Page 185 - 《社会》2014年第4期

社会· ２０１４ · ４

是其他核心自变量，分别表示企业主的教育水
政府补助变量的系数； 犣 犻犽
代表这些
平、政治联系、企业规模、企业上一年净利润和企业所在地区， δ 犽
表示
变量的系数； 犛犝犅 犻 犣 犻犽 表示政府补助与这些核心自变量的交互项， γ 犽
表示误差项，服从均值为 ０ 、方差为 σ 的正态分布。
２
各交互项的系数。 ε 犻
四、结果与分析
（一）政府补助与企业研发投入的关系

模型 １．１ 至模型 １．７ 呈现了是否获得政府补助对企业自主研发投
入的影响以及其他变量对该影响的调节作用（详见表 ２ ）。模型 １．１ 是
基本模型，从该模型中可以看到，在控制其他变量的情况下，政府补助
的系数显著为正，这说明在当前经济环境中，政府研发补助对企业自主
研发投入具有促进作用。平均而言，获得政府补助的企业的自主研发
投资强度是其他企业的 １．９５ 倍［ 犲狓 狆０．６６７ ）］。
（
所有控制变量的系数都是显著的，说明这些控制变量对企业研发
投入也会产生明显影响。从行业来看，制造业企业的自主研发投入高
于非制造业企业，横跨多个行业的企业的自主研发投入更高，如果企业
产品或服务涉及高新技术产业，其研发投入也会更多。企业存活时间
对企业研发投入具有正向影响，企业历史越长，企业研发投资强度越
高，因为企业存活时间越长，发展越成熟，其研发能力和应对市场风险
的能力都越强，为 了 维 持 市 场 竞争 优势，更 愿意投 资 研 发 创 新 项 目。
“ 董事会”变量显示现代企业治理结构确实有利于企业研发投资，相对
于没有董事会的企业，有董事会的企业的平均研发投资强度是前者的
２．３８ 倍［ 犲狓 狆０．８６６ ）］。这是因为，企业经理层的薪酬及任期与企业效
（
益相关，而研发创新具有较大风险，因此为了规避风险，企业经理层可
能会选择其他管理战略而不是研发投资，而董事会的存在可以矫正这
一现象（陈爽英等， ２０１２ ）。
模型 １．２ 加入企业主教育水平变量及其与政府补助的交互项。我
们发现，企业主教育水平的系数显著为正，说明拥有大专及以上学历的
企业主更加重视企业的研发创新，因为他们更有能力处理相关信息，也
更愿意承担研发风险。但是，在这一模型中，政府补助系数变为负数，
而企业主教育水平与政府补助交互项的系数显著为正，这一结果表明，
政府补助在企业主教育水平为高中及以下的企业中起到“挤出效应”，

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