一、章节经济学理论研究指出，由于信息不平面、个人理性与集体理性的对立以及公共产品的外部性等原因造成了市场失灵，此时政府必需展开大力的介入，从而构建资源的合理配置。西方文献研究认为，市场力量是影响企业技术创新的最重要因素。当市场失灵无法引领企业技术创新时，政府必需展开介入，政府给与企业研发资助乃是其中一种最重要形式。对于转轨过程中的新兴市场经济国家来说，由于其产权保护机制不完善，市场机制尚能不完备，市场引领企业技术创新的起到受限，因此，政府引领企业技术创新变得十分必要。
截至2010年年末，我国私营企业和个体工商业户的注册数量多达了4200万户，民营企业招揽了社会75%的低收入，对GDP的贡献率超过60%，对税收的贡献率超过50%。①然而，我国民营企业多集中于劳动密集行业，技术创新力度过于。据2007年中国企业家调查系统在全国范围内的组织的跟踪调查结果显示，59.4%的民营企业技术创新动力严重不足是因为缺少创意人才，39.2%的民营企业因资金缺少而影响其积极开展技术创新活动。②随着经济、金融环境的变化，我国民营企业的劳动力红利早已消失，展开技术创新是民营企业的唯一决心，民营企业技术创新对于我国国家创意体系的建设具备最重要意义。
[1]在后金融危机时代，技术创新已沦为企业核心竞争力的关键所在。[2]政府已将改变经济快速增长方式、展开产业结构调整和引领企业技术创新作为经济政策的核心，并将这一理念载入十二五发展规划中。
我国政府在引领企业技术创新方面做到了大量工作，比如1978年-1985年的《八年科学规划》、《1986-2000年中国科技发展规划》、863计划、星火计划以及火炬计划等等。政府介入企业技术创新主要反映在政府通过各种补贴方式对企业展开资助，2010年国家财政科技经费超过3800亿元，是2005年经费金额的将近3倍。
③另据中国注册会计师协会公布的2010年上市公司审核快报表明，截至2011年4月17日，在1570家透露年报的上市公司中，有1454家公司接到政府补助金，占到比超过92.61%，牵涉到总金额高达463.40亿元，平均值每家公司获得3187万元。④政府资助是一种最重要的政策工具。政府对企业的资助项目很多，其中用作企业积极开展研发活动的资助是十分最重要的一部分。
西方发达国家的发展历史指出，在工业化的初期和中期，政府研发投放有助企业茁壮。[3]上世纪六、七十年代的美国，企业的创意活动主要依赖政府获取资金来引领和鼓舞，大约半数以上的研发投放是政府资助的。
我国目前正处于工业化的转型期，尤其是金融危机后，政府减少了对民营企业的研发资助。这些研发资助对企业技术创新产生怎样的影响？是更进一步性刺激了企业增大技术创新投放？还是吸管了企业原先的技术创新投放？本文力求用上市公司的数据来证实这一问题。
和现有文献比起，本文在以下几方面展开了扩展：第一，自由选择了一个适合的工具变量，改良了模型的估算方法。有数的研究大多使用普通大于二乘估算，较较少考虑到政府研发资助的内生性，本文自由选择企业的注册地作为政府研发资助的工具变量展开估算，在相当大程度上解决问题了模型的内生性问题，估算方法更加缜密，结果更加可信。
第二，研究了政府研发资助对民营上市公司技术创新的影响，反对了有序效应观点，非常丰富了有数文献。有数的研究多基于宏观和产业层面，基于微观的研究多是使用某一区域的调查数据，基于上市公司层面的研究较较少，[4]尚能缺乏专门针对民营上市公司的研究。中小板民营上市公司成长性好、创新动力强劲，在相当大程度上体现了我国杰出民营企业的发展状况，对中小民营企业的发展起着很好的引导起到。
另据世界银行2009年5月公布的报告《中国：增进以企业为主体的创意》表明，私营部门对中国的创意至关重要。因此分析政府研发资助对民营上市公司技术创新的影响对于我国产业结构调整具备根本性现实意义。
此外，自由选择中小板上市公司的原因在于，在所有A股上市公司中中小板上市公司透露的创意投入产出信息是最原始的。[5]本文利用深市中小板民营上市公司的数据现代科学检验了政府研发资助强度对企业技术创新的影响，研究结论反对了有序效应观点，加剧了我们对这一问题的解读。第三，解决了有数研究数据的局限性。
本文取决于技术创新程度统一用于董事会报告中透露的研发强度指标(研发投放除以营业收入)，与其他取决于方式相比较，董事会报告中必要发布的研发强度数据更为精确，测量误差较小，且数据具备高度一致性。⑤二、文献总结与研究假设(一)文献总结自熊彼特1912年在其专著《经济发展理论》中明确提出技术创新概念以来，创意在经济发展中的起到仍然是各国政府和经济学家注目的焦点。[6]有数的研究文献证实，即使在市场化程度较高的西方发达国家，政府仍然在引领企业技术创新中起着最重要起到。
政府研发资助对企业技术创新的影响仍然是学术界的最重要研究课题。最先的研究学者可以追溯到Blank和Stigler(1957)，他们以1564家企业的横截面数据现代科学研究找到，政府研发资助有利于企业积极开展技术创新活动，但在规模较小的企业政府研发资助增进了企业技术创新。此后，学术界早已问题进行了大量现代科学研究，这些研究主要基于三个层面：国家层面、[7]行业层面[8]和企业层面。[9]研究的结论可以不属于三大类：第一，政府研发资助与企业技术创新不存在有序效应，即政府研发资助对企业积极开展技术创新产生大力的相反影响。
第二，政府研发资助与企业技术创新不存在替代效应，即政府研发资助增加了企业用作技术创新的投放，急于引领企业积极开展技术创新活动。第三，政府研发资助对企业技术创新的影响在有所不同的企业不存在差异。
政府研发资助与企业技术创新的关系也是我国学者注目的焦点。有数的研究多集中于宏观和产业层面，研究结果大多指出政府研发资助与企业技术创新不存在有序效应。朱平芳等(2003)以1994-2001年上海市大中型工业企业的面板数据现代科学研究找到，[10]政府科技资助与税收免除皆对减少大中型企业筹措的研发投放具备大力效果。
程华等(2008)以1997-2006年我国大中型工业企业的面板数据现代科学研究找到，[11]政府科技资助对企业的研发生产量有显著的促进作用，但其起到不及筹措的研发资金。熊维勤(2011)利用我国14个高技术行业1995-2008年的面板数据现代科学研究找到政府研发补贴虽急于提升研发活动效率，[12]但可以提升研发投放规模。也有学者研究得出结论忽略的结论，姚洋、章奇等(2001)研究找到，[13]政府创立的公共研究机构再次发生的研发开支对企业技术效率提升没显著的起到，有时甚至起着负面起到。基于企业层面研究政府研发资助的文献不多，Hu(2001)利用北京市海淀区1995年813个高科技企业的调查数据现代科学研究找到，[14]政府研发资助明显地增进了私人企业的研发投放。
程华等(2008)以浙江省民营科技企业调查数据现代科学研究找到，[15]政府科技资助对企业迟缓一年的研发投放有明显的促进作用，且随着企业规模的减小，政府科技资助鼓舞效果减少。解维敏、唐清泉等(2009)以2003-2005年的上市公司为研究样本分析政府研发资助与企业自主创新的关系时找到，[4]政府研发资助有助企业减少研发开支。肖丁丁等(2011)以广东省产学研合作企业的调查数据现代科学研究找到，[16]政府引领资金在减少企业研发投放方面起着了杠杆作用。
基于微观的研究文献得出结论和基于宏观和产业层面相近的结论，但这些研究多是基于某一区域的调查数据，代表性受限，尤其是基于上市公司的研究较较少，尚且没文献专门研究政府研发资助对民营上市公司技术创新的影响，本文力求在此基础上做到一些边际的贡献。(二)研究假设研究研发的成果一般来说具备公共物品性质，这使得企业无法几乎独霸技术成果的收益，也无法控制技术成果的蔓延，从而造成企业研发投资回报率高于预期的投资回报率，更进一步巩固了企业研发投资的积极性。于是，在市场竞争机制下，整个经济体系中企业研发活动投资的规模高于社会理想水平。
另外，由于研发投资必须大量的资金投入，短期内无法提供收益，且企业研发投资面对着相当大的风险，新技术的经常出现很有可能造成企业的研发投资没任何收益，这毫无疑问将妨碍资金紧张、风险承受能力很弱的企业积极开展技术创新活动。如果政府对企业展开技术研发的资金反对，将不会减少企业研发的成本，集中研发投资的风险，增大企业研发活动私人收益与社会收益的差距，减少研发投资的回报率，从而性刺激企业减少研发投资。
基于上述分析，我们明确提出假设1：H1：政府研发资助强度与民营企业技术创新投放明显于是以涉及，二者不存在有序效应。多数研究反对政府研发资助增进了企业技术创新，但也有有所不同的观点。
当政府资助资金和企业研发投放之间缺少明晰精确的定位时，政府研发资助如果反对一些没政府研发资助企业也不会积极开展的项目，那么政府研发资助毫无疑问减少了企业自身的研发投放。Wallsten(2000)的研究指出政府研发资助与企业研发投放不存在一对一的替代关系，[17]即政府每减少一单位的研发投放将造成企业适当增加一单位自身的研发投放。由于不存在技术外溢的有可能，其他厂商有可能产生搭便车不道德从而增加其本身的研发开支。
此外，政府科技经费投放的减少将造成研发资源要素市场需求下降，而以人力资本居多的研发资源短期内供给没变化，从而压低了研发资源要素的价格，减少了企业研发活动的成本，最后造成企业增加研发投资。还有一种观点指出，我国民营企业多正处于产业链的低端，产品附加值较低，本身技术研发的积极性不低，同时由于政府的研发资助多流向国有企业，民营企业获得的研发资源较较少，无法在较小程度上促成民营企业减少研发开支。基于上述分析，我们明确提出假设2：H2a：政府研发资助强度与民营企业技术创新投放明显负相关，二者不存在替代效应。H2b：政府研发资助强度与民营企业技术创新投放没明显的涉及关系。
三、研究设计(一)数据来源与样本挑选本文的数据源于上市公司年报和国泰安csmar数据库，按照实际掌控人的性质挑选了101家倒数四年在董事会报告中透露研发强度的民营上市公司，考虑到2007年起实行新的企业会计准则，为了确保研究数据的一致性，本文的时间跨度是2007年到2010年。政府研发资助数据来自上市公司年报，全部由手工搜集而来，[18]其获得方式是：根据年报中拆分利润表营业外收益报表项目下的政府补助金明细展开逐一检验，由于政府补助金的项目很多，融合本文研究的内容，我们意味着注目和企业技术创新有必要关系的政府补助金，主要还包括：科技三项经费、新产品研发补助金与奖励、专利补助金与奖励、特定产品研发项目的必要资助与贷款贴息、技术研究研发与技术改造项目补贴、与企业技术创新有关的专项发展资金(如软件产业发展专项资金、低科技园区发展专项资金以及中小科技型企业发展专项资金等)等与企业技术创新有密切联系的政府资助项目。101家样本公司以制造业和信息技术业居多，其行业产于如表格1右图。(二)变量定义取决于企业技术创新有两类指标，创意投放指标和创意生产量指标。
本文以创意投放指标来体现企业技术创新，用研发开支占到营业收入的比例即研发强度(rd)来取决于。糅合余明桂(2010)的方法，[18]我们使用拆分利润表营业外收益项目下与技术创新有关的政府补助金明细金额除以期末总资产来取决于政府研发资助强度，考虑到政府研发资助对企业技术创新的影响不存在迟缓，我们将政府研发资助数据迟缓一期。
由于政府研发资助与企业技术创新不存在相互影响，即政府研发资助不利于减少企业技术创新投放，同时研发强度大的企业将更有更好的政府研发资助。⑥为了解决问题这种内生性问题，糅合邓建平等(2009)年的方法，[19]我们使用企业注册地否为省会城市或经济特区作为政府研发资助强度的工具变量。
我们自由选择企业注册地作为工具变量的理由在于，我国经济发展不均衡，资源向省会城市和经济特区集中于，如果民营企业的注册地是省会城市或经济特区，则其需要必要享用到省会城市或经济特区更好的政府研发资助优惠待遇。此外，注册地为省会城市或经济特区的民营企业更加有可能通过谋求关系资本间接提供更好的政府研发资助，而企业注册地这一外生变量与企业技术创新没关系，所以企业注册地否为省会城市或经济特区这一虚拟世界变量与政府研发资助强度明显涉及而与企业技术创新不涉及，合乎工具变量的两个条件。综上所述，我们指出本文挑选的工具变量是合理的。
由于影响企业技术创新的因素很多，为了避免遗漏最重要变量带给估算偏差，糅合有数的研究成果，我们掌控了规模、行业、地区市场化程度、股权集中度、资产负债率、盈利能力、多元化程度、出口因素、高管股权、年初现金持有人水平、企业正式成立时间、企业否具备政治关系以及年度效应这些变量，变量的详尽定义闻表格2右图。(三)模型原作考虑到政府研发资助不存在内生性，糅合邓建平等(2009)年的作法，[19]本文将分普通大于二乘法和工具变量法两种情况展开重返，为此我们原作了如下模型：模型1是没考虑到内生性的普通大于二乘重返，模型2是使用工具变量第一阶段的重返，模型3是使用工具变量第二阶段的重返，考虑到政府研发资助对技术创新的影响不存在迟缓，我们将政府研发资助强度比较研发强度迟缓一期。考虑到重返分析结果更容易受到出现异常值的影响，糅合大多数学者的作法，在重返分析时我们对研究变量展开了1%水平上的winsorize去出现异常值处置。四、现代科学分析(一)多元回归分析我们首先使用普通大于二乘重返(ols)来分析政府研发资助强度与企业技术创新的关系，为了防止有可能不存在的异方差问题，糅合大多数学者的作法，本文所有的重返分析估算结果皆经过White(1980)异方差务实标准误将调整。
表格3是没考虑到内生性的ols重返结果，模型1的重返结果显示，政府研发资助强度与企业研发强度在1%的水平上明显于是以涉及，与前述假设1完全一致，控制变量的重返结果显示，净资产收益率、行业、现金持有人水平、高管股权与研发强度明显于是以涉及，资产负债率、出口因素与研发强度明显负相关，这些都与有数的研究结论完全一致。尽管模型1的重返结果表明政府研发资助强度与企业研发强度明显于是以涉及，但我们无法早已得出结论政府研发资助增进民营企业技术创新的结论。因为政府研发资助有可能是内生的，也就是说模型1的重返结果有可能是因为技术创新强度低的企业更有了更加多的政府研发资助导致的，而并不是政府研发资助增进了民营企业技术创新，所以接下来我们使用工具变量重返以掌控内生性。首先我们展开内生性检验以确认政府研发资助强度否不存在内生性，如果政府研发资助强度不具备内生性，就没适当使用工具变量估算，因为当不不存在内生性时，普通大于二乘估算方法高于工具变量估算方法。
内生性检验必须用于工具变量，其实质上是较为普通大于二乘回归估计结果和工具变量估算结果否不存在系统性差异，即一般来说的Hausman检验。利用我们挑选的工具变量企业注册地否为省会城市或经济特区(enroll)，我们展开了Hausman检验，结果显示Hausman检验统计资料量的卡方值约10.70，在1%的显著性水平下拒绝接受原假设，指出政府研发资助强度显然不存在内生性。
因此我们必需使用工具变量法展开估算方可获得可信的估算结果。尽管我们前面分析指出，企业注册地否为省会城市或经济特区与政府研发资助强度涉及，但在展开工具变量重返时，我们仍必须检验工具变量的有效性，因为如果工具变量与内生说明变量不涉及或者很弱涉及，那么估算结果的方差将相当大，结论也是不可信的。
我们使用两种方式来检验工具变量的有效性。首先，我们将样本按照企业注册地否为省会城市或经济特区分成两组，然后检验两组样本的研发资助强度均值否不存在显著性差异，进而初步判断当企业注册地为省会城市或经济特区时其否获得更好的政府研发资助。表格4是研发资助强度均值差异T检验结果，101家民营上市公司中，有45家企业注册地为省会城市或经济特区，其政府研发资助强度均值为0.0077，在1%的显著性水平下低于注册地不出省会城市或经济特区的样本组。所以，T检验的结果表明，注册地为省会城市或经济特区的企业显然提供了更加多的政府研发资助。
接下来我们展开工具变量第一阶段重返，更进一步检验企业注册地为省会城市或经济特区否与政府研发资助强度明显于是以涉及。表格5是工具变量法第一阶段的重返结果，结果显示，工具变量估算结果的T值超过4.60，在1%的水平下明显有别于零(仅限于篇幅，我们没列示全部控制变量的重返结果)，，再度指出工具变量与内生说明变量政府研发资助强度明显涉及。控制变量的重返结果显示，有政治关系的民营企业提供了更加多的政府研发资助，民营企业高管股权与研发资助强度明显于是以涉及，这些都与实际完全一致。上述两种方法皆证实本文挑选的工具变量与政府研发资助强度明显于是以涉及，解释我们挑选的工具变量是适合的，这也与我们前述的分析结果完全一致。
表格6是工具变量重返的最后结果，和表格3中没考虑到内生性的普通大于二乘重返相比较，工具变量重返结果依然指出，政府研发资助强度与企业研发强度在1%的水平上明显于是以涉及(使用工具变量法估算时参数估计的T值为3.58，大于普通大于二乘估算的T值4.59，原因在于工具变量法估算的方差比普通大于二乘法估算的方差要大)，但工具变量重返结果的系数(2.600)低于普通大于二乘重返(0.725)，解释普通大于二乘法高估了政府研发资助强度对企业技术创新的增进效应。其他控制变量的重返结果显示，高科技行业创意投放显著，企业现金持有人水平与企业技术创新明显于是以涉及，股权集中于不利于民营企业积极开展技术创新，出口与企业技术创新明显负相关，这些都与有数的研究结论完全一致。总的说来，在掌控政府研发资助强度的内生性后，政府研发资助强度与企业技术创新依然明显于是以涉及，反对了我们的假设1。
我们的研究结论与解维敏、唐清泉等(2009)[4]的研究结论完全一致。本文的研究结论反对了政府研发资助的有序效应观点，即政府研发资助性刺激了民营企业增大技术创新投放，解释当市场机制不完善时，政府通过给与民营企业研发资助来引领企业技术创新是不完备市场制度下一种大力的制度决定。
(二)稳健性检验为了更进一步证明本文的研究结论，我们采行如下方式展开稳健性检验。本文挑选的样本以制造业和信息技术业居多，有三家公司分别为农业、建筑业和服务业，参见表格1，行业的特殊性可能会对本文的研究结论产生影响。因此，我们去除样本公司中除制造业和信息技术业以外的三家公司新的按照上述方法展开重返，结果表明，政府研发资助仍是内生的，我们挑选的工具变量还是有效地的，不论使用普通大于二乘重返方法还是使用工具变量重返方法，研究结论仍然恒定。仅限于篇幅，我们没列示稳健性检验的重返结果。
五、研究结论与救赎本文以101家2007-2010年倒数四年在董事会报告中透露研发强度的深市中小板民营上市公司为研究样本，分析政府研发资助强度对企业技术创新的影响。考虑到政府研发资助的内生性，我们使用企业注册地否为省会城市或经济特区作为工具变量来解决问题内生性问题。现代科学结果找到，不论使用普通大于二乘重返方法，还是使用工具变量重返方法，二者皆证实政府研发资助明显地增进了企业技术创新，且政府研发资助对企业技术创新的影响不存在迟缓，但普通大于二乘重返高估了政府研发资助对企业技术创新的增进效应。
本文研究结论指出，当市场机制不完备时，政府研发资助在引领民营企业技术创新过程中起着了大力起到，然而本文的数据表明，我国政府对中小板民营上市公司技术创新的资金反对水平较低，所以政府应当增大对民营企业的研发资助力度，以更佳地增进民营企业技术创新，从而构建产业升级和改变经济快速增长方式的宏伟目标。政府应当重点从以下几方面强化对民营企业技术创新的资助：第一，增大民营企业技术创新专项发展资金的资助金额，对技术创新能力强劲的民营企业积极开展的根本性研发项目，政府应当全额反对；第二，对于民营企业用作技术创新的贷款，政府应当增大贴息力度，确保企业研发有充足的资金反对；第三，对于高科技民营企业增大税收优惠力度，比如软件企业增值税免税等；第四，减缓实行产学研创意模式，强化政府科研机构、高校与企业的合作。
当然，本文的研究也不存在局限。政府引领企业技术创新有多种方式，除了研发资金资助外，还有产学研融合模式，[20]而本文意味着探究了政府研发资助对企业技术创新的影响，也没更进一步研究最后的生产量效果，这将是我们未来更进一步的研究方向。注解：①数据源于新浪财经网站http://www.finance.sina.com.cn/g/20110306/12079479248.shtml.②数据源于黄孟复著《中国民营企业自主创新调查》，北京：中华工商牵头出版社，2007.③数据来源：万钢.着力提升自主创新能力，减缓改变经济发展方式[J].中国流通经济，2011，(6)：9-12.④数据源于金融界网站http://www.stock.jrj.com.cn/2011/04/2207409800187.shtml.⑤研发开支信息在2006年及以前的年报中透露的形式主要还包括以下几种：1.拆分现金流量表格注记中缴纳的其他与经营活动有关的现金下的研发开支明细项目(如研究开发费、技术开发酬劳等)；2.拆分利润表注记中管理费用下的研发开支明细项目；3.拆分资产负债表注记中长期待摊费用、待摊费用、预提费用下的研发开支明细项目。
2007年及以后的研发开支数据在年报中的透露形式还包括：1.必要在董事会报告中透露倒数三年研发开支占到营业收入的比重；2.拆分利润表注记中管理费用下的研发开支明细项目；3.拆分现金流量表格注记中缴纳的其他与经营活动有关的现金下的研发开支明细项目；4.拆分资产负债表注记中研发开支项目透露的研发开支。董事会报告中透露的研发开支数据是经登记会计师审核(尤其是高科技企业，其研发费用的确认必须专门审核机构展开科研费用专项审核后方可确认)，并综合所有应计和付现后的总额，且这些开支必要用作产品研发。笔者在翻看年报过程中找到，有些上市公司报表注记中的技术开发酬劳明细项目有相当大一部分为企业遵守社会责任的节能减排开支，而这些开支与新产品研发并无显著的必要关系。
另外，除董事会报告必要透露方式外，其他透露方式下有的研发开支项目是应计的(如待摊费用、预提费用)，有的是付现的(如拆分现金流量表格注记中透露的研发开支)，还有的是应计和付现混合在一起的(如管理费用明细项目中透露的研发开支)。意味着根据应计的研发开支、付现的研发开支或二者的非常简单加总来提供研发强度指标是不精确的。罗婷、朱青等(2009)明确提出一种更为缜密的取决于2002-2006年年报中研发开支的方法(参见罗婷、朱青等.解析RD投放和公司价值之间的关系.金融研究，2009，6：100-110)，笔者随机挑选几家2007-2010年以多种方式透露研发开支的中小板上市公司，糅合他们明确提出的方法，并再加研发开支报表项目金额来测量研发开支总额，随后将其除以营业收入计算出来研发强度，再行将其和董事会报告中透露的研发强度相比较，找到有一些有所不同。
如果研发开支的测量不存在相当大误差，那么统计资料推测的结论大自然也是不可信的。因此，按照同一标准用于董事会报告中透露的研发强度能确保研究数据具备一致性，进而确保获得可信的估算结果。此外用于统一口径的数据也便于有所不同学者研究结论的较为分析。
⑥David et al.(2000)对过去35年研究政府研发资助效果的文献展开综述时认为，研究结论的差异除了国家政策、地区差异等因素外，内生性是一个主要的问题。刊登请求标明来源。原文地址：http://www.lw54.com/html/Profession/20181222/8041438.。
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