政府研發(fā)補貼對光伏企業(yè)參與研發(fā)概率的影響:
政府研發(fā)補貼對光伏企業(yè)研發(fā)投資支出的影響:
Lntasset表示企業(yè)的規(guī)模,以企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示;manager為高管持股比例;cashf1ow為企業(yè)的現(xiàn)金流量,用企業(yè)的凈利潤表示,leverage為企業(yè)的財務(wù)杠桿,用企業(yè)的總負債總資產(chǎn)表示;cfstock表示企業(yè)年初的現(xiàn)金存量;Lnintangib1e表示企業(yè)無形資產(chǎn)的自然對數(shù)值;i為個體固定效應(yīng),代表不隨時間而變的個體特征的影響;Vt為時間固定效應(yīng),代表不隨個體而變的宏觀經(jīng)濟沖擊的影響。
表2顯示的是上述兩個模型中變量的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)。從表2中可以看出dumrd的均值為0.690392,dumrdsub的均值為0.854093,說明在樣本企業(yè)中有69%的企業(yè)進行了研發(fā)投資,有85.4%的樣本企業(yè)受到了政府的研發(fā)補貼,非國有企業(yè)的占比約為55.2%,高管人員持股的平均比例為3.94%,樣本公司財務(wù)杠桿的均值約為43.3%。
考慮到政府補貼政策實施可能存在樣本選擇的問題,這里采用了Heckman的樣本選擇模型,第一步從政府R&D補貼的選擇模型中估計出反映樣本選擇偏差的逆米爾斯比率IMR(Inverse Mi11's Ratio),在第二步的回歸模型中加入IMR來控制樣本選擇偏差,IMR的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著說明樣本選擇的問題的確產(chǎn)生了影響。從第三列的回歸結(jié)果來看,雖然dumrdsub的回歸系數(shù)從0.637下降為0.590,但依然在5%的水平上顯著為正,即使控制了樣本選擇偏差,政府對研發(fā)活動進行補貼仍然能提高企業(yè)參與研發(fā)投資的平均概率。
表4顯示的是第二個模型的回歸結(jié)果,第一列為昆合OLS回歸結(jié)果,第二列為固定效應(yīng)回歸結(jié)果,第二列為隨機效應(yīng)回歸結(jié)果-Hausman檢驗的P值為0.0523,在5%的顯著性水平上不能拒絕固定效應(yīng)回歸結(jié)果與隨機效應(yīng)回歸結(jié)果有系統(tǒng)性的偏差,因此在5%的顯著性水平下可以認為隨機效用模型是恰當(dāng)?shù)摹S捎诩尤肽甓忍摂M變量后與模型中的fina1contro1(企業(yè)最終控制人類型)構(gòu)成了共線性,所以在回歸中沒有控制時間效應(yīng)。
混合回歸時,企業(yè)研發(fā)支出對政府研發(fā)補貼的彈性為0.361并且在1%的水平上顯著為正,考慮到企業(yè)的個體效應(yīng)之后,彈性從0.361下降到0.297并且在1%的水平上依然顯著,說明政府對企業(yè)的研發(fā)補貼從平均意義上看能激勵企業(yè)進行研發(fā)投資,政府的研發(fā)補貼提高一個百分點,平均而言企業(yè)的研發(fā)投資提高0.297個百分點。但是考慮到2007-2011年間,平均的研發(fā)補貼占企業(yè)平均的研發(fā)支出的比率在18.8%至62%之間,研發(fā)補貼是企業(yè)研發(fā)投資的重要的組成部分,政府直接的研發(fā)補貼對企業(yè)研發(fā)投資的激勵作用并不是很強。