［提要］ 本文以2018～2020年沪深两市上市的高新技术企业为研究样本，考察政府补贴对企业绩效的影响。研究发现：政府补贴与企业绩效负向相关，资产负债率在0.4801以上的对企业绩效正向相关，说明政府补贴有助于缓解高新技术企业融资压力。
关键词：高新技术企业；政府补贴；因子分析；门限效应
中图分类号：F27 文献标识码：A
收录日期：2022年10月3日
高新技术企业投入高、风险大，政府补贴能降低高新技术企业开展创新所投入的成本，在一定程度上缓解了科技企业的融资压力，使企业敢于开展创新活动，帮助企业占据市场，从而提高企业的绩效。国内的高新技术产业起步晚，转化率低，只有较低的附加值，各地区高新技术企业的发展水平不同，政府重视程度也不同，导致政府补贴的程度也存在差异，不同的企业在同场竞争中差异巨大，不利于企业的发展。以河南省为例，仅河南省高新技术企业享受所得税优惠减免55.23亿元，同比增长15%；为推动规模以上工业企业研发活动全覆盖，全省6，898家企业享受研发费用补助5.87亿元；强化科技企业金融服务，完善“1+3”科技信贷制度体系，全年“科技贷”业务放款32亿元，郑洛新自创区设立3支子基金，总规模达到10.32亿元。由此可见，高新技术企业的发展是有着战略意义的。高新技术企业依赖于政府补贴的力度，及其对企业财务绩效的影响远超过其他行业。因此，本文选择运用实证的方法分析政府补贴对高新技术上市公司财务绩效影响，以期找到提高高新技术企业财务绩效的有效途径。
一、文献综述
政府补贴对企业财务绩效正向相关。尚洪涛和黄晓硕（2019）在考虑时滞效应的基础上对医药制造业进行研究，构建静态回归模型实证研究发现，政府创新补贴对未来一期的财务绩效产生显著促进作用，这种促进作用在东部地区、小规模和非国有企业中表现更显著。罗兴武、张皓等（2021）运用倾向得分匹配的倍差法和生存分析方法对科创企业的绩效进行研究，从资源与制度的整合视角研究发现政府补贴总体上延长企业绩效增长持续时间，无论是普惠性的还是竞争性的政府补贴均对企业财务绩效正向相关。唐建荣和庞梦秋（2022）以创业板高新技术企业为样本实证研究发现政府补贴正向激励企业绩效。
也有学者通过研究得出不同的结论。政府补贴对企业财务绩效负向相关。韩东林和刘琼（2014）采用安徽省上市公司的面板数据，运用个体固定效应模型得出政府税收补贴对上市公司的企业绩效没有显著性影响。王茵（2016）基于光伏产业的财务数据进行研究，结果表明，企业获得的政府补贴对财务绩效没有提升作用。政府补贴政策偏重于对生产投资增加与规模扩张的鼓励，而不是企业经营能力的培养与提升。徐菊和蒋雪梅（2020）运用固定效应模型对中国新能源上市公司展开研究，通过对企业绩效对企业发展进行测度，实证表明政府补贴对新能源企业绩效的抑制作用显著。政府补贴对企业财务绩效为非线性关系。喻贞、胡婷等（2020）以A股上市公司为样本数据，通过实证研究发现，在一定范围内的政府财政补贴帮助提高企业绩效，但是过高的补贴却对不利于提高企业绩效。
通过对相关文献的回顾，学者对政府补贴和企业绩效之间的关系已经进行了很多相关研究，但是可能由于样本的不同和不同方法的差异，并没有得到一个一致的结论。
二、研究假设
通过回顾文献，大部分的结论都显示政府补贴与企业绩效的关系为正向相关。政府补贴对高新技术企业的创新和投资等方面有着积极的激励作用，优化高新技术企业内部的资源合理配置，从而提高企业的企业绩效，同时有助于降低企业市场信息收集和处理的成本，降低创新不确定性带来的风险。万伦来和郭冬亮（2016）基于中国民营上市公司的经验数据实证检验了政府对民营企业的财政补贴可以弥补企业在市场壁垒过高时进入市场的负面影响。基于上述理论，本文提出如下假设：
假设：政府补贴对高新技术企业的企业绩效正向相关
三、研究设计
（一）研究数据与样本来源。本文选取2018～2020年沪深两市上市的高新技术企业为研究样本，并且筛选自2008年高新技术管理办法实施以来就获得高新技术企业认定的企业，数据主要来自CSMAR数据库和查询巨潮资讯网年报搜集，对于ST企业和财务数据缺失的企业进行剔除处理，最后样本涵盖了156家企业。
（二）主要研究变量
1、企业绩效。回顾以往的文献，大多采用资产收益率等作为企业绩效的衡量标准，而本文认为单一的财务指标无法完全体现企业绩效的全部内涵。因子分析作为一种常见的多元统计分析方法，将不同财务指标的信息综合为数量较少的主因子，再计算企业的综合财务绩效，从而规避了单一指标无法完全涵盖企业绩效内涵的问题。本文主要探究政府补贴、技术创新对企业整体绩效的影响，所以参照韩兴国的做法，从财务绩效的四个能力中选择了销售净利率等指标，如表1所示。计算企业的综合得分作为被解释变量来衡量企业绩效。（表1）
本文使用SPSS软件对2018～2020年的财务数据按年度分，并进行了KMO和巴洛特球形检验，结果表明均适合进行因子分析处理，各年份的主因子累计方差率均在70%以上，能够反映原始财务指标的信息，进一步计算出每个观测值的各因子得分，最后用各因子乘以所占的方差率相加的和作为样本的综合得分。
2、政府补贴。考虑到高新技术企业存在异质性，得到的政府补贴可能不能相对比，为了得到更好的对比效果，本文将政府补贴与企业营业收入的比值作为衡量该变量的指标，为了缩小数据的绝对数值，所以取该比值的对数。
3、控制变量。为了严谨地反映政府补贴对企业绩效的影响，本文控制了可能对高新技术企业绩效产生影响的因素。所有者性质Soe，本文把所有者性质为国有的设为1，非国有企业设为0；企业规模Size，本文选择年末资产总额的对数来衡量；资产负债率Lev，负债与总资产的比值，表示样本企业的负债水平；企业年龄Age，本文采用年报披露的日期减去公司成立日期的差值作为衡量企业年龄的指标。（表2）
（三）研究模型。为了考察政府补贴对企业绩效的影响，检验上述假设，本文构建了以下模型：
F=α0+α1Gov+α2Size+α3Soe+α4Lev+α5Age+ε
在上述回归模型中，F为被解释变量，衡量高新技术企业的企业绩效；α0为常数项；Gov为解释变量，用来衡量政府补贴程度；公司规模、所有者性质、资产负债率和企业年龄为控制变量；ε为随机误差项。
四、实证研究
（一）描述性统计。根据表3研究样本的描述性统计结果，企业绩效的均值为0.214，最大值为146.15，最小值为-510.27，说明不同高新技术企业的企业绩效差异巨大；政府补贴的均值为-5.003，最小值为-7.237，最大值为-2.876，说明不同企业的政府补贴的程度差距比较小；所有者性质均值为0.6491，说明国有性质的企业在样本中的比重较大；企业规模的均值为23.032，最大值为27.547，最小值为20.188，不同的企业发展程度不同，总体发展水平不平衡。（表3）
（二）相关性检验。为了避免多重共线性问题，对样本中的各个变量进行相关性分析。从表4可知，政府补贴对企业绩效的相关系数为-0.149，并且在1%水平上显著，说明政府补贴对企业绩效负向相关，这与假设不同。资产负债率对企业绩效的相关性系数为-0.766，并且在1%的水平上显著，说明资产负债率对高新技术企业的企业绩效负向相关。各变量之间的相关系数不大，可以判定变量之间没有多重共线性问题。（表4）
（三）回归分析。从表5中可以看出，P值为0，说明该模型的拟合优度比较好。政府补贴对企业绩效的回归系数为-3.089，T值为-2.04，在5%的水平上显著，说明政府补贴对高新技术上市企业的企业绩效负向相关。这与政府补贴可以提高企业绩效的假设是不相符的。资产负债率与企业绩效的回归系数是为-56.76，P值为0.000，在1%的水平上显著，即资产负债率和企业绩效负向相关，说明企业负债水平越高，可能融资压力较大，企业的盈利能力受到了阻碍，不利于政府补贴对高新技术企业绩效的提高。（表5）
（四）门限模型分析。上面的研究表明资产负债率对企业绩效有负面效应，为了进一步验证政府补贴对企业绩效的影响，建立政府补贴对高新技术企业绩效的门限模型。当存在一个门限值时，构建以下模型：
F=α0+α1Gov（Lev≤γ）+α2Gov（Lev>γ）+α3Size+α4Age+ε
存在两个门限值时，构建以下模型：
F=α0+α1Gov（Lev≤γ1）+α2Gov（γ1<Lev≤γ2）+α3Gov（Lev>γ2）+α4Size+α5Lev+α6Age+ε
存在三个门限值时，构建以下模型：
F=α0+α1Gov（Lev≤γ1） +α2Gov（γ1<Lev≤γ2）+α3Gov（γ2<Lev≤γ3）+α4Gov（Lev>γ3）+α5Size+α6Lev+α7Age+ε
在上述回归模型中，企业绩效为被解释变量，资产负债率为门限变量，政府补贴程度为核心解释变量，企业年龄和企业规模为控制变量，γ为门限值，ε为随机误差项。
门限效应检验是建立门限回归模型的前提，做非平衡面板数据门限回归模型之前，判断是否存在门限效应。通过P值来判断是否存在门槛效应。
当资产负债率作为门限变量，政府补贴作为核心解释变量，门限检验结果如表6所示。从表6中的结果可知，资产负债率第一个门限值为0.2591，F值为73.76，在1%的置信水平上显著；第二个门限值的为0.4801， F值为38.64，在1%的置信水平上显著；第三个门限值为0.8838，P值为0.753，F值为17.84，不满足10%的显著性水平。所以该模型存在两个门限值。（表6）
门限模型回归结果见表7。以资产负债率作为门限变量，政府补贴作为核心解释变量，存在两个门限值时的前提下做门限回归，两个门限值分别为0.2591和0.4801。当资产负债率小于等于0.2591时，政府补贴对企业绩效的回归系数为-3.209；当资产负债率大于0.2591且小于等于0.4801时，政府补贴对企业绩效的回归系数为0.064；当资产负债率大于0.4801时，政府补贴对企业绩效的回归系数为22.987，并且在1%的水平上显著。随着资产负债率的提高，回归系数不断增大，从负向相关转换为正向相关。验证了负债水平较高的高新技术上市企业的融资难度较大，而政府补贴在一定程度上降低了企业的融资压力，负债高的企业对政府补贴有更高的利用度。（表7）
（五）稳健性检验。为了保证政府补贴对企业绩效的回归结果可靠，本文采用对不同企业性质的企业进行分组回归进行稳健性检验，重复上述回归分析，结果与前文所述一致。
五、研究结论及建议
（一）结论。通过对2018～2020年高新技术上市企业实证分析，本文的主要结论如下：政府补贴对高新技术上市企业的企业绩效负向相关；资产负债率总体上也对企业绩效负向相关，但是当资产负债率大于0.4801时，为正向相关关系。
（二）建议。通过上述结论，本文提出如下建议：首先，应提高政府补贴门槛，许多政府补贴资金流失在一些管理效率低下的企业，造成了资源的严重浪费，可以适当地增大对政府补贴的利用率高、资产负债率高的企业的补贴力度；其次，应该建立监督管理体系，在政府补贴发放的过程中对企业的补贴利用率进行监督，根据项目的进度进行发放，而不是一次性发放。
（作者单位：中原工学院）
主要参考文献：
［1］尚洪涛，黄晓硕.中国医药制造业企业政府创新补贴绩效研究［J］.科研管理，2019（08）.
［2］罗兴武，张皓，刘洋.竞争性与普惠性政府补贴对科创企业绩效的差异化影响［J］.中国科技论坛，2021（08）.
［3］唐建荣，庞孟秋.税收优惠、政府补贴的边际效应研究——基于企业创新与绩效的影响［J］.生产力研究，2022（02）.
［4］韩东林，刘琼.结构性减税背景下上市公司财税补贴效应实证研究——基于安徽省上市公司的面板数据［J］.南都学坛：南阳师范学院人文社会科学学报，2014.34（02）.
［5］王茵.我国光伏产业的财政补贴政策效应［J］.中共浙江省委党校学报，2016（02）.
［6］徐菊，蒋雪梅.财政补贴对新能源上市企业发展影响研究［J］.中国物价，2020（01）.
［7］喻贞，胡婷，沈红波.地方政府的财政补贴：激励创新抑或政策性负担［J］.复旦学报（社会科学版），2020.62（06）.
［8］万伦来，郭冬亮.政府补贴、市场进入壁垒对民营企业绩效的影响——基于中国民营上市公司的实证研究［J］.工业技术经济，2016.35（09）.
|
