政府补贴对建筑企业技术创新影响研究.pdf

收稿日期:2022-09-24基金项目:安徽省高等学校科学技术研究项目(JY2021C016)作者简介:段宗志(1965),男,教授,硕士生导师,主要从事建筑经济与管理研究.宋 宁(1998),女,硕士研究生,主要从事建筑经济与管理研究.第 38 卷第 2 期徐 州 工 程 学 院 学 报(自 然 科 学 版)2023 年6 月Vol.38 No.2Journal of Xuzhou Institute of Technology(Natural Sciences Edition)Jun.2023政府补贴对建筑企业技术创新影响研究段宗志,宋 宁,梁瑞蕾(安徽建筑大学 经济与管理学院,安徽 合肥 230601)摘要:通过对 20152020 年中国建筑业上市公司数据的实证分析,研究政府补助对建筑企业技术创新的影响,并通过中介效应模型分析了研发投入在两者之间的中介效应,以及采用分组回归检验政府补贴对不同产权性质的建筑企业技术创新的影响.研究结果表明:政府补贴有效地促进了建筑企业技术创新;研发投入在政府补贴和建筑企业技术创新之间具有部分中介效应;从产权性质来看,政府补贴对国有企业技术创新的推动作用更显著.关键词:政府补贴;研发投入;建筑企业技术创新中图分类号:TU-9;F273.1 文献标志码:A 文章编号:1674-358X(2023)02-0029-08“十四五”规划中提出要把创新发展放在国家现代化建设的大局中,提高科技创新能力,推动企业的转型与发展.在此背景下,我国建筑企业为适应现代化转型要求,急需提升企业技术创新水平,而技术创新又需要大量的资金和人才投入,所以政府颁布了一系列政策,鼓励建筑企业提高技术创新,其中政府补贴被普遍应用于激励创新.政府补贴是指政府为达成某一特定的经济发展目标而提供的一种非补偿性财政拨款1,具有可控性、时效性,可以根据产业结构和发展趋势适时地调整补贴政策,从而引导和鼓励企业科技进步、协调发展等.根据2021 年企业研发活动情况统计年鉴可知,2020 年我国建筑业企业 R&D 经费内部支出 6 814 531万元,仅占国内生产总值的 0.067%,远低于制造业的 1.450%;从研发资金来源来看,建筑业企业 R&D 经费企业资金占 98.90%,而政府资金仅占 0.68%,相应的制造业企业分别为 96.82%、2.77%,采矿业分别为97.26%、2.57%;从创新产出来看,2020 年我国建筑业企业专利申请数 73 186 件,占比全部行业的 4.6%.由此可见,目前建筑业企业的技术研发投入水平与制造业有很大差别,建筑企业创新产出效率较低,政府补贴占建筑业企业的研发资金的比例也较少.总体来看,我国建筑企业技术创新水平较低.鉴于此,对 20152020 年沪深 A 股上市建筑公司的相关数据进行了实证研究,从微观角度探究政府补贴对建筑企业技术创新的影响及其作用路径,考察政府补贴政策的实施效果,并为政府制定相关政策提供一定的建议.本文的贡献在于:1)从微观数据的角度,研究政府补贴对我国建筑企业技术创新的作用,并进行实证分析;2)从技术创新过程角度,以研发投入为中介变量,分析政府补贴对建筑企业技术创新的作用路径;3)从企业产权性质角度,分析政府补贴对建筑企业技术创新影响的异质性.1 文献综述与研究假设1.1 政府补贴对建筑企业技术创新的影响目前,有关政府补贴对企业技术创新的影响,学界存在不同看法,有学者认为是一种激励效应,如李亚杰等2认为政府补贴可以扩大公司研发规模,对公司的技术创新起到了直接和有效推动作用;夏清华等3认为政府补贴能够向外界释放正面的企业品质信号,促使企业获取外部资金,从而积极推动企业技术创新.还有一些学者提出,这是一种“挤压效应”4,虽然政府的研发补贴,可以有效地调节市场机制,缓解市场失灵的问题,但同时也会由于信息不对称、市场不稳定,给企业带来了过度的财政补贴,从而导致资源的浪92费,阻碍企业技术创新.因此,本研究假设政府补贴对建筑企业技术创新有正向促进作用,即假设 1.1.2 政府补贴对建筑企业研发投入的影响政府补贴对企业研发投入也具有双重影响:一方面,政府补贴是企业研发投入资金的一部分,可以直接降低建筑企业研发投入成本,减缓资金紧张以及降低一部分投资风险问题,从而对企业研发投入产生一定的激励作用.尚洪涛等5建立 PVAR 模型,研究发现政府补贴对医药制造企业的研发投入有 13 期的促进作用;另一方面,企业作为政府补贴的直接作用对象,可以通过信息优势来获得政府的补助,降低公司的研发投资,从而产生挤压效应.杨晔等6认为财政补贴对制造企业的研发投资具有负的调节效应,并抑制了其本身的研发投资.鉴于此,本研究假设政府补贴对建筑企业研发投入有正向促进作用,即假设 2.1.3 政府补贴、研发投入与建筑企业技术创新从理论上看,政府对企业的研发补贴并不能直接影响企业技术创新产出,而创新产出主要取决于企业的研发投入规模,所以研发投入是介于政府补贴和企业技术创新之间的中介因素,在政府补贴对企业创新的作用路径中具有传递作用.李亚杰等2认为装备制造业上市企业的研发投入在政府补贴和企业技术创新中起到中介效应;司训练等7认为政府补贴通过促进新能源企业研发投资,间接提高了技术创新.综上所述,本研究假设研发投入在政府补贴和建筑企业技术创新之间起到中介效应,即假设 3.1.4 政府补贴对不同产权性质企业的技术创新的影响企业产权性质不同,在资源配置和融资约束上有差异,影响了企业的研发活动和技术创新水平.首先,国有企业与政府之间有着较为密切的关系,更加容易获取财政补助,且融资约束较小,因而政府补贴对国有企业技术创新的积极效应不明显.孙昕冉8发现政府补贴对我国建筑行业的国有企业创新能力起到了明显的阻碍作用,部分国有企业仅为满足财政补贴的要求而增加研发产品数量,却忽视了专利产出的质量水平,没有真正地提升自己的创新水平.非国有企业需要获得政府补贴,以获得质量认可,以此作为一种信号吸引外部资源,进而提升企业竞争力.杨鹏9发现财政补贴政策对非国有企业技术创新具有促进作用,财政补助对于非国企的技术创新起到了更大的推动作用,使其技术创新能力得到了进一步的提升.因此,本研究假设相对于国有企业,政府补贴对非国有企业技术创新具有显著的促进作用,即假设 4.2 数据选取与模型设计选取 20152020 年沪深 A 股 106 家建筑业上市公司作为初始样本,剔除了 ST、ST、PT 公司及未披露信息的公司,最终得到 79 家上市建筑企业构成的非平衡面板数据.这些数据主要来自国泰安数据库,专利申请量数据则是来自 CNRDS 数据库,而部分遗漏的数据从巨潮资讯网查阅获取.2.1 指标选取1)被解释变量技术创新(Pat),在已有文献中,以企业专利数量为主要指标.这是由于专利数据具有真实性和可获得性,能够更好地反映出企业的实际创新产出水平.反映企业技术创新的指标主要为专利申请量和专利授权量,而专利授权量不能准确反映企业当期创新水平,所以以专利申请量来衡量企业技术创新的水平.李丹丹10将专利申请数量加 1 并取自然对数来表示,在此予以参考.2)解释变量政府补贴(Sub),在企业的研发创新活动中,政府的研发补助与其他的补助具有同等效应,如果只考虑了研发补助是不严谨的,陈心怡等11用企业年报中政府补助额的自然对数表示政府对建筑企业的补贴政策,在此予以借鉴.3)中介变量研发投入(Rd),本研究的焦点在于政府补助能否透过研发投资的中介作用来提高建筑企业的技术创新能力.参考窦现腾12的研究,以企业年度报告中的研发支出总额为指标,并对其进行了对数处理.4)控制变量企业的财务状况、经营状况、产权性质等都会对企业的技术创新产生一定的影响,故而设定了如下控制03徐州工程学院学报(自然科学版)2023 年第 2 期变量:产权性质,由于国有企业与政府有着密切联系,获取研发补贴更具有优势,所以分别研究了政府补贴对不同产权性质的建筑企业的影响.根据公司实际控制人的性质,将产权性质划分为国有和非国有,并设置为虚拟变量.资产负债率、总资产利润率,分别从企业的负债能力和盈利能力反映企业财务状况,而企业财务状况决定了企业研发投资状况.企业成长性,借鉴陈心怡11的研究成果,以营业收入增长率来衡量企业经营状况的稳定性,企业发展越稳定,越易于展开技术创新活动.投资机会,参考司训练等7的研究,用托宾 Q 值来衡量该指标,托宾 Q 值越高,说明公司的投资回报越高,公司愿意将更多的资金用于研发创新活动.企业年龄,以“统计年份-企业成立年份+1”的对数值表示7,企业随着年龄越大,获取研发补贴以及技术创新的经验越充足.股权集中度,参考陈和等13的研究,用第一大股东持股比例来表示.从企业长远角度来看,股东更加愿意开展技术创新活动,所以股东持股占比越高,股东的自主权利越高.具体的变量定义见表 1.表 1 变量定义变量分类变量名称变量符号变量含义及说明被解释变量技术创新水平Pat每年专利申请数+1 的对数值解释变量政府补贴Sub政府补助的对数值中介变量研发投入Rd研发费用的对数值控制变量产权性质SOE虚拟变量,国有企业为 1,非国有企业则为 0资产负债率Lev总负债/总资产总资产利润率Roe净利润/总资产企业成长性Grows(当期主营业务收入-期初主营业务收入)/期初主营业务收入投资机会Opp托宾 Q 值:公司市值/(资产总计-无形资产净额-商誉净额)企业年龄Age统计年份-企业成立年份+1 的对数值股权集中度Large第一大股东持股比例2.2 模型设计在前文的假设基础上,采用 STATA16.0 对上市建筑企业的面板数据进行回归分析,模型通过 F 检验和豪斯曼检验,均拒绝原假设,故选取固定效应模型.在模型中,i 表示企业个体,t 表示时间,it和 year 分别为个体固定效应和年份固定效应.为了检验研究假设 1,建立模型(1):Patit=0+1Subit+kcontrolsit+it+year+it.(1)为了检验研究假设 2,建立模型(2):Rdit=0+1Subit+kcontrolsit+it+year+it.(2)为了检验研究假设 3,建立模型(3):Patit=0+1Subit+2Rdit+kcontrolsit+it+year+it.(3)2.3 中介效应检验程序为研究研发投入在政府补贴和技术创新之间是否存在中介效应,参考温忠麟等14的中介效应模型,采用因果逐步法进行实证分析.中介效应模型如下:13段宗志,等:政府补贴对建筑企业技术创新影响研究Y=cX+e1,(4)M=aX+e2,(5)Y=cX+bM+e3,(6)式中:c 为自变量 X 对因变量 Y 的总效应;a 表示自变量 X 对中介变量 M 的影响;b 表示在控制了自变量 X的影响后,M 对 Y 的效应;c表示控制了中介变量 M 后,X 对 Y 的直接效应;e1、e2、e3为回归残差.中介效应检验程序如图 1 所示.图 1 中介效应检验程序3 实证分析3.1 描述性统计分析各变量的描述性统计见表 2.表 2 描述性统计结果变量名称样本数均值标准差最小值最大值技术创新4033.8271.6850.0007.253政府补助40315.8601.8909.21019.282研发投入40318.7821.88613.31823.043产权性质4030.5880.4930.0001.000资产负债率4030.6530.1530.1740.861总资产利润率4030.0200.050-0.7970.065企业成长性4030.1100.243-0.5900.691投资机会4030.8720.8070.0483.005企业年龄4032.9150.3271.9463.332股权集中度4030.3700.1450.0500.62923徐州工程学院学报(自然科学版)2023 年第 2 期从表 2 中可以看出,建筑企业技术创新的均值为 3.827,标准差为 1.685,说明大多数上市建筑企业的技术创新水平不足,且企业间专利申请数量差异较大.政府补助的均值为 15.860,研发投入均值为 18.782,说明建筑企业政府补贴应用于研发投入强度较高,但转化为技术创新产出水平较低,同时企业间政府补贴、研发投入也具有较大差异.3.2 相关性分析采用 Pearson 相关分析方法对各变量进行了相关性分析,检验结果见表 3.表 3 Pearson 相关性分析结果变量 Pat Sub Rd SOE Lev Roe Grows Opp Age LargePat1Sub0.751 5 1Rd0.587 2 0.581 1SOE0.358 4 0.372 6 0.391 3 1Lev0.420 3 0.371 9 0.429 9 0.478 7 1Roe-0.019 70.038 8-0.010 70.027-0.161 2 1Grows0.038 30.007 8-0.033 70.070 8-0.003 10.263 5 1Opp-0.430 6 -0.439 4 -0.445 9 -0.368 8 -0.692 9 0.135 1 0.0761Age-0.378 9 -0.421 9 -0.356 3 -0.285 5 -0.103 0.032 40.101 2 0.019 11Large0.289 3 0.411 6 0.220 5 0.255 6 0.286 6 0.092 10.000 5-0.173 8 -0.294 7 1 注:、分别代表 10%、5%、1%显著性水平.从表 3 看出,建筑企业技术创新与政府补贴和研发投入具有高度的相关关系,并且在 1%的水平上显著正相关,可以初步验证假设 1、假设 2.同时,建筑企业技术创新与产权性质之间显著正相关,说明国有企业在技术创新水平上要比非国有企业更强.研究还发现技术创新与大部分的控制变量有较好的相关性,说明了选择的控制变量是合理的.此外,变量 VIF 值在 1.122.34,均小于 5,因此变量间不存在多重共线性问题.3.3 回归结果分析表 4 为政府补贴、研发投入与建筑企业技术创新之间的实证结果.表 4 回归分析结果变量模型 1模型 2模型 3技术创新研发投入技术创新政府补贴0.079(2.60)0.059(1.96)0.067(2.20)研发投入0.217 (3.35)资产负债率2.323(2.26)2.365 (3.68)1.810(1.79)总资产利润率1.263(1.89)0.467(0.76)1.162(1.93)企业成长性0.342(1.77)0.282(2.26)0.281(1.49)投资机会0.094(0.64)0.241(2.05)0.042(0.3)企业年龄-1.488(-1.09)-1.045(-0.97)-1.261(-1.03)股权集中度0.006(0.72)0.016(0.93)0.003(0.35)常数4.280(1.09)17.615 (5.81)0.459(0.13)年份固定效应控制控制控制个体固定效应控制控制控制R20.2600.3490.248 注:括号内为 t 统计值,、分别代表 10%、5%、1%显著性水平.33段宗志,等:政府补贴对建筑企业技术创新影响研究模型 1 为政府补贴对技术创新的影响结果,政府补贴对企业技术创新的系数在 5%的水平上显著为正(系数为 0.079,t 值为 2.60),表明政府补助对建筑企业技术创新具有直接的激励作用,能够避免建筑企业技术创新市场失灵,引导和鼓励企业研发创新,即假设 1 得到验证.模型 2 为政府补贴对研发投入的回归结果,政府补贴对建筑企业研发投入在 10%的水平上起到显著的促进作用(系数为 0.059,t 值为 1.96),表明政府补助的增加对建筑企业研发投入力度的提高有积极推动作用,即假设 2 成立.模型3 表示在控制了政府补贴对技术创新的影响后,研发投入对技术创新的估计系数在1%的水平上显著为正(系数为 0.217,t 值为 3.35);同时,政府补贴对企业技术创新的影响在 5%的水平上显著为正,表明中介效应显著,且根据图 1 可知,ab 与 c同号,属于部分中介效应.由表 5 计算得到中介效应 ab 为 0.012 8,总效应 c 为 0.079,并且中介效应占总效应的比重为 16.2%.因此,政府补贴也可以通过促进建筑企业研发投入间接促进企业技术创新,从而验证了假设 3.表 5 中介效应分析作用路径c(总效应)abc(直接效应)ab(中介效应)政府补贴研发投入技术创新0.079 0.0590.217 0.067 0.012 8 注:、分别代表 10%、5%、1%显著性水平.另外,在控制变量中,企业的年龄对技术创新的作用是负的,与通常观点不一致,表明年龄越短的建筑企业,技术创新投入水平越高,可能与建筑企业行业面临市场竞争压力有关.为了满足企业生存和发展的需要,越来越多新创立的企业重视技术创新,创新投入也越明显,技术创新成为企业的核心竞争力.3.4 稳健性分析和产权异质性分析采用替代被解释变量的方法对模型的稳健性进行检验.一般而言,我国专利申请分为发明专利、实用新型专利、外观设计专利三大类,其中发明专利更加符合实质性创新要求,更能体现出企业的技术创新能力,具有较强的代表性15.因此,将模型 4 的被解释变量替换为发明专利申请数量的自然对数,结果见表 6.研究发现,政府补贴和研发投入均对企业发明专利起到了显著的促进作用,这与模型 3 结果一致,表明回归结果具有稳健性.表 6 稳健性和产权异质性分析结果变量模型 4模型 5模型 6发明专利国有企业非国有企业政府补贴0.072(2.24)0.072(1.92)0.037(0.70)研发投入0.190 (3.50)0.114(2.15)0.528 (2.56)资产负债率1.199(1.20)2.76(1.99)-0.035(-0.03)总资产利润率1.611(2.57)5.342(1.53)0.293(0.46)企业成长性0.257(1.55)0.367(1.48)0.125(0.37)投资机会-0.079(-0.50)-0.065(-0.28)0.014(0.08)企业年龄-0.986(-0.78)-0.759(-0.67)-3.137(-1.27)股权集中度0.011(1.35)0.009(1.18)-0.036(-1.35)常数-0.876(-0.24)0.153(0.05)3.317(0.42)年份固定效应控制控制控制个体固定效应控制控制控制R20.2880.363 40.279 注:、分别代表 10%、5%、1%显著性水平.43徐州工程学院学报(自然科学版)2023 年第 2 期本文进一步分析了建筑企业在不同产权性质下,政府补贴对建筑企业技术创新的影响,将样本数据按照产权性质进行分组回归.从模型 5 和模型 6 可以看出,政府补贴对国有企业技术创新具有显著的推动作用,但对非国有企业的推动作用却不明显,即假设 4 不成立.国有企业在获得政府补贴、融资等方面具有优势16,为应对建筑业转型升级的要求,对自主创新能力的培养更为重视,因而充分利用政府补贴,进行研发活动,提高企业技术创新水平.尽管国家财政补助减轻了非国有企业研发创新的资金压力,但在规模、科研等方面,非国有企业处于劣势,必须加大研发投入和人才投入.另一方面,企业与政府之间存在信息不对称问题,造成部分企业不知道有相关补贴政策,因而政府补贴无法对非国有企业的技术创新起到明显的推动作用.总体上看,政府补贴显著促进了建筑企业技术创新,但是在不同的产权性质下,其效果也不尽相同,相对于非国有企业而言,政府补贴对国有企业技术创新具有更好的推动作用.4 结论与建议通过对 20152020 年建筑业上市企业的微观数据,建立双向固定效应模型、中介效应模型,采用逐步回归、分组回归方法,对政府补贴、研发投入与建筑企业技术创新的关系进行了实证分析,并检验了研发投入在政府补贴和建筑企业技术创新之间的中介效应,以及政府补贴对技术创新的影响在不同产权性质的企业之间的差异性,得出如下结论:1)政府补助对建筑企业技术创新具有直接的激励作用,能够避免建筑企业技术创新市场失灵,引导和鼓励企业研发创新.2)政府补贴直接地降低建筑企业研发投入成本,减缓企业研发投入的资金压力和风险,能够增强建筑企业研发投入强度.3)对于建筑产业而言,研发投入在政府补贴与企业技术创新之间具有部分中介效应,且中介效应占总效应的比例为 16.2%.因此,政府补贴通过促进建筑企业研发投入,进而间接促进企业技术创新.4)在不同的产权性质下,政府补贴对建筑企业的技术创新的推动作用存在着一定的差异,相对于非国有企业而言,政府补贴对国有企业技术创新具有更好的推动作用.根据研究结果,从政府和企业两个层面提出以下建议:1)政府补贴确实对建筑企业的技术创新起到了一定的推动作用,政府要对企业领取补贴进行更严格、规范的要求,加强对企业专利产品质量的监督、审核工作,在保证质量的前提下,给予建筑企业更多的研发补助.2)政府补贴应对不同产权性质企业实行差异化的补助政策.政府补贴对国有企业技术创新的激励作用优于非国有企业,因而政府应加强对非国有企业研发活动的支持,发挥政府研发补贴信号的影响力,引导外部资源向非国有企业倾斜,提高技术创新能力.3)政府补贴对建筑企业技术创新的激励作用与行业环境密切相关,政府应持续推动建筑业市场化,健全知识产权保护机制,推动建筑业企业转型升级,深化企业产权制度改革,增强企业自主创新能力.与此同时,建筑企业要坚持创新发展战略,按照行业规范,积极开展科技创新活动,加强创新人才培养与管理,合理利用国家财政补助,提高科技创新水平.参考文献:1 柳光强.税收优惠、财政补贴政策的激励效应分析:基于信息不对称理论视角的实证研究J.管理世界,2016(10):62-71.2 李亚杰,杨芷.政府补助、研发投资与企业技术创新:基于装备制造业数据的分析J.地方财政研究,2019(10):87-95.3 夏清华,何丹.政府研发补贴促进企业创新了吗:信号理论视角的解释J.科技进步与对策,2020,37(1):92-101.4 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230601,China)Abstract:Through the empirical analysis on the data of listed companies in Chinas construction industry from 2015 to 2020,the impact of government subsidies on technological innovation of construction enterprises was studied,the intermediary effect of R&D investment was analyzed with the intermediary effect model,and the impact of government subsidies on technological innovation of construction enterprises with different property rights was tested through group regression.The results show that the government subsidies effectively promote the technological innovation of construction enterprises.The R&D investment has a partial mediating effect between government subsidies and technological innovation of construction enterprises.From the perspective of property right,government subsidy plays a more significant role in promoting technological innovation of state-owned enterprises.Key words:government subsidies;R&D investment;construction enterprise;technological innovation63徐州工程学院学报(自然科学版)2023 年第 2 期