政府补助与涉农类企业创新投资——基于融资约束视角.pdf

收稿日期2023-09-11基金项目安 徽 省 高 校 哲 学 社 会 科 学 研 究 项 目“企 业 数 字 化 转 型 的 财 务 风 险 与 防 范 机 制 研 究”(2022AH051603);安徽省高校哲学社会科学研究项目“安徽推进制造业数字化转型的政策效应与路径优化研究”(2023AH040271)。作者简介王闽(1976),男,安徽科技学院财经学院教授。胡伟(1987),男,安徽科技学院管理学院硕士研究生。2024 年第 1 期总第 126 期北京化工大学学报(社会科学版)Journal of Beijing University of Chemical Technology(Social Sciences Edition)No.1.2024Total No.126政府补助与涉农类企业创新投资 基于融资约束视角王闽1胡伟2(1.安徽科技学院财经学院;2.安徽科技学院管理学院,安徽蚌埠 233030)摘要 以 A 股涉农上市公司 20152021 年数据为样本,探讨政府补助对涉农企业创新投资的影响效应,并探究融资约束的调节作用。结果表明,研究期间我国政府补助对涉农企业创新投资产生显著的正向激励效应,而融资约束对涉农企业创新投资产生抑制效应。检验融资约束与政府补助交互作用对创新投资的影响时发现,融资约束对政府补助正向激励涉农企业创新投资存在反向抑制效应。以上效应在经济上行期、非国有产权性质、中小规模涉农企业中表现尤为明显。关键词 政府补助;涉农企业;融资约束;创新投资;调节效应中图分类号F324 F812.45文献标识码A文章编号1671-6639(2024)01-0029-13一、引言创新是当前我国经济结构转型升级的关键,是驱动农业经济高质量发展的第一动力。作为一种准公共物品的生产活动,涉农企业创新投资面临棘手的外部性难题,即社会收益高于私人收益,以致私人投资意愿低迷。加之农业生产活动具有天然的“弱质性”特征使得研发创新遭遇自然和市场双重风险,严重抑制了农业企业创新。因此,政府积极运用产业政策内化外在性,通过给予企业补助的方式纠正创新投资不足引致的市场失灵,其补助政策激励机制意在鼓励企业增加创新投资12,完善市场机制,产生知识 溢 出 和 技 术 扩散,创造社会价值和提升整体社会福利34。市场机制与科技进步是中国式农业现代化的核心驱动力5,作为推动农业创新投资的重要微观市场主体,涉农企业的发展壮大对于中国式农业现代化的深入发展具有重要的示范引领作用。OECD官 方 报 告 显 示 创 新 对 一 国 经 济 贡 献 度 高 达50%6,因此,创新投资有助于提升农业技术进步贡献率,突破“大国小农”和“小生产大市场”的现实制约,在提质增效的同时实现规模化经营和产出提高,促进农业经济稳定持续发展和巩固农业的基础 性 地 位,着 力 增 强 我 国 经 济 长 远 发 展 的韧性。然而,现有部分研究提出了与政府补助初衷相悖的观点,认为政府补助对企业创新投资无显著影响78,政府补助甚至替代或挤出企业本身自有研发资金910,致使产业政策质疑之声泛起,尤其是在政府补助体量和规模不断扩大的今天,政策工具的实施效果备受关注。那么,在创新驱动农业高质量发展的当下情境中,政府补助对涉农企业创新投资的作用效果如何,受到哪些因素92北京化工大学学报(社会科学版)2024 年第 1 期的主导和影响,以及如何更好地发挥政府补助优化涉农企业创新投资的作用,即在发挥政府补助正向激励企业创新投资的同时,使得企业能够更好地汲取外部创新资源实现企业最优的创新投资规模,这是关乎创新驱动农业高质量发展的关键问题,也是本文关注的核心问题。值得注意的是,涉农企业创新投资除了受到创新活动本身的负外部性抑制之外,创新资金的“瓶颈”问题也是制约企业创新的重要因素。尤其是我国涉农类相关金融市场存在不完全性,固有的信贷歧视使得涉农企业外源融资出现高溢价成本以及由此产生的资源低效配置双重扭曲现象。信贷市场即使有国家提供的政策性优惠资源,也会因“所有权歧视”及“规模歧视”现象而出现信贷配给,使得信贷资源通过非利率的方式流向国企和大规模非农企业,导致资源错配,进一步收紧创新资金“瓶颈”。然而,当前研究主要是在探讨政府补助与企业研发投入之间的关系,如有学者研究发现政府补助促进研发投入11;也有学者研究表明政府补助存在挤出效应;还有学者研究认为政府补助与研发投入存在非线性关系,以及不同的政府补助规模产生不同的作用效果12,从而忽视了融资约束这一重要变量。事实上,政府给予企业补助本质上是为了弥补企业创新的外部性损失,促 进 企 业 加 大 研 发 力 度 以 满 足 有 效 需求,以及发挥“杠杆效应”撬动社会资源服务于企业创新,其本质在于缓解融资约束。就涉农企业而言,创新投资本质上是研发投入问题,高风险、收益不确定以及研发过程不可分割等特性是其内在属性,这无疑将考验企业创新资源的可持续和稳定供给能力。因此,问题的关键在于,政府补助的激励机制是否能够促进企业增加研发投资,是否能够撬动外部创新资源服务于企业研发创新,尤其是在面临融资约束的情况下,融资约束与政府补助激励机制的关系究竟如何,这是本文尝试探究的问题。二、理论分析与研究假设研究表明,政府补助政策的激励效应之所以能够发生作用,其内在动因主要包括:(1)资金补充效应。政府补助通过资金注入的方式增强了企业内源融资能力13,既为企业研发创新提供了直接的资金来源,也降低了企业自主研发的活动成本14,同时也增强了企业从事研发创新活动的内在意愿。(2)纠正非政府失败。创新投资提供的是准公共物品,具有正向溢出效应,而市场机制的不健全和市场体系的不完善易于诱发非独占性的外部效应,致使私人投资不足,严重抑制研发创新,而政府补助在弥补市场的负外部性方面具有激励作用。(3)信号认证效应。政府倾向于补助那些拥有创新投资潜力的企业,这向外部投资者传递出企业保有政府信用背书的认证信号和企业值得投资的利好信息,进而有利于企业拓展融资渠道,缓解融资约束,提高创新投资意愿。基于以上分析,提出假设 H1:H1:政府补助对涉农企业创新投资产生正向激励效应。融资约束影响企业创新投资的主要机制有以下三个方面:第一,融资约束制约企业使 用 资 金 的 规 模。融资约束对企业而言,表现为企业获得潜在投资机会所面临的融资难易程度,融资难度越大,企业则越难以从外部获取可用资金,进而使得企业投资规模受限。原因在于,一方面,在资金掣肘的情况下,企业往往会放弃那些调整成本过高、资金需求量大的创新投资项目,进而弱化了创新投资强度;另外,企业可用资金获得受限不利于创新投资的成功率,因为创新具有研发过程不可分割和研发收益不可预期的特性,任何一个阶段出现资金链的中断都会影响研发创新最终目标的实现,特别是在创新投资的初始阶段和创新项目的攻关期,资金链的断裂意味着创新投资的失败15,将产生高昂的调整成本和沉没成本。第二,融资约束使得创新投资成本提高。企业面临融资约束时其外部融资成本明显高于内部融资成本,而创新投资对资金的可持续和稳定供给能力提出了很高的要求,因此当内部现金流仅能维持企业日常经营时,企业通过获取外源融资推进创新投资项目变得至关重要。然而,创新投资的高风险和保密性加剧了信息不对称程度,使得外部投资者索取高于一般市场的风险溢价032024 年第 1 期王闽胡伟:政府补助与涉农类企业创新投资 基于融资约束视角以对冲不确定性风险进而推高了创新投资成本。投资的净现值理论认为,若投资成本显著高于企业创新投资可预期的现金流净现值时,当前投资则毫 无 意 义,理 性 投 资 者 会 主 动 摒 弃 该 投 资项目。第三,融资约束弱化了创新投资动机。融资约束使得企业内部可用资金不足,而外部资金供给乏力引致企业财务风险,弱化了企业从事创新投资的积极性。Whited&Wu16在分析融资约束与企业风险管理的关系时指出,企业面临的经营风险根源在于融资约束。面对融资约束时,企业管理层对高风险的创新投资项目持谨慎态度,对不确定性投资持保守态度。基于以上分析提出假设 H2:H2:融资约束对涉农企业创新投资产生抑制效应。企业创新之所以会出现融资约束,原因在于,高度的信息不对称是企业创新投资的固有属性,容易出现逆向选择和道德风险问题17,致使外部投资者索取较高的融资溢价进而加剧了企业融资问题。相关学者研究认为政府补助能够向外部投资者传递企业创新投资活动真实信号的利好信息,即得到政府补助的企业往往具有较高的投资价值,认为这种“光环效应”一定程度上弱化了“柠檬市场”效应,有助于企业获得外部投资,提升创新投资能力。Soderblom18指出政府补助表现出一种“认证效应”,发挥了信号认证功能,反映出企业良好的市场发展前景。然而,本文认为政府补助的信号效应要想真正发挥正向引导功能,缓解企业面临的融资约束,金融体系的协同配合至关重要。金融体系越发达,金融结构越完善,整体融资环境越活跃,则政府补助的信号传递功能越强,越能够 发 挥 创 新 激 励 作 用,相 反,则 会 产 生 抑 制作用。进一步的,就我国涉农企业而言,政府补助对涉农企业创新投资存在信号过度识别和弱识别两种识别机制,即政府补助并不能通过信号效应缓解企业融资约束。这是因为:首先,从产业经济发展角度分析,农业属于第一产业,与二、三产业相比,农业经济发展整体处于收缩阶段,外部投资者更加倾向于投资二、三产业获得高额回报,导致针对农业的投资者歧视现象。而政府补助之所以难以有效发挥信号传递功能,原因在于,农业企业创新投资容易对补助资源产生依赖,补助政策和创新收益的不确定性使得外部投资者出于风险规避的考量对创新投资持谨慎态度进而收紧资金“瓶颈”加剧融资约束。其次,金融市场不健全不完善导致要素配置扭曲19。具体而言,与农业相关的金融市场尚不完备,而创新投资具有高投入、高风险、长周期、对资金持续稳定供给要求高等特性,当政府补助的力度难以满足涉农企业对创新投资的需求时,补助信号不能被外部投资者有效识别,信号传递功能被弱化,加上创新投资的固有属性与银行信贷的低风险偏好相违背,这增加了涉农企业创新投资的融资难度。最后,涉农企业创新投资面临自然和市场双重风险,自然灾害和价格波动推高了风险溢价,融资约束居高不下。融资约束与政府补助交互作用对涉农企业创新投资的影响的异质性分析包括三个方面:首先,根据经济上行期和经济下行期分析涉农企业融资约束与政府补助交互作用对企业创新投资的影响,须从第一、二、三产业整体发展角度衡量。与经济下行期相比,在经济上行期,外部融资环境偏向二、三产业,第一产业农业面临较高融资约束。进一步地,考虑到农业创新投资面临自然和市场双重风险,相较于经济下行期,农业企业在经济上行期,市场相对活跃,风险降低,创新投资需求大,涉农企业倾向于扩大创新投资,但是与农业相关的金融体系发展滞后以及信贷歧视使得企业面临严重的融资约束问题。其次,涉农企业产权性质不同,其融资能力和制度支持显著不同。与国有涉农企业相比,以盈利为首要目的的非国有涉农企业在获得政府补助后能够积极加强创新投资,然而创新投资的固有属性使其对内部资金要求过高,内源融资难以满足有效需求时,则融资约束加剧。而国有企业因为需要承担更多的以非利润为导向的社会责任,对创新投资持保守态度,政府补助对国有企业难以形成有效激励,此外,国有企业因兑付刚性和预算软约束而无需考虑融资约束问题。然而,非国有企业欠缺与政府天然的政治关联优势,其内部13北京化工大学学报(社会科学版)2024 年第 1 期流动性不足而外部融资成本过高使得创新投资无法达到最优水平。最后,相较于大规模涉农企业,融资约束与政府补助交互作用对中小规模涉农企业创新投资抑制作用更显著。其理论基础在于,中小规模涉农企业创新投资积累的是无形资产,具有调整成本高、风险高、周期长等特性,风险管理和抗压能力弱。加之无形资产占比较高且缺乏有价值的抵押品来锁定信贷风险,银企间信息不对称使得债权融资受限,进而加剧融资约束20。而大规模企业虽然有充足的现金流和物质资本,流动性强,融资渠道广,但大规模企业因市场占有率高而存在“创新惰性”。根据以上分析,提出假设 H3、H4、H5、H6:H3:融资约束对政府补助正向激励涉农企业创新投资存在反向抑制效应。H4:与经济下行期涉农企业相比,融资约束对政府补助正向激励涉农企业创新投资在经济上行期存在的反向抑制效应更显著。H5:相较于国有涉农企业,融资约束对政府补助正向激励涉农企业创新投资在非国有企业中存在的反向抑制效应更显著。H6:同大规模涉农企业相比,融资约束对政府补助正向激励涉农企业创新投资在中小规模企业中存在的反向抑制效应更显著。三、研究设计(一)数据来源与样本选择本文以 20152021 年中国 A 股涉农上市公司为样本,按照证监会 2012 版行业分类标准,选择全部 A 类“农、林、牧、渔 业”,制 造 业 中 选 择 C13、C14、C15、C17、C19、C20 及 C26 中主营业务涉及农业、农业机械、农药、植保、肥料的企业作为涉农企业。在筛选数据的过程中,剔除 ST、ST 暂定上市、退市的样本以及关键变量缺失的样本,为减轻极端 异 常 值 影 响,对 连 续 性 变 量 进 行 1%的Winsorize 处理,最终筛选出 1417 个公司年度观测值。除经济政策不确定性指数外,其他相关数据都是从 RESSET、CSMAR 以及 Wind 数据库获得,采用 STATA17.0 对数据进行处理。(二)变量定义与模型设计1.变量定义(1)被解释变量以涉农企业创新投资(R&D)为被解释变量,用涉农企业当年研发投入与营业收入之比来衡量企业创新投资活动的强度。(2)核心解释变量核心解释变量为政府补助(Sub),计算公式为本期政府补助/本期营业收入。本文其他各具体变量定义与计算方法如表 1 所示。(3)调节变量融资 约 束(D _FC)为 调 节 变 量。Hadlock&Pierce21创建的 SA 指数包含两个内生性较弱的企业指标,即企业规模(Size)和企业年龄(Age),因此,参考鞠晓生等22的研究,以 SA 指数衡量融资约束。由于 SA 指数是负值,对其取绝对值转化为正数,SA 指数越大则说明融资约束越严峻,根据SA 指数中位数生成虚拟变量,当 SA 指数绝对值大于中位数时,则 D_FC=1,表明该企业存在融资约束;当 SA 指数绝对值小于中位数时,则 D_FC=0,表明企业不存在融资约束,SA 指数具体计算公式如下:SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age(1)(4)控制变量参考已有文献,选取企业规模(Size)、企业成立时 间(Age)、资 产 负 债 率(Lev)、股 权 集 中 度(Sha)、资 产 回 报 率(ROA)、固 定 资 产 占 比(F-asset)、企业成长能力(Growth)、市场势力(Market)作为控制变量23。(5)分组变量经济政策不确定性程度(EPU)、企业产权性质(State)、企业规模(Size)为分组变量。其中 EPU指数用贝克尔等人开发的中国经济政策不确定性指数表示24,参考李增福等25的研究,本文对月度经济政策不确定性指数均值取对数,用以衡量年度 EPU 指数,计算公式如下:EPU=Ln121EPUM12/100(2)其 中,EPUM代 表 月 度 经 济 政 策 不 确 定 性指数。232024 年第 1 期王闽胡伟:政府补助与涉农类企业创新投资 基于融资约束视角表 1变量定义变量类别变量符号变量定义变量计算方法被解释变量R&D企业创新投资强度创新投入总额/营业收入100解释变量Sub企业政府补助强度政府补助总额/营业收入100调节变量D_FC融资约束SA 指数大于中位数取 1,小于中位数取 0Size企业规模取样本年总资产的自然对数Age企业成立时间企业成立至今的年限Lev资产负债率负债总额除以总资产Sha股权集中度第一大股东持股比例控制变量ROA资产回报率净利润除以总资产F-asset固定资产占比固定资产净额除以总资产Growth企业成长能力营业收入增长率Market市场势力企业营业收入与营业成本之比取对数Year年度虚拟变量对应该年份取 1,否则取 0Industry行业虚拟变量所属该行业取 1,否则取 0EPU经济政策不确定性程度中国经济政策不确定性指数分组变量State企业产权性质国有企业为 1,非国有企业为 0Size企业规模大规模取 1,中小规模取 02.模型设计(1)政府补助与涉农企业创新投资模型构建 为研究政府补助与涉农企业创新投资之间的关系,即检验假设 H1,构建模型(3):R&Di,t=0+1Sub+2Size+3Age+4Lev+5Sha+6ROA+7F-asset+8Growth+9Market+IndustryFE+YearFE+i,t(3)(2)融资约束与涉农企业创新投资模型构建为研究融资约束与涉农企业创新投资之间的关系,即检验假设 H2,构建模型(4):R&Di,t=0+1D_FC+2Size+3Age+4Lev+5Sha+6ROA+7F-asset+8Growth+9Market+IndustryFE+YearFE+i,t(4)(3)融资约束与政府补助交互作用与涉农企业创新投资模型构建参考贾洪文和程星26的模型构建方法,在模型(3)的基础上分步加入调节变量(D_FC)及其与解释变量的交互项(D_FCSub)构建模型(5)和 模型(6):R&Di,t=0+1Sub+2D_FC+3Size+4Age+5Lev+6Sha+7ROA+8F-asset+9Growth+10Market+IndustryFE+YearFE+i,t(5)R&Di,t=0+1Sub+2D_FC+3D_FCSub+4Size+5Age+6Lev+7Sha+8ROA+9F-asset+10Growth+11Market+IndustryFE+YearFE+i,t(6)模型(6)中 3为政府补助与融资约束交互项的回归系数,若 3为正且显著,则说明融资约束与政府补助交互作用(D_FCSub)促进涉农企业创新投资,反之,则说明融资约束对政府补助促进涉农企业创新投资存在反向抑制作用。Industry FE和 Year FE 分别代表行业和年份固定效应,其他控制变量与模型(3)(4)相同。四、实证检验及结果分析(一)描述性统计与多重共线性检验表 2 为主要变量的描述性统计和多重共线性检验结果。涉农企业创新投资(R&D)这一变量的最大 值 为 19.210,最 小 值 为 0.004,标 准 差 为1.921,说明不同的涉农企业具备的创新投资能力显著不同;政府补助(Sub)的最大值是 29.240,最小值是 0,标准差为 1.822,说明不同的涉农企业所获得的政府补助金额存在显著差异。其他变量描述性统计结果大致与已有研究相同。根据方差膨胀因子(VIF)显示的数值和容差值(1/VIF)可知,VIF 值均在 1.160 至 2.630 之间,都小于 3,1/VIF值均大于 0.1,说明各变量之间不存在明显的多重共线性(见表 2)。(二)实证结果1.基准回归结果和交互项检验回归结果表 3 是政府补助与涉农企业创新投资、融资约束与涉农企业创新投资以及政府补助与融资约束交互作用对涉农企业创新投资影响的回归结果。列(1)报告了政府补助对涉农企业创新投资影响的回归结果。列(1)中政府补助(Sub)的系数33北京化工大学学报(社会科学版)2024 年第 1 期表 2变量描述性统计和多重共线性检验变量样本数 最大值 最小值 平均值 中位数 标准差VIF1/VIFR&D141719.2100.0042.3092.0231.921Sub141729.2400.0000.7150.2641.8221.3100.761D _FC14171.0000.0000.5001.0000.5002.5300.395Size141725.900 19.440 22.140 22.080 1.0451.4600.684Age141747.0007.000 23.730 24.000 5.0722.6300.380Lev14171.0700.0290.3700.3530.1731.7100.586F-asset14170.7500.0020.2590.2340.1471.3800.726Growth1417130.700-2.780 0.4530.1263.7711.1600.864Sha141788.2404.080 35.500 34.220 14.830 1.1900.842Market14172.555-0.319 0.3950.3170.3132.1900.456ROA14170.482-0.860 0.0510.0480.0711.7000.588为 0.102,且在 5%的水平上显著为正,该结果验证了假设 H1 的成立,并表明政府给予涉农企业补助能够促进其增加创新投资,即政府补助对涉农企业创新投资产生正向激励效应。列(2)报告了融资约束对涉农企业创新投资影响的 回 归 结 果。融 资 约 束(D _FC)的 系 数 为-0.183,且在 1%的水平上显著为负,该结果证实了假设 H2,这意味着涉农企业面临的融资约束抑制企业创新投资,凸显出融资约束确实是企业创新投资的“绊脚石”。列(3)列(4)用于检验融资约束的调节效应。列(4)报告了融资约束与政府补助交互项对涉农企业创新投资影响的回归结果,融资约束与政府补助交互项(D_FCSub)系数为-0.075,且在 5%的水平上显著为负,该结果证实了假设 H3,这表明融资约束对政府补助促进涉农企业创新投资存在反向抑制效应。这种抑制效应可能的原因在于:(1)由于涉农领域相关金融市场发展滞后,补助的信号传递功能遭遇阻滞,政府补助引致外部投资者集聚的正向激励效应难以有效发挥,融资约束抑制政府补助的正向激励作用。(2)涉农企业获得的政府补助较少,对外部投资者传递的积极信号较弱,不足以激励外部投资者增加风险投资,抑制创新资金持续供给。(3)农业从产业大类上讲属于第一产业,其整体发展落后于其他产业,这也是政府主张以创新引领农业高质量发展的现实原因。政府补助可能会使得涉农企业相关主体对补助资源产生较大依赖,致使外部投资者变得谨慎,此时信号发挥过度识别功能,强化了外部投资者规避弱势产业高风险创新活动的投资行为,弱化了政府补助表 3政府补助、融资约束与涉农企业创新投资:全样本回归结果Variables(1)(2)(3)(4)R&DR&DR&DR&DSub0.102 0.097 0.140(2.09)(2.00)(2.65)D_FC-0.183-0.278-0.218(-2.71)(-2.10)(-1.61)D_FCSub-0.075(-2.05)Size-0.290 -0.169 -0.289 -0.296 (-5.85)(-6.67)(-5.82)(-5.96)Age-0.021-0.001-0.001-0.001(-2.24)(-0.10)(-0.06)(-0.06)Lev-1.219 -0.628 -1.212 -1.170 (-3.81)(-3.84)(-3.79)(-3.66)F-asset-0.443-0.154-0.475-0.471(-1.31)(-0.90)(-1.41)(-1.40)Growth0.026 0.0070.026 0.026(2.28)(1.26)(2.26)(2.25)Sha-0.012 -0.004-0.012 -0.012 (-3.79)(-2.49)(-3.80)(-3.85)Market1.087 0.569 1.059 1.062 (5.69)(5.82)(5.54)(5.56)ROA-0.644-0.367-0.563-0.503(-0.86)(-0.96)(-0.75)(-0.67)Constant10.195 3.909 9.797 9.916 (9.48)(7.03)(8.98)(9.09)Year FEYESYESYESYESIndustry FEYESYESYESYESObservations1417141714171417R-squared0.3200.3450.3220.324F-value21.71024.30021.20020.720注:括号中为标准误差,表示 p0.01,表示 p0.05,表示 p chi2-0.0000.0003.进一步讨论:异质性分析(1)基于宏观经济环境从宏观经济环境角度进行异质性分析是为了锚定涉农企业在整个产业经济环境中的发展趋势,探究企业创新投资的周期性变化。表 6 和表 7是根据 EPU 指数分组为经济上行期和经济下行期的相关回归结果。首先,对比表 6 表 7 列(1)回归结果可以发现,经济上行期政府补助(Sub)的系数为 0.071,且在 5%的水平上显著为正,而经济下行期政府补助的系数为-0.116 不显著,这表明相比经济下行期,政府补助对经济上行期涉农企业创新投资的正向激励作用更大。可能的原因是,涉农企业创新投资的特殊性在于其面临自然和市场双重风险,而在经济上行期,市场需求大、风险降低使得涉农企53北京化工大学学报(社会科学版)2024 年第 1 期业创新投资增加,表现出顺周期性特征。但“机会成本假说”提出,企业创新投资呈现逆周期变化,其认为在经济政策高度不稳定时期企业经营绩效下降,企业从事研发创新活动的机会成本较低,导致企业创新投资增加。然而,涉农企业这种顺周期性变化的特殊性恰恰表明,在经济上行期政府补助对涉农企业创新投资的激励效应更强。其次,对比列(2)回归结果可知,经济上行期融资约束(D_FC)的系数为-0.242,且在 5%的水平上显著为负,而在经济下行期融资约束的系数不显著。这意味着相比经济下行期,融资约束对经济上行期涉农企业创新投资的负向影响更大,在经济上行期企业对资金有着更强烈的需求,再次印证了涉农企业创新投资的顺周期性特征。最后,对比列(3)列(4)回归结果可知,经济上行期分组的 列(4)中政府补助(Sub)的系数 为0.089,且在 1%的水平上显著为正;经济上行期融资约束与政府补助交互项(D_FCSub)的系数是-0.036,且在 10%的水平上显著为负;而在经济下行期政府补助及其与融资约束的交互项都不显著。这表明相较于经济下行期,融资约束对政府补助促进涉农企业创新投资在经济上行期存在更强的反向抑制作用,该回归结果验证了假设 H4 的成立。此外,将 EPU 指数替换为 Davis 等根据人民日报和光明日报 编制的中国 EPU 指数,用以衡量 宏 观 经 济 环 境 变 动 状 况,发 现 研 究 结 论一致。(2)基于企业产权性质表 8 和表 9 是根据产权性质将涉农企业分组为国有企业和非国有企业。第一,对比表 8 和表 9 列(1)回归结果可知,表 9 列(1)中非国有企业政府补助(Sub)的回归系数是 0.136,且在 5%的水平上显著为正;而国有企业这一回归系数不显著。这表明相比国有涉农企业,政府补助对非国有涉农企业创新投资的正向激励作用更大。第二,对比列(2)回归结果可知,表 9 列(2)中非国 有 企 业 融 资 约 束(D _ FC)的 回 归 系 数 是-0.175,且在 5%的水平上显著为负;而国有企业分组中这一回归系数不显著。这意味着相比国有涉农企业,融资约束对非国有涉农企业的负向影表 6政府补助与涉农企业创新投资:经济上行期Variables(1)(2)(3)(4)经济上行期经济上行期经济上行期经济上行期Sub0.071 0.068 0.089 (2.32)(2.21)(2.72)D_FC-0.242-0.233-0.193(-2.57)(-2.47)(-2.00)D_FCSub-0.036(-1.79)Size-0.178 -0.176 -0.172 -0.175 (-4.89)(-4.82)(-4.71)(-4.81)Age-0.118 -0.024-0.028-0.027(-3.35)(-0.47)(-0.55)(-0.53)Lev-0.091-0.091-0.094-0.092(-2.35)(-2.35)(-2.43)(-2.38)F-asset-0.021-0.020-0.026-0.024(-0.60)(-0.58)(-0.76)(-0.71)Growth0.0030.0100.0060.009(0.10)(0.31)(0.19)(0.30)Sha-0.078-0.076-0.076-0.079(-2.36)(-2.29)(-2.29)(-2.40)Market0.200 0.202 0.199 0.200 (4.48)(4.52)(4.48)(4.50)ROA0.0120.0060.0140.017(0.31)(0.15)(0.36)(0.42)Constant-0.0260.0770.023-0.002(-0.17)(0.50)(0.15)(-0.01)Year FEYESYESYESYESIndustry FEYESYESYESYESObservations770770770770R-squared0.2940.2950.2990.302F-value11.88011.95011.75011.480表 7政府补助与涉农企业创新投资:经济下行期Variables(1)(2)(3)(4)经济下行期经济下行期经济下行期经济下行期Sub-0.116-0.1160.007(-1.24)(-1.24)(0.05)D_FC-0.035-0.0060.072(-0.33)(-0.03)(0.33)D_FCSub-0.285(-1.22)Size-0.334 -0.188 -0.334 -0.337 (-4.39)(-4.96)(-4.38)(-4.42)Age-0.0030.001-0.0010.003(-0.05)(0.03)(-0.01)(0.03)Lev-0.181-0.092-0.181-0.174(-2.16)(-2.19)(-2.16)(-2.08)F-asset-0.103-0.017-0.103-0.101(-1.33)(-0.45)(-1.33)(-1.31)Growth-0.017-0.044-0.017-0.010(-0.25)(-1.22)(-0.25)(-0.14)Sha-0.060-0.004-0.060-0.053(-0.88)(-0.12)(-0.88)(-0.79)Market0.455 0.208 0.455 0.451 (4.85)(4.43)(4.82)(4.78)ROA-0.156-0.087-0.156-0.157(-1.93)(-2.16)(-1.93)(-1.95)Constant2.859 -0.0602.863 2.899 (9.31)(-0.36)(8.39)(8.47)Year FEYESYESYESYESIndustry FEYESYESYESYESObservations647647647647R-squared0.3740.4310.3740.375F-value14.24018.09013.69013.270632024 年第 1 期王闽胡伟:政府补助与涉农类企业创新投资 基于融资约束视角响更强,同时也从侧面反映出融资市场可能存在的“所有制歧视”问题。第三,对比列(3)列(4)回归结果可知,非国有企业 分 组 列(4)中 政 府 补 助(Sub)的 系 数 为0.212,且在 1%的水平上显著为正;非国有企业融资约束与政府补助交互项(D_FCSub)的系数是-0.172,且在 5%的水平上显著为负;而在国有企业分组中政府补助的回归系数不显著,但其与融资约束的交互项回归系数为-0.062,在 10%的水平上显著为负。这表明相较于国有涉农企业,融资约束对政府补助促进企业创新投资在非国有涉农企业中有更强的反向抑制作用,该回归结果验证了假设 H5 成立。表 8政府补助与涉农企业创新投资:国有产权Variables(1)(2)(3)(4)国有企业国有企业国有企业国有企业Sub0.0150.0150.063(0.26)(0.26)(1.00)D_FC-0.039-0.0380.024(-0.27)(-0.26)(0.16)D_FCSub-0.062(-1.91)Size-0.016-0.017-0.015-0.022(-0.27)(-0.31)(-0.27)(-0.39)Age-0.180 -0.165-0.166-0.171(-2.61)(-1.90)(-1.90)(-1.97)Lev0.0300.0310.0290.030(0.48)(0.51)(0.47)(0.49)F-asset-0.064-0.062-0.062-0.056(-1.40)(-1.37)(-1.37)(-1.23)Growth-0.020-0.020-0.021-0.013(-0.35)(-0.34)(-0.36)(-0.22)Sha-0.156 -0.156 -0.156 -0.155 (-2.82)(-2.82)(-2.82)(-2.81)Market-0.023-0.023-0.022-0.030(-0.29)(-0.29)(-0.28)(-0.39)ROA0.147 0.147 0.146 0.160(2.04)(2.03)(2.02)(2.21)Constant-0.399-0.380-0.389-0.424(-2.14)(-2.03)(-2.04)(-2.22)Year FEYESYESYESYESIndustry FEYESYESYESYESObservations396396396396R-squared0.2310.2310.2310.239F-value3.7873.7873.6543.679(3)基于企业规模表 10 和表 11 是根据企业规模将涉农企业分组为大规模企业和中小规模企业。第一,比较表 10 和表 11 列(1)回归结果可知,在中小规模企业分组中,政府补助(Sub)的系表 9政府补助与涉农企业创新投资:非国有产权Variables(1)(2)(3)(4)非国有企业非国有企业非国有企业非国有企业Sub0.136 0.125 0.212 (2.19)(2.02)(2.80)D_FC-0.175-0.585 -0.387(-2.15)(-3.19)(-1.85)D_FCSub-0.172(-1.99)Size-0.506 -0.221 -0.495 -0.497 (-7.26)(-6.97)(-7.13)(-7.16)Age0.0070.0130.226 0.227(0.12)(1.70)(2.52)(2.54)Lev-0.187 -0.712 -0.189 -0.196 (-2.62)(-3.69)(-2.65)(-2.76)F-asset0.1200.1750.1210.127(1.93)(0.84)(1.96)(2.06)Growth-0.0090.049-0.024-0.024(-0.14)(2.33)(-0.38)(-0.39)Sha-0.068-0.001-0.069-0.067(-1.15)(-0.53)(-1.16)(-1.13)Market0.133 0.774 0.1210.115(1.98)(6.32)(1.81)(1.73)ROA0.033-0.940 0.0450.042(0.48)(-2.31)(0.68)(0.62)Constant2.157 4.922 2.346 2.253 (16.19)(7.11)(16.16)(14.79)Year FEYESYESYESYESIndustry FEYESYESYESYESObservations909909909909R-squared0.1350.4390.1450.148F-value9.27822.9209.4229.129数是 0.169,且在 5%的水平上显著为正;而在大规模企业分组中这一回归系数不显著。回归结果与“熊彼