentive effect of government subsidies is different because of the enterprises with different scales and ownership structures. The positive promotion effect of government subsidies on small-scale and non-state-owned enterprises only passes the significance test in the current period. Finally， the threshold effect test results show that there is a significant double threshold effect of government subsidies under different government subsidies intensity levels. With the increase of government subsidies intensity， the effect of government subsidies on green R&D investment first increases and then weakens.

Keywords：government subsidies; green R&D investment; pharmaceutical manufacturing enterprises; one-step system GMM; threshold effect

技術创新是提高企业核心竞争力的重要手段，也是我国实现技术追赶和成为创新型国家的关键。十八大报告强调我国要坚持实施创新驱动发展战略，这明确了技术创新在国家发展全局中的核心地位。医药制造业作为高技术产业之一，更需要不断提高技术创新水平，以便在激烈的市场竞争中脱颖而出。然而，资源和环境的双重约束严重制约了技术创新的开展。在此背景下，中国“十三五”规划纲要提出绿色发展的理念，提倡在引导企业提高创新效率的同时，大力开展绿色技术创新活动。为此，我国中央及地方政府出台了大量支持创新的补贴政策，试图通过科技拨款的手段向医药制造企业提供研发资助，以激发企业创新积极性。绿色研发投入作为绿色技术创新活动的资源支撑，对促进企业污染治理和清洁生产技术创新产生直接影响，是提高碳生产率、实现经济和生态效益共同增长的重要途径。那么，现阶段我国政府补贴政策对医药制造业的绿色研发投入是否起到了激励作用？此激励作用是否存在门槛值？本文对上述问题的探讨不仅有助于深入了解当前我国政府补贴政策体系，更为进一步完善政府补贴政策提供理论依据，以更好地推动医药制造企业实现绿色经济和生态效益的协调发展[1]。

本文的创新点如下：第一，由于绿色研发投入的测度和量化存在一定局限性，故鲜有文献涉及到政府补贴对绿色研发投入的影响，本文弥补了现阶段研究的不足;第二，使用一步系统GMM法进行估计分析，有效缓解了政府补贴与绿色研发投入之间的内生性问题;第三，政府补贴对绿色研发投入的影响是一个动态过程，本文充分考虑到时滞性因素对估计结果的影响，并建立了动态回归模型;第四，创新性地构建政府补贴对医药制造企业绿色研发投入的门槛回归模型，以政府补贴强度为门槛变量并对门槛值进行估算。

1 文献综述

绿色技术创新的双重外部性以及R&D市场绿色资源配置失灵等问题，可能会使绿色研发投入达不到社会最优规模，这恰恰为政府补贴的干预提供了理由和动力。由于学术界中关于政府补贴对绿色研发投入影响的研究十分匮乏，学者们对政府补贴与研发投入之间关系的研究成果为本文提供了有价值的参考和借鉴。

当前学术界针对政府补贴与研发投入之间关系的观点尚未统一。一方面，部分学者认为政府补贴能够正向促进研发投入的增加，即政府补贴的资助效果体现为“杠杆效应”。从资源属性出发，Guo等[2]认为政府补贴可以通过补充企业自身所缺乏的创新资源，降低企业创新活动的风险和成本，从而促进企业的研发投入。姚东旻等[3]发现政府补贴对于企业研发投入的影响不仅仅是简单的“锦上添花”，更具有显著的长期指引作用。路春城等[4]研究同样证实了这一观点。从信号属性出发，政府补贴是中央及地方政府针对国家重点发展的、市场表现良好的行业或企业提供的研发资助[5]，企业获得补贴越多意味着企业的市场发展前景越好，这有助于激发企业创新积极性，促进内部研发投入增加。任海云等[6]指出政府的补贴行为在某种意义上传递出受补贴企业和创新项目得到国家认可的利好投资信号，有利于企业得到外部投资者的支持并缓解创新融资约束问题，从而促进企业增加内部研发投入。

另一方面，还有学者认为政府补贴对研发投入产生负向影响，即政府补贴的资助效果体现为“挤出效应”。首先，各级政府在向企业提供“援助之手”时，更加注重政企关系的密切程度，反而忽视了企业的创新意愿。康志勇[7]发现在这种情况下，企业会通过千方百计增进政企关系来套取政府补贴，直接实现企业利润的增加，反而不愿意将内部资金投入到风险性高的创新项目中。Lach[8]认为政府在实施补贴计划时，往往更倾向于资助成功率和回报率高的创新项目，而这些项目通常也会得到企业内部资金的青睐。此时，政府补贴对企业来说反而是多余的，获得资助的企业会直接用政府资金替代企业内部研发投入[9]。最后，在创新要素供给不变的前提下，政府补贴会在一定程度上增加企业对创新要素的需求，经市场机制的传导就会表现为创新要素价格的上升（如高水平研发人员的工资）[10-11]，最终改变企业购买创新要素的意愿、降低企业内部研发投资的积极性。

通过对国内外文献的梳理，我们发现目前仅有零星文献提及与本文相关的内容，如何小钢[12]指出如果不存在政府补贴政策的干预，企业将不会引进或采用绿色技术，从而不利于企业绿色资金的投入。Li等[13]、王娟茹等[14]认为逐利的制造企业在政府补贴的引导下，容易产生并强化清洁生产技术创新的意愿及行为，从而促进企业将绿色研发资金投入到产品生命周期的各个环节中。但上述文献并没有将政府补贴与绿色研发投入作为研究主题进行深入探讨。此外，政府补贴对医药制造企业绿色研发投入是否存在非线性作用机制是学术界的一个空白点。本文拟建立动态模型，采用一步系统GMM法阐释政府补贴对医药制造企业绿色研发投入的影响，通过门槛回归模型进一步拓展分析，明确政府补贴对绿色研发投入是否存在门槛效应，并识别出具体的门槛数和门槛估计值。

2 研究设计

2.1 数据来源与样本选取

本文数据主要来源于医药制造业A股上市公司的年报，通过国泰安和Wind数据库收集企业年报并对相关数据进行整理。由于我国2007年新执行的会计准则中对研发投入的处理方式做了很大改动，同时本文所需的数据部分来源于《中国统计年鉴》，该年鉴尚未公布2018年的数据，因此本文将样本时间跨度确定为2008—2017年。样本企业的筛选过程具体如下：首先，剔除表示连续两年亏损的ST上市公司和连续3年亏损并收到退市警告的*ST上市公司;其次，剔除2008年及以后年度上市的医药制造企业;最后，选取32家在2008—2017年间连续经营的医药制造上市公司作为本文的研究样本。

2.2 变量定义与测量

1）被解释变量。绿色研发投入（GRD）的测算借鉴殷宝庆等[15]的做法并进行了改进，将各医药制造企业所在省份的环境规制引致企业内部研发投入增加部分视作企業的绿色研发投入。具体测算步骤如下：第一，构建各省份环境规制影响研发投入的模型，测算各省份θ1、θ2、θ3的取值。

其中：γ为常数项，i和t分别表示省份和年份，θ表示各变量的回归系数（θ1表示各省份的研发投入对环境规制强度的弹性，也可近似看作企业研发投入对其所在省份环境规制强度的弹性），RD为各省份的内部研发投入，REG为各省份的环境规制强度，用人均GDP来近似衡量[16]，RDS表示各省份的政府补贴，VA表示各省份的工业增加值。上述指标数据中各省份的研发投入和政府补贴数据来源于《中国科技统计年鉴》，人均GDP和工业增加值来源于国家统计局。

第二，分别将θ1和各医药制造企业内部研发投入及其所在省份的环境规制强度代入式（2），即可对医药制造企业绿色研发投入进行测算。其中医药制造企业内部研发投入的数据披露在合并资产负债表中“开发支出”科目和附注中的“支付其他与经营活动有关的现金”或“管理费用”的明细项中。此外，考虑到物价变动因素可能对绿色研发投入产生影响，本文将使用R&D价格指数对企业绿色研发投入进行平减处理，转换为2002年不变价。关于R&D价格指数的构建，本文借鉴学者们普遍认可的做法，将固定资产价格指数的比重定为0.45，居民消费价格指数的比重定为0.55，即R&D价格指数=固定资产投资价格指数×0.45+居民消费价格指数×0.55[17]。同时，为了避免异方差现象的产生，对平减后的绿色研发投入取对数。

2）核心解释变量。政府补贴（SUB）主要通过直接的现金补贴以及间接的税收优惠、财政贴息等方式无偿向企业提供货币性资产或非货币性资产，但不包括政府作为企业实际所有者投入的资本。本文借鉴OECD创新调查手册中的分类标准，将政府补贴定义为用于促进创新活动的政府资金支持，去除扶贫项目、就业和拆迁补偿、汇票贴现补贴等与创新活动无关的补贴。政府补贴的数据披露在医药制造企业年报“营业外收入”科目下的明细项中。同样以2002年为基期，采用R&D价格指数对政府补贴进行平减处理，并取对数。

3）控制变量。参考以前学者的研究[18]，本文选取以下变量作为控制变量：资产负债率（LEV），选取企业期末总负债与总资产的比值表示;资产收益率（ROA），选取企业净利润与总资产的比值表示;固定资产比率（FAR），选取企业固定资产总额占总资产的比重表示;企业年龄（AGE），用样本企业当年年份减去企业成立年份表示。

2.3 模型设定

为了验证政府补贴对医药制造企业绿色研发投入存在何种效应，本文将政府补贴作为核心解释变量来构建模型，并引入被解释变量绿色研发投入的滞后一期作为解释变量。同时，为避免遗漏其他重要变量引起的估计有偏，特在模型中引入政府补贴的滞后一期进行分析，构建模型如下：

其中：GRDit为医药制造企业绿色研发投入，SUBit为医药制造企业获得的政府补贴，Xit为各控制变量，包括企业年龄、资产负债率、资产收益率和固定资产比率。c为常数项，α为各变量的回归系数，i为医药制造企业，t为时间，λi、μt、εit分别表示地区固定效应、年份固定效应以及随机扰动项。

3 实证检验

3.1 描述性统计与相关性分析

本文根据企业的总资产规模和实际控制人，将样本企业分别划分为国有企业和非国有企业、大规模企业和小规模企业，并对2008—2017年的数据样本进行了描述性统计，以更直观的反映出数据分布特征，具体结果，如表1所示。从表1中可以看出，医药制造企业总体绿色研发投入的最大值为18.915，最小值为10.905，表明企业间的绿色研发投入存在较大的差异。政府补贴的均值为16.261，小于中位数16.458，说明样本企业中仅有少部分企业获得了较高的政府补贴。大规模企业的绿色研发投入和获得的政府补贴均高于小规模企业;非国有企业获得的政府补贴均值为16.179，低于国有企业的16.333，但非国有企业的绿色研发投入均值却高于国有企业，说明尽管非国有企业获得的政府补贴较低，但政府补贴在企业内发挥了更加显著的“杠杆效应”。

同时，本文对变量进行了Pearson相关性分析，结果表明政府补贴与绿色研发投入之间存在显著正相关关系。为了确保模型中各变量之间不存在严重的多重共线性问题，本文对模型进行了多重共线性检验，结果表明变量最大的方差膨胀因子VIFmax为1.26，远远低于10，说明模型通过了多重共线性检验。

3.2 单位根检验与面板协整检验

为避免“伪回归”现象的存在，需要在回归之前对变量的平稳性进行检验。本文分别采用LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF检验和Fisher-PP检验4种方法进行平稳性检验。检验结果如表2所示，所有变量在一阶差分后均是平稳的。

在确定变量序列的平稳性后，仍需考察变量间的长期均衡关系。本文分别使用Kao检验和Pedroni检验对面板数据进行协整检验，如表3所示。从检验结果中可以看出，KAO检验和Pedroni检验结果中的Panel PP-Statistic、Panel ADF-Statistic、Group PP-Statistic以及Group ADF-Statistic均在1%显著水平上通过协整检验，说明变量之间存在长期均衡关系，可以进行后续的回归分析。

3.3 回归分析

由于本文构建的是动态模型，引入了被解释变量的滞后一期作为解释变量，导致滞后一期的绿色研发投入与当期的随机扰动项相关，从而产生较为严重的内生性问题。为了克服上述内生性问题，本文选择一步系统GMM法进行估计。为了避免工具变量选取过多，本文通过Hansen检验来判断工具变量选取的有效性，根据Roodman[19]的研究，当Hansen检验值在0.10～0.25区间时工具变量选取有效。同时利用AR检验对随机扰动项是否存在序列自相关进行检验，当AR（2）检验值大于0.05时通过检验。

本文采用Stata15.1软件对32家医药制造企业2008—2017年的动态面板数据进行了回归分析，如表4所示。从表4的回归结果来看，所有的AR（2）值均大于0.05，即不存在二阶自相关，同时Hansen检验值均保持在0.10～0.25区间内，说明选取的工具变量均有效，因此本文采取一步系统GMM法进行估计的结果是一致和可靠的。滞后一期绿色研发投入对当期绿色研发投入的影响表现为正向促进作用，并通过了显著性检验，意味着医药制造企业的绿色研发投入具有累积效应，即本文构建动态模型并回归是合理的。总样本回归结果中，当期和滞后一期的政府补贴分别在1%和10%的显著性水平上正向促进医药制造企业的绿色研发投入，并且当期的促進效应更加显著。原因在于医药制造企业进行新药研发的周期长、风险大，需要大量资金投入作为保障，政府补贴的支持能够降低企业绿色创新过程中的“试错成本”和风险，从而激励医药制造企业增加内部的绿色研发投入。

为了研究政府补贴对医药制造企业绿色研发投入的影响是否会随着企业规模和所有制结构的变化而产生差异，本文进行了分组回归。分组回归的结果中，政府补贴对大规模企业绿色研发投入的促进作用在当期和滞后1期均通过显著性检验，对小规模企业绿色研发投入的正向促进作用仅在当期显著;政府补贴对国有企业绿色研发投入的促进作用仅在当期显著，对非国有企业的促进作用则在当期和滞后1期均显著。具体来说，政府补贴对不同规模和所有制结构企业绿色研发投入的影响效应呈现差异化的主要原因在于：第一，与大规模企业相比，小规模企业具有较高的创新敏感度和动力，但同时其面临的融资约束较大。政府向小规模企业提供资金扶持能够有效缓解企业资金压力，从而调动企业创新积极性并将内部资金投入到早期瞄准的绿色创新项目中。然而小规模企业内部资金量长期处于较低的水平，对于后续的绿色创新资金投入明显力不从心，故造成了政府补贴当期对小规模企业的影响效应在1%水平上显著，而滞后一期的影响效应不显著的局面。第二，从政策迎合理论来看，国有企业作为政府政策的“代言人”，需要在一定程度上承担政策实施的引导责任[20]。企业在获得政府补贴后会积极响应国家的政策号召，参与到绿色创新活动中，因此政府补贴对国有企业绿色研发投入的激励效应在当期通过了1%的显著性检验。但由于国有企业的绿色创新活动并不是自发的而是被动的，故政府补贴对企业后续绿色研发投入的影响并不显著。

参考文献：

[1]石博，田红娜.基于生态位态势的家电制造业绿色工艺创新路径选择研究[J].管理评论，2018，30（2）：83.

[2]GUO D，GUO Y，JIANG K.Government subsidized R&D and firm innovation： evidence from China[J].Research policy，2016，45（6）：1129.

[3]姚东旻，朱泳奕.指引促进还是“锦上添花”？：我国财政补贴对企业创新投入的因果关系的再检验[J].管理评论，2019，31（6）：77.

[4]路春城，吕慧.政府补贴、融资约束与制造业研发投入[J].经济与管理评论，2019（4）：17.

[5]伍健，田志龙，龙晓枫，等.战略性新兴产业中政府补贴对企业创新的影响[J].科学学研究，2018，36（1）：158.

[6]任海云，聂景春.企业异质性、政府补助与R&D投资[J].科研管理，2018，39（6）：37.

[7]康志勇.政府补贴促进了企业专利质量提升吗？[J].科学学研究，2018，36（1）：69.

[8]LACH S.Do R&D subsidies stimulate or displace private R&D？ Evidence from Israel[J].The Journal of Industrial Economics，2002，50（4）：369.

[9]陈玲，杨文辉.政府研发补贴会促进企业创新吗？：来自中国上市公司的实证研究[J].科学学研究，2016，34（3）：433.

[10]李平，刘利利.政府研发资助、企业研发投入与中国创新效率[J].科研管理，2017，38（1）：21.

[11]MONTMARTIN B，HERRERA M.Internal and external effects of R&D subsidies and fiscal incentives：empirical evidence using spatial dynamic panel models[J].Research Policy，2015，44（5）：1065.

[12]何小钢.绿色技术创新的最优规制结构研究：基于研发支持与环境规制的双重互动效应[J].经济管理，2014，36（11）：144.

[13]LI Z，LIAO G，Wang Z，et al.Green loan and subsidy for promoting clean production innovation[J]. Journal of Cleaner Production，2018，187：421.

[14]王娟茹，张渝.环境规制、绿色技术创新意愿与绿色技术创新行为[J].科学学研究，2018，36（2）：352.

[15]殷宝庆，肖文，刘洋.绿色研发投入与“中国制造”在全球价值链的攀升[J].科学学研究，2018，36（8）：1395.

[16]ANTWEILER W，COPELAND B R，TAYLOR M S.Is free trade good for the environment[J].The American Economic Review，2001，91（4）：877.

[17]朱平芳，徐伟民.政府的科技激励政策对大中型工业企业R&D投入及其专利产出的影响：上海市的实证研究[J].经济研究，2003（6）：45.

[18]楊亭亭，罗连化，许伯桐.政府补贴的技术创新效应：“量变”还是“质变”？[J].中国软科学，2018（10）：52.

[19]ROODMAN D.How to do xtabond：an introduction to difference and system GMM in Stata[J].The Stata Journal，2009，9（1）：86.

[20]程虹，林丽梅.不同所有制企业技术创新投入效应差异性研究：来自中国企业-劳动力匹配调查[J].科技进步与对策，2018，35（6）：77.

[编辑：厉艳飞]

收稿日期： 2019-08-20

基金项目：黑龙江省哲学社会科学研究规划项目（16GLB02; 19GLB082）;哈尔滨理工大学“理工英才”计划2018年度杰出青年项目（LGYC2018JQ010）。