政府研发资助方式对企业创新能力的影响研究

任跃文 雷 霞 张伟科

一 引言与文献综述

作为破题经济增长困境的根本路径，创新是我国深化供给侧结构性改革、转变经济发展方式、转换内生发展动力的重要战略举措。自主创新能力偏弱、研发资源稀缺是当前我国转型期创新竞争力提升掣肘所在，提高研发资源配置和利用效率进而改善企业创新能力有助于扭转这一不利局面(任跃文，2022)[1]。但创新活动的外部性和公共品特征，易导致企业收益率低于社会收益率，单纯依靠市场机制无法有效配置创新资源，需要政府提供研发资助予以矫正(Chen et al.，2022)[2]。多数国家采用直接资助或税收优惠方式以激励企业创新活动的高效开展。城市是企业创新重要载体和科技资源的集聚地，国家为加快推动企业创新能力提升和激发城市创新活力，于2008年开始实施创新型试点城市建设，这无疑为企业创新能力改善提供了强劲动力。然而，政府研发资助方式中究竟是单一的直接资助、税收优惠还是两种方式结合更有利于提升企业创新能力？国家创新型城市试点政策对政府研发资助效果的调节效应如何？现有文献并未给予明确回答。

已有关于政府研发资助对企业创新能力影响的研究主要聚焦于以下几个方面：(1)政府研发资助规模或强度对企业创新能力的影响。多数研究认为，政府研发资助作为公共性投入资金，其规模或强度提升能够有效弥补企业研发资金不足，促使企业加大研发投入力度，创新产出随之增加，进而助推企业创新能力不断提升(吴伟伟和张天一，2021)[3]；也有研究认为，政府研发资助规模过大或者政府与企业之间的信息不对称等问题导致企业采取机会主义甚至是寻租行为获取政府研发资助，反而不利于企业创新活动开展(任跃文，2019[4]；阳镇等，2021[5])。(2)政府研发资助方式对企业创新能力的影响。较多研究发现，直接资助和税收优惠能够相互弥补各自不足，为企业创新提供更为丰富的资金来源和分摊更多的研发风险，从而改善企业创新状况，因此，政府研发资助组合方式效果要优于单一方式(陈朝月和许治，2021[6]；马海涛和韦烨剑，2021[7]；范德成和谷晓梅，2022[8])。也有研究提出，只有直接资助方式能够及时缓解企业研发资金约束问题，有效促进企业创新能力提升，税收优惠方式通常由于企业劳动力成本较高、管理制度普遍不够健全等阻碍企业创新能力改善(唐大鹏等，2021)[9]；与之相反，部分研究认为，与直接资助方式相比，税收优惠方式具有较高的普适性和非歧视性，对企业创新投入和产出更为有效(林志帆和刘诗源，2022)[10]。还有部分研究发现，直接资助方式和税收优惠方式效果均较弱甚至有明显抑制效应(成琼文和丁红乙，2021)[11]。(3)国家创新型城市试点政策对企业创新产出具有明显的促进作用，尤其是政府财政补贴中发展型补贴对国家创新型试点城市企业效果更好；此外，对企业创新数量改善的激励效应比对创新质量更为显著(郭丰等，2021)[12]，同时也有力地推动了创新数量向质量的转化发展(刘佳等，2019)[13]。

现有研究主要集中于政府研发资助对企业创新投入或产出的影响，缺乏对兼顾创新投入与产出的综合创新能力问题的重视。创新活动不是简单的研发投入或创新产出，考察政府研发资助对企业综合创新能力的影响有助于评估政府研发资助是否被有效利用，进而打开企业创新过程的“黑箱”。就政府研发资助方式而言，以往研究多从直接资助或税收优惠的单一方式视角考察创新效应，缺乏系统性分析。且已有文献主要针对国家创新型城市试点政策对企业创新产出的影响研究，而鲜有关于其对政府研发资助效果的调节效应分析，无法有效解决政府政策的组合效应及在此情况下如何有效抉择政府研发资助方式的问题。基于此，本文利用倾向得分匹配方法(PSM)就政府研发资助单一方式、组合方式对企业创新能力影响进行系列比较分析，之后从企业多重异质性视角进行验证，并借助PSM+多时点DID模型考察国家创新型城市试点政策对政府研发资助方式效果的调节效应，探究如何有效制定政府研发资助方式助推企业创新提质增效。

二 理论分析与研究假设

(一)直接资助方式对企业创新能力的影响机理

政府进行直接资助时，会要求企业达到一系列考核标准，企业通常为完成考核指标而不够重视创新活动的开展。更有甚者，政府为确保上述目标实现，越位干预企业创新决策，尤其在资金安排上过度倾向于既定目标，造成创新资源错配(张杰，2021)[14]。此外，直接资助是由政府自主选择实施对象，政府掌握着直接资助对象选择权和资源配置权，企业为获取资助将技术研发资金用于迎合或寻租活动，挤出应有研发投入，扭曲了资助申请和创新市场的竞争机制(Aghion et al.，2021)[15]，从而造成企业创新发展路径扭曲和跌落低效率陷阱。直接资助方式虽然缓解了企业创新的融资约束问题，对研发投入增加形成一定激励效应，但由于政府与企业之间目标函数的相悖、考核乃至越位干预等因素的干扰，以及企业为获取直接资助倾向于迎合或寻租活动造成市场竞争机制的扭曲和资源错配，反而遏制研发投入和创新产出的增加，最终导致对企业创新能力提升的应有激励效应无法实现。

基于此，本文提出假设1：直接资助方式对企业创新能力提升激励效应不明显。

(二)税收优惠方式对企业创新能力的影响机理

与直接资助方式的事前激励相反，税收优惠属于事后激励，即企业创新活动结束后，政府根据企业创新成果给予特定优惠，公平性和普适性更明显。具体而言，一是税收优惠方式将研发计划的决定权留给企业，减少了资助过程中政府的裁量权，企业拥有更多的创新活动自主决策权，更少受到政府干预，能够更切实际地根据市场需求将研发资金投入到创新活动中，助推企业创新能力提升。二是税收优惠方式更偏向于中性化和市场化，能有效减少企业与社会投资者之间的信息不对称(Knoll et al.，2021)[16]，企业也能更有效地获取外部资金，为开展创新活动提供更多外部融资渠道，进一步缓解资金约束，激励企业提高研发投入力度和创新积极性。三是税收优惠政策是自上而下的设计方式，更少受到政策低效的影响，而直接资助更容易导致政策的失效(Chen et al.，2021)[17]。税收优惠政策是按中央政府制定、地方政府执行的模式实施，地方政府不具有制定税收优惠政策的权力，较好地避免了企业通过逆向选择、寻租等不当渠道获取税收优惠的状况出现。因此，税收优惠能促使企业依据市场需求和自身创新水平有效调整研发投入，提高创新资源配置和利用效率，进而推动企业创新能力提升。

基于此，本文提出假设2：税收优惠方式对企业创新能力提升激励效应明显。

(三)政府研发资助组合方式与单一方式比较

已有研究发现，对于新兴市场国家，政府提供的外部资源能够有效弥补制度性缺陷，为企业增强竞争优势提供所需的资源和扶持，在创新领域，政府提供的研发资助这一特征更为明显(安同良和千慧雄，2021)[18]。不同政府研发资助方式对企业创新活动的影响必然存在一定差异，仅考虑单一方式可能会导致政策效果出现估计偏差。政府研发资助组合方式能够有效弥补单一方式的缺陷，可更有效地保障政府研发资助政策激励效果的实现。如直接资助方式带来的政府过度干预等不利影响，会因企业利用得到的税收优惠来更多开展符合自身实际需求的创新活动而部分抵消，而政府的监督管理也可以对企业研发动机等形成较强的约束机制，避免政府研发资助的浪费或不合理利用。因此，政府研发资助组合方式对企业创新能力提升的激励效应要优于单一方式。

基于此，本文提出假设3：政府研发资助组合方式对企业创新能力激励效果优于单一方式。

(四)企业多重异质性特征效应

从企业规模来看，大型企业拥有研发资金、技术人员等创新要素规模优势，具有较强的资源配置和市场竞争能力，能够更高效地利用政府研发资助改善创新能力，而小型企业反之。从产权来看，国有企业比非国有企业拥有更丰富的政治资源，能够较为便利地获取政府研发资助，且国有企业在出现亏损状况时，政府通常会通过提供诸多研发资助的方式予以补偿，从而有效缓解研发融资约束。同时，国有企业具有政府背景，更容易获取外部融资，购买先进技术设备、吸引高水平研发人员(福利待遇等)的资金约束较小，可以说，政府研发资助能更有效推动国有企业创新能力提升。非国有企业在申请政府研发资助尤其是直接资助时面临更多歧视，获取难度明显偏大，易导致政府研发资助的杠杆效应和信号效应趋向弱化(颜建军和冯君怡，2021)[19]，研发资金的约束会抑制非国有企业创新积极性和研发投入能力的提升，创新产出增加也必然受到阻碍，因此，政府研发资助对非国有企业创新能力反而产生抑制效应。从行业来看，与非高技术行业相比，高技术行业呈现资金投入规模更大、研发周期更长、失败风险更高等特征，政府研发资助尤其是直接资助能更有效改善企业研发资源利用效率和研发积极性，从而推动创新能力提升。

基于此，本文提出假设4：政府研发资助能更有效推动大型、国有、高技术等特征企业创新能力的提升。

(五)国家创新型城市试点政策调节效应

创新型城市建设对企业创新活动开展具有较强的战略引领和政策利好效应，对企业创新能力提升形成助推效应(郭丰等，2021)[12]。一方面，创新型城市以创新发展为城市战略引领，能够积极协调各创新主体利益关系，避免创新链条和市场中的恶意竞争与无序竞争，促进创新资源加快流通，从而提高政府研发资助等一系列创新资源的配置效率和利用效率(施建军和栗晓云，2021)[20]，进而推动企业创新能力改善。另一方面，创新型城市能够通过城市创新品牌效应和政府“背书”效应吸引国内外风险投资机构的入驻(李政和杨思莹，2019)[21]，从而加大对创新型企业的风险投资力度，缓解企业创新的融资约束问题，为企业创新活动开展和能力改善提供有力的资金支持。创新型城市着力于构建更为完善的创新网络系统，净化创新发展环境。直接资助因可能会强化企业寻租和腐败动机、惰化企业研发和参与市场竞争积极性、不符合创新型城市发展思路而并不奏效，政府研发资助组合方式效果也会因此而大打折扣；税收优惠则为企业开展创新活动提供目标型动力，也更符合创新型城市发展定位，能强化创新型城市吸引国内外投资机构、科研人才、研发企业入驻的能力，为企业进一步拓宽资金来源、巩固人才保障、分摊研发风险。同时，创新型城市建设过程中简政放权等政策实施能有效降低企业税费、融资等一系列制度性交易成本，助力税收优惠政策落地(杨仁发和李胜胜，2020)[22]，扩大企业创新能力提升的收益分成(向宽虎和陆铭，2015)[23]，促使企业提高创新积极性、加大研发投入力度，从而更有力地激励其增强创新能力。

基于此，本文提出假设5：国家创新型城市试点政策对直接资助及政府研发资助组合方式存在挤出效应，而对税收优惠方式存在挤入效应。

三 研究设计

(一)研究对象和数据说明

本文以2010—2017年中国A股上市企业为样本。由于2008年开始国家强制要求企业公开政府补助相关数据，且2017年之后主要解释变量数据缺失较多，同时考虑到企业创新能力的测度需要研发支出前两年数据，因此，研发支出数据年限为2008—2017年。

样本数据来源主要为：(1)专利申请量(包括发明、外观设计和实用新型，即专利申请总量)来源于中国创新专利研究数据库(CNRDS)；(2)研发支出数据来源于万德数据库(WIND)；(3)政府研发资助(包括直接资助和税收优惠)指标数据来源于国泰安数据库(CSMAR)；(4)其余指标数据来源于国泰安数据库(CSMAR)、万德数据库(WIND)和相关企业年报。为有效展开实证，对样本数据进行如下处理：(1)剔除ST、*ST类以及金融保险类企业样本；(2)剔除研发支出连续年份少于3年及重要指标存在缺失的样本。经过上述处理，获得1539家上市企业，共有6089个样本。此外，还对连续变量进行了上下1%缩尾处理。

(二)变量测度及数据说明

1.因变量。企业创新能力测度。以往研究通常采用研发投入或创新产出单项指标衡量企业创新能力，无法综合测度企业创新能力。本文借鉴施建军和栗晓云(2021)[20]的方法，结合企业研发投入与创新产出两端，利用专利申请量与研发投入的比值，即单位研发投入的创新产出来综合考察企业创新能力，具体如式(1)所示：

EFFit=Pit/(Kit+0.8*Kit-1+0.6*Kit-2)

(1)

其中，EFFit表示企业创新能力，Pit表示企业当期专利申请总量即创新产出，Kit、Kit-1、Kit-2分别表示企业第t期、t-1期和t-2期研发支出。此外，为缓解异方差可能带来的模型估计偏误，对其取对数。

2.核心解释变量。(1)直接资助方式。以往研究多使用企业全部政府补助或补贴总额衡量直接资助，然而总额中包含了与企业创新并不相关的资助，这些资助可能是政府为帮助企业摆脱经营困境或为满足监管部门规定的硬指标而提供，应剔除这些干扰。因此，本文直接资助以企业是否获得直接创新资助进行测度。通过关键词搜索法从企业政府补助明细中手工收集整理上市企业每一年度属于直接创新资助范畴的条目，经过处理之后得到每年该企业样本是否获得直接创新资助的相关数据(1)具体而言，直接资助主要包括专利或知识产权、科技创新或新产品开发、国家863和973计划、巨人计划、火炬计划、星火计划、产学研合作、创新人才或技术合作等关键词覆盖的相关项目或基金的资助类别，不包括纳税大户、上市、社保、出口创汇、污水处理等关键词覆盖的非企业研发创新类资助。。(2)税收优惠方式。本文界定的税收优惠是指企业实际所得税率低于法定25%税率且不包含非创新税收减免所得(2)这是因为企业获得税收优惠，其实际所得税率通常低于法定25%税率，但企业实际税率低于法定税率并不能说明企业一定获得的是创新税收优惠；除创新税收优惠之外，还有通过其他诸如购置用于环境保护、节能节水、安全生产等专用设备、递延所得税等非创新方式产生的税收减征或免征所得。。本文选用更具有普适性的有效平均税率模型，并借鉴刘诗源等(2020)[24]关于税收激励相关参数的选择，测算企业有效平均税率(3)相关参数和程序设计与其保持一致，篇幅所限，不再赘述。。此外，与我国《企业所得税法》税收优惠条款(第26—34条)逐条对比分析发现，企业有效平均税率对于本文所选样本来说，较为符合上述要求。因此，当有效平均税率低于法定税率时，能够作为企业获得税收优惠的标准。在此基础上，只考虑企业是否获得直接资助和是否获得税收优惠时，设置DSUB和EART两个虚拟变量。DSUB为1时表明企业获得直接资助，为0时反之；EART为1时表示企业获得税收优惠，为0时反之。对于政府研发资助组合方式，设置DEX1和DEX2两个虚拟变量。DEX1、DEX2为1表示企业同时获得直接资助和税收优惠，为0时分别表示企业只获得直接资助或只获得税收优惠。

3.控制变量(协变量)。本文主要控制了企业特征与企业外部环境两大类变量。企业特征变量包括：(1)企业规模(SIZE)，用员工总数取对数表示。(2)杠杆率(LEV)，用资产负债率表示，为企业总负债与总资产之比。(3)企业年龄(AGE)，用样本年份与企业成立年份差值取对数表示。(4)成长能力(GROW)，用营业收入增长率表示。(5)融资约束(FC)，以现金流占总资产比重反向衡量企业融资约束，前者越大则后者越小。(6)产权性质(OWNER)，用虚拟变量表示，若企业控制人为中央或地方政府时取值为1，表示国有企业，其他产权性质取值为0。(7)企业治理结构，用股权集中度(LS)和董事长与总经理两职兼任情况(DIRCEO)表示，前者用第一大股东持股比重测度；后者为虚拟变量，若董事长与总经理由一人兼任两职时，取值为1，否则为0。外部环境变量：(1)行业竞争程度(HHI)，以企业主营业务收入为权重计算的赫芬达尔赫希曼指数(HHI)衡量，即每个行业中各企业的营业收入占该行业总营业收入百分比的平方和。(2)政治关联(PC)，用董事长与总经理是否曾经或现任政府官员等衡量，是为1，否为0。(3)市场化程度(MAR)，利用《中国分省份市场化指数报告(2018)》中的市场化总指数表示，具体测度方法为，根据历年均值，若市场化总指数大于均值则为1，表示市场化程度较高，小于均值则为0，表示市场化程度较低。此外，还对企业所属的行业、地区和年份进行了控制。

(三)模型设定

本文主要研究政府研发资助方式对企业创新能力的影响，但考虑到以下几个方面：一是政府为企业提供研发资助并不是随机分配，而是根据政府自身财政收入和支出能力、企业特征等多项因素进行甄别，故政府研发资助方式在模型中具有内生性，如果忽略会造成选择性偏差或混合性偏差。二是政府研发资助的自我选择效应和未获得政府研发资助时企业创新能力的反事实情境需要控制和捕捉，才能有效探究政府研发资助不同方式的真实效果。因此，采用倾向得分匹配模型(PSM)，即在利用Logit模型估算企业获得政府研发资助概率基础上，选取可充分利用实验组与对照组信息的核匹配方法，围绕实验组匹配同一行业或年份的对照组企业，估计政府研发资助方式对企业创新能力的平均处理效应。此外，为考察国家创新型城市试点政策对政府研发资助效果的调节效应，运用PSM+多时点DID方式进行分析。篇幅有限，具体模型设定与推理过程不再赘述。

(四)变量描述性统计

本文就是否获得直接资助、是否获得税收优惠、政府研发资助组合方式与单一方式四种不同情境下因变量与控制变量均值差异性进行了统计分析。为节约篇幅，仅展示政府研发资助组合方式与只获得直接资助方式比较结果，具体如表1所示。观察可知，组合方式与只获得直接资助方式的企业样本之间均值存在显著差异，同时，前者均值大于后者，说明组合方式可能会更好地改善企业创新能力。控制变量在两个样本中绝大多数存在显著性差异。此外，通过方差膨胀因子(VIF)检验，发现平均VIF为1.12，远小于10，说明所选变量不存在多重共线性问题。

表1 组合方式与只获得直接资助样本的均值差异显著性

四 实证结果与分析

是否获得直接资助的Logit回归结果如表2所示。观察可知，企业规模、杠杆率、融资约束、所有制、第一大股东持股比重和行业竞争程度对企业是否获得直接资助具有显著负向影响。即从概率来看，具有规模较小、杠杆率较低、融资约束较小、非国有产权、第一大股东持股比重较低、所处行业竞争程度较弱等特征的企业，获得直接资助的可能性相对较大。

表2 是否获得直接资助的Logit回归结果

是否获得直接资助倾向得分匹配模型的共同支撑假设检验结果如表3所示(4)为节约篇幅，下文不再展示模型共同支撑假设检验及其他相关结果。。观察可知，所有控制变量在实验组与对照组之间不存在显著偏差，说明倾向得分匹配模型拟合效果良好。

表3 是否获得直接资助的共同支撑假设检验

政府研发资助单一方式、组合方式相互比较模型的估计结果如表4所示。可以看出，直接资助方式对企业创新能力影响平均处理效应系数为0.076但不显著，说明直接资助方式对企业创新能力有不明显的激励效应，这验证了假设1；税收优惠方式对企业创新能力提升幅度为15.1%，在1%水平上显著，说明税收优惠方式对企业创新能力激励效应明显，这验证了假设2；与单一的直接资助、税收优惠方式相比，组合方式对企业创新能力提升的影响系数分别为0.109、0.086，且均在10%水平上显著，说明政府研发资助组合方式比单一资助方式激励效果更优，这验证了假设3。可知，政府研发资助组合方式的确能够有效弥补单一方式存在的缺陷，有效发挥不同资助方式的协同效应，为企业创新活动的高质量开展提供有力支持。

表4 不同政府研发资助方式平均处理效应比较

五 进一步分析

(一)企业多重异质性特征视角分析

企业规模、产权和是否高技术行业属性是影响企业创新的重要甚至是决定性因素(冯根福等，2021)[25]。与以往仅从企业单一异质性视角分析不同，本文同时考虑企业规模、产权、行业三方面特征，深入开展政府研发资助基本方式、组合方式对企业创新能力影响的比较分析。具体而言，企业规模视角以企业员工总数中位数为界线将企业大致划分为大型企业和小型企业两类，企业产权视角分为国有企业和非国有企业两类，行业视角则分为高技术企业和非高技术企业两类。本文从企业多重异质性视角共计四组分样本进行两两比较分析。

1.大型国有高技术企业与小型国有高技术企业

分样本下不同政府研发资助方式对企业创新能力影响的估计结果如表5所示(5)为节约篇幅，下文只列出匹配后模型估计结果。是否获得直接资助、是否获得税收优惠、组合方式与只获得直接资助、组合方式与只获得税收优惠四种方式比较表格中栏目分别用(1)—(4)表示。。可以看出，对于大型国有高技术企业，直接资助对企业创新能力的平均影响系数为0.292，且在5%水平上显著，而税收优惠激励效应不显著；与单一直接资助、税收优惠方式相比，政府研发资助组合方式效果优于税收优惠但弱于直接资助方式，说明直接资助方式对提升大型国有高技术企业创新能力激励效应最明显。对于小型国有高技术企业，直接资助、税收优惠激励效应不明显，组合方式也并不优于单一方式，说明政府研发资助各种方式效果均较弱。可能原因是，大型国有高技术企业常承担研发周期长、原创性高、技术难度大甚至是具有国家安全战略意义的关键性、颠覆性的“卡脖子”技术创新项目，需要国家提供长期、大规模直接资助以改善创新能力，而税收优惠并不能有效提升企业开展突破性创新的意愿和被技术市场认可的程度。小型国有高技术企业在资金、技术人员等研发要素规模和利用效率方面相对较弱，导致政府研发资助激励效应并不明显。

表5 国有高技术企业异质性规模的平均处理效应

2.大型国有非高技术企业与小型国有非高技术企业

同理，从表6看，政府研发资助各种方式对大型、小型国有非高技术企业激励效应均偏弱。可能的原因是，国有非高技术企业并未承担较多技术攻关类创新压力，更多从事难度相对较低的技术创新活动，担负更多的是稳定经济社会秩序、扩大就业等政策性任务，在生产经营过程中主动规避将直接资助或税收优惠投入到一些技术风险较大的研发创新项目，更多的是推动自身非高技术业务能力的成长，因此，政府研发资助并未推动企业相应创新能力的提升。

表6 国有非高技术企业异质性规模的平均处理效应

3.大型非国有高技术企业与小型非国有高技术企业

从表7看，与非高技术企业类似，政府研发资助各种方式对大型、小型非国有高技术企业创新能力提升的激励效应也均偏弱。但其原因并不一致，可能由于产权性质的差异，非国有高技术企业在申请获取政府研发资助时比国有高技术企业等更容易面临政治资源匮乏、制度性交易成本偏高等问题，地方政府更倾向于将政府研发资助以直接资助、金融抑制、税收减免、市场垄断等形式分配给国有企业，非国有高技术企业即使获得少量政府研发资助也难以有效满足高技术研发所需长期大额投入需求，政府研发资助难以获取的同时还会带来外部融资困难等系列问题，从而致使政府研发资助对其创新能力的改善效果均偏弱。

表7 非国有高技术企业异质性规模的平均处理效应

4.大型非国有非高技术企业与小型非国有非高技术企业

从表8看，对于大型非国有非高技术企业，税收优惠方式效果最优；对于小型非国有非高技术企业，政府研发资助组合方式效果明显优于单一方式。可能的原因是，大型非国有非高技术企业一般资金实力较为雄厚，创新模式相对稳定，直接资助方式具有的缺陷反而不利于其创新能力提升，而小型非国有非高技术企业需要获取更多的资金，无论是直接资助带来的政府“背书”效应还是税收优惠带来的资金约束缓解效应，都能更有效地改善其创新能力。

表8 非国有非高技术企业异质性规模的平均处理效应

综上，直接资助、税收优惠、政府研发资助组合方式分别对大型国有高技术企业、大型非国有非高技术企业、小型非国有非高技术企业创新能力提升激励效应明显，这一结论较好地验证了假设4。也可看出，政府研发资助对国有非高技术企业和非国有高技术企业创新激励效应并未显现，进一步印证了政府研发资助在未开展高技术创新活动及企业产权处于弱势情况下难以实现创新激励。

(二)国家创新型城市试点政策调节效应分析

为考察国家创新型城市试点政策对政府研发资助效果的调节效应，根据国家创新型城市试点确定的不同时间，采用PSM+多时点DID模型进行分析。2010—2013年我国陆续设立56个创新型城市试点，以试点城市企业为实验组，非试点城市企业为对照组，设定试点政策实施时间虚拟变量DID，对于试点城市企业，试点政策实施当年及以后年份为1，其余为0，进而构建政府研发资助方式与国家创新型城市试点政策实施时间(DID)的交乘项进行估计，结果如表9所示。

表9 国家创新型城市试点政策调节效应(PSM+多时点DID分析)

观察可知，国家创新型城市试点政策与税收优惠、组合方式(与直接资助比较)的交互项系数为正(虽然在10%水平上不显著，但从括号内t值大小可以看出，分别接近15%和10%的显著性水平)，说明国家创新型城市试点政策实施对获得税收优惠以及组合资助企业的创新能力提升具有一定促进作用；而与直接资助、组合方式(与税收优惠比较)的交互项系数均在5%水平上显著为负，说明国家创新型城市试点政策与直接资助、组合资助(与税收优惠比较)挤出效应显著，国家创新型城市试点政策与组合资助尤其是直接资助并不契合。由此可以看出，直接资助与组合方式相比，国家创新型城市试点政策与组合方式更契合，但税收优惠与组合方式相比，组合方式反而不契合。综合比较而言，国家创新型城市试点政策对税收优惠方式挤入效应较明显，而对其他资助方式挤出效应明显，这验证了假设5。

究其原因，创新型城市重点任务是“降低创新创业的隐形门槛和各类制度性交易成本……开展小微企业创业创新基地城市示范”(白洁和李万明，2022)[26]，而直接资助扭曲市场竞争机制、抑制产学研合作(刘斐然，2022)[27]，自然会破坏创新型城市创新生态和成果转化，阻碍企业创新能力提升，政府研发资助组合方式效果也因此大打折扣。与此同时，普适性的税收优惠如“营改增” “研发费用加计扣除”等为企业创新降低税负、财务成本、时间成本，尤其是试点城市均提出如高技术开发区、科技园、创新基地等创新型目标领域及相关优惠政策(杨仁发和李胜胜，2020)[22]，也与税收优惠弱化创新隐形门槛和制度性交易成本的作用不谋而合，自然能加快创新资源和要素集聚，降低科技领域信息不对称、加大产学研合作力度，从而激励企业提升创新能力。

(三)稳健性检验

为保证结论的可靠性，本文通过半径匹配、一对四近邻匹配进行稳健性检验，结果如表10所示。不同政府研发资助方式效果估计结果与上文保持了较高一致性，说明本文结论具有较好的稳健性。

表10 稳健性检验

六 结论与讨论

本文基于2010—2017年中国A股上市企业数据，综合企业研发投入与创新产出两端衡量企业创新能力，利用关键词搜索法和有效平均税率测度法确定真正作用于企业创新活动的直接资助与税收优惠两种政府研发资助基本方式，运用PSM模型深入比较了不同政府研发资助方式对企业创新能力的影响，并从企业多重异质性特征角度进行验证，之后运用PSM+多时点DID模型考察了国家创新型城市试点政策的调节效应。结果显示：整体而言，政府研发资助组合方式对企业创新能力的激励效应优于税收优惠或直接资助单一方式；直接资助、税收优惠、政府研发资助组合方式分别对大型国有高技术企业、大型非国有非高技术企业、小型非国有非高技术企业创新能力提升的激励效应明显；国家创新型城市试点政策对税收优惠方式具有较明显的挤入效应，而对其他资助方式挤出效应明显。

依据以上结论，本文认为应着重从以下三方面优化政府研发资助方式提升资助效果：

第一，建立以税收优惠方式为主、直接资助方式为辅的政府研发资助组合方式。一是多样化税收优惠方式，强化政策灵活性和普适性。将研发计划决定权留给企业，降低政府直接干预企业创新活动的可能性，深化定向减税和普遍性降费的政策思路。二是注重资助方式协同。在扩大税收优惠覆盖范围的同时，相机抉择直接资助以弥补税收优惠不足。此外，针对位于国家创新型城市试点的企业，加强税收优惠方式多样化、范围扩大化，强化创新型城市、创新型企业的品牌效应和技术溢出效应，推动企业创新能力提升。

第二，强化政府研发资助方式的针对性和倾向性。提升对大型国有高技术企业和大型非国有非高技术企业的直接资助和税收优惠政策的扶持力度，优化政府研发资助政策的实施方式和效率，尤其是针对事关国家重大发展战略、助推国家经济高质量发展的技术攻关企业，可实施优先提供直接资助(如政府配备大科学装置等重大科技创新基础设施)，以有效减缓大型国有高技术企业创新资金压力，激励其创新能力的稳步改善。

第三，完善政府研发资助申请和利用过程中的监管审核机制。一是加强对政府研发资助申请和使用的动态监管力度，有效引导和规范企业创新活动的开展。针对政府研发资助尤其是直接资助项目，及时跟进政府研发资助资金的使用状况，企业应提供相对详尽的资金使用方向和方式，确保政府研发资助能够真正用于企业创新活动。二是强化企业创新成果的审核评估机制。建立健全审核专家和企业的信用制度，强化审核过程公开、公平和公正力度。进而探寻政府研发资助作为公共资源配置过程中兼顾公共价值和降低交易成本的最优解，从而有效推动企业创新能力提升。