政府支持、金融环境对企业创新投入影响的实证分析

姚金海，钟国辉

（1.中共江西省委党校经济学教研部，江西 南昌330108；2.中共江西省委党校公共管理学教研部，江西 南昌330108）

一、问题的提出

党的十九届六中全会通过的《中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议》强调，必须实现以创新为第一动力的高质量发展。 富有竞争力的企业是高质量发展的微观基础，只有构建以企业为主体、以科技创新为核心、以产业生态系统为要务的创新生态系统，才能有效实现要素整合和创新驱动，进而推动我国在质量变革、效率变革、动力变革中实现经济基本特征转换，不断提高我国经济的创新力和竞争力。 党中央、国务院历来重视企业发展环境优化，并从政府补贴、税收优惠和金融支持等方面出台了一系列支持性政策，使企业创新发展的保障不断强化、动力不断增强。 以战略性新兴产业上市公司为例，其获得银行重点支持和政府补贴的企业占比分别高达80%以上和99%[1]。 然而，经济发展转型期我国企业尤其是数量占技术创新主体70%以上的中小企业的发展仍然受到融资困难①、税费高企、技术羸弱等问题的困扰也是不争的事实[2]。现实中，民营企业尤其是中小微企业相对于国有企业而言，在获得政府补贴等支持方面仍存在显著差距[3]。 在科技创新成为定义性特征的高质量发展阶段，“科技—产业—金融”的高水平循环既是我国成功跨越中等收入陷阱的内在要求，也是企业有效参与国际合作与竞争并确立新优势的必备条件。 突破一个关键技术，往往能够创造一个细分行业，进而盘活整个产业，最终对整个经济高质量发展形成积极带动效果[4]。 以贸易摩擦为导火索的中美战略博弈演化至今，美国的战略意图和博弈方式已日渐清晰，那就是动用贸易、金融、政治等一切可能手段，打乱中国的科技创新步伐，遏制中国成为科技创新强国[5]。 因此，大力推动以科技创新为核心的全面创新，不仅是发展问题，也是生存问题，这是一场等不起、慢不得、更输不起的遭遇战、持久战和攻坚战。 当科学技术成为第一生产力并关系到科技革命、 产业变革和经济发展质量的时候，各国政府无不特别提防企业研发投入减少对创新和生产力发展可能造成的不利影响。 因此，在遭遇全球性的经济和金融危机冲击的时候，各国政府出台的经济刺激方案必然包含促进研发和创新投入的相关内容。 OECD 国家中超过3/4 的成员国采取了税收优惠、直接支持甚至二者兼用的方式来激励企业提高研发创新投入，政府直接投入的支持资金平均已超过GDP 的1%，政府支持研发支出的预算拨款正以远高于GDP 增速的幅度增长②。 相对于西方发达经济体而言，一方面，我国企业在发展阶段、研发能力、创新绩效等方面仍有较大差距，对外部支持的需求更大也更迫切；另一方面，社会主义市场经济体制下，我国政府掌握着更多的资源且有更加强烈的发展意愿，因而也更有能力和动力支持企业加大研发投入。

各国政府普遍支持企业创新的事实表明，政府对企业创新投入进行支持不是一个要不要的认识论问题，而是一个如何支持以提升创新绩效的方法论问题。 如何更好地发挥政府创新支持政策的积极效果，有效引导企业加大创新投入，在有效市场和有为政府的有机结合中提升企业创新发展的意愿和能力，成为政府以及学术界普遍关注的问题。政府部门制定科学合理的政府补贴和金融支持政策、优化资源配置，实现促进企业创新的理想目标，乃是建立在对政府支持影响企业创新的效应及作用机制科学把握的基础之上。 围绕这一主题，已有学者展开了部分研究。 相较于以往研究，本文主要在两个方面进行了探索和创新：一是将金融环境作为约束条件纳入分析框架，检验政府支持和金融环境对不同区域、不同行业的差别化促进效应；二是以2017-2020 年我国1760 家A 股上市企业的面板数据为样本进行实证研究，相较于主要基于截面或者区域加总数据而展开的研究，大样本的面板数据包含了更多信息，将促使模型估计结果更加准确。 基于此，本文构建计量模型实证研究政府补贴、税收返还等支持性措施以及金融环境对企业创新投入的影响作用，以期为政府制定更为有效的企业创新支持政策提供理论依据和实证支持。

二、内在机制与研究假说

（一）政府补助、税收返还与企业创新投入

陈明明等基于上市工业企业的实证研究表明，在企业创新面临供给不足的情况下，政府支持有效提高了企业创新供给的水平[6]。 周珊珊等研究表明，在政府支持作用下，具有较大市场容量或较低边际成本的高技术产业，更倾向于选择突破式的技术创新路径[7]。 现阶段，政府对企业的创新支持措施主要表现为提供政府补助与进行税收返还。 David 等收集和回顾了关于直接公共支持对私人研发投资影响的相关实证研究文献，发现政府研发和税收激励等措施较为有效地刺激了私人研发投资[8]。Czarnitzki 等研究发现， 政府补助对企业研发投入可以起到较为显著的杠杆作用，增加政府补助有利于企业提高创新研发投入[9]。Hewitt-Dundas 等在研究爱尔兰政府对企业的补助行为时发现，政府补助有利于企业加大创新投入，增加企业创新活动[10]。 赵树宽等则发现政府补助不仅提高了企业的创新投入和创新水平，还可以增加企业创新产出[11]。

政府补助对于企业创新而言不仅具有资源属性，还具有信号属性。 傅利平等以战略性新兴产业上市公司为样本研究发现，政府补助传递了国家重点发展产业的战略方向和政府政策倾向的信号，是促进新兴产业自主创新的主要工具[12]。 klette 等发现政府对企业进行补助，不仅有利于缓解企业的资金压力，还可以增强企业的融资能力，进而开拓新的项目[13]。 换言之，政府补助一方面可以直接增加企业资金，另一方面则有利于企业获取利益相关者的资源和支持。 基于此，本文提出研究假说1：

假说1： 政府补助不仅可以直接增加企业资金，还可以对企业研发投入发挥杠杆作用，推动企业增加研发投入。

政府补助是政府依据相关政策，直接将资金转移至企业，而税收返还一般是在收取企业税收之后，依据相关政策将部分或全部税收返还至企业。 虽然税收返还存在先收后返的时间上的差异，但对企业而言两种措施都会增加企业资金。 刘振研究发现，政府对企业的税收返还额度与企业的研发投资呈正向关系[14]。 郑琼洁认为，增加税收返还可以提高企业的技术创新水平，同时在结合知识产权保护的条件下，还可以实现社会资源的帕累托最优[15]。 吕开剑等以新能源企业为例，研究发现税收返还对上市企业的创新绩效存在显著的正向影响，同时政府还可以依据政府税收等财政政策调节上市企业的创新绩效[16]。 因此，李红侠认为，应建立税收返还机制，运用环境税政策，对民营企业在绿色增长方式转变过程中给予强有力的财政政策扶持[17]。 赵黎明等研究发现，税收返还不仅可以降低创投与孵化器经理人之间的代理成本，还可以促进孵化器与创投之间的合作[18]。 因此，税收返还与政府补助类似，可以发挥信号传导作用，对企业技术创新投入产生正向影响，据此提出研究假说2：

假说2：政府税收返提高，会推动企业增加研发投入。

（二）金融环境改善对企业创业投入的影响及其作用方式

企业在进行创新研发过程中需要大量的研发投入，研发资金一方面来源于政府补助和税收返还等，另一方面来源于企业自有资金或相关筹资，而相关资金筹措会受到金融市场环境的影响。 蔡地等利用工业企业的数据研究发现，制度环境对企业研发活动将产生重要影响，金融发展环境越好，企业越倾向于进行研发活动并增加创新投入，尤其是对民营企业的作用更加明显[19]。 翟淑萍等认为我国高新技术企业普遍存在融资约束，而金融发展可以有效缓解企业的融资约束，对高新技术企业研发投资效率提升具有积极作用[20]。 孙俊杰等从民营企业创新能力的角度研究发现，金融发展环境作为外部环境因素可以缓解研发投入对民营企业融资能力的约束，从而提高企业创新能力[21]。 罗良文等认为金融是企业重要的创新活动要素，金融水平越高对企业的资金支持越强，金融规模扩大有利于企业全要素生产率的增长[22]。 顾群研究发现金融发展水平越低的地方，金融环境的改善越有助于中小企业增加研发投入[23]。 良好的金融环境对企业创新投入将产生正向作用，因此本文提出研究假说3：

假说3：金融环境改善有利于缓解企业融资约束，从而促进企业增加创新投入。

金融环境改善可以缓解企业融资制约，而企业在融资约束缓解之后，就会有更充裕的资金应对日常开销，从而将政府通过补助或税收返还形式对企业提供的相关扶持资金注入到企业创新活动当中。基于此，本文提出研究假说4：

假说4：金融环境改善可以强化政府支持对企业创新投入的引致效应。

三、模型设定与变量说明

本文的研究目的是分析政府补贴、税收返还等支持性措施以及金融环境对企业创新投入的影响效应。 基于此，本文提出4 个研究假说。 为了对研究假说进行验证，本文构建计量模型，并以2017-2020 年我国1760 家A 股上市企业的面板数据为例对其进行实证研究。

（一）变量选取及模型设定

1.因变量：创新投入。 创新投入主要发生在企业的研发投入过程中，因此本文采用企业研发支出表示创新投入。

2.自变量：政府支持和金融环境。 政府支持主要包括政府补助与税收返还两种形式；金融环境则以筹资活动现金流入进行度量。

3.控制变量。 除政府支持和金融环境外，还有其他一些相关因素也会影响企业研发支出，因此本文将其他可能影响企业研发行为的因素作为控制变量纳入回归模型：（1）行业类型，在创新投入过程中，不同行业的企业对研发投入的需求可能不一样，我国对制造业的重视程度越来越高，同时制造业发展本身也需要大量的研发投入，因此依据证监会新的行业分类，本文将样本企业分为制造业与非制造业两大类，制造业用虚拟变量1 表示，非制造业用虚拟变量0 表示。 （2）资产负债率，表示企业当前的负债情况，用报告期内公司的负债总额除以资产总额的百分比来表征。 （3）营业收入，表示企业的营收规模，用报告期内公司销售商品或提供劳务所获得的货币收入来表征。 （4）员工人均薪酬，用报告期内公司所有员工的总薪酬除以员工人数来表征，一般而言员工收入越高，企业对高技术人才的吸引力就越强，越有可能进行研发创新。 （5）研发人员数量，用报告期内公司从事研发工作的员工人数来表征。 （6）净利息支出，用于衡量企业财务状况，用报告期内公司支付流动负债和经营期间长期负债应计的利息来表征。 为便于解释，除虚拟变量之外，其他变量均取自然对数。

本文构建的基准模型如下：

式（1）中，α、β、χ、δ、φ、γ、η、κ、λ 为各变量系数；RD 表示企业研发支出；TR 表示税收返还；GG 表示政府补助；CF 表示筹资活动现金流入；AL 表示资产负债率；BI 表示营业收入；SE 表示员工人均薪酬；NP 表示研发人员数量；NE 表示净利息支出；MI 为行业类型虚拟变量；C 为常数项；ε 为随机扰动项。

进一步，为验证假说4，即金融环境改善可以强化政府支持对企业创新投入的影响，本文分别引入税收返还、政府补助与筹资活动现金流入的交互项，建立如下模型：

式（2）中，π、ρ 分别表示两个交互项的系数，其他变量含义与式（1）相同。

（二）数据来源与变量描述性统计

本文实证数据来源于东方财富choice 金融终端，由于部分数据缺失，经过筛选之后得到的有效样本为1760 家A 股上市企业，因此，本文以1760家A 股上市企业为样本进行面板数据建模分析。从表1 中各变量的描述性统计结果可以发现，因变量企业研发支出最大值为2187415.10 万元，最小值为11.94 万元，不同企业之间的研发支出相差较大。税收返还最大值为1167712.57 万元，最小值为0.01万元；政府补助最大值为471810.51 万元，最小值为3.12 万元，二者的最大值与最小值之间同样差距明显。 税收返还与政府补助是政府支持的重要内容，其数据结果表明政府对企业的支持力度存在较大差异。

表1 各变量的描述性统计结果

四、模型估计

为便于对模型估计结果进行经济解释，本文对相关数据取自然对数，但依据表1 可以发现，净利息支出的最小值为-261510.64 万元，因此本文将所有的净利息支出加270000 万元，使得净利息支出的数据均为正值，然后再进行模型估计。 同时由于各地区经济发展状况存在差异，本文不仅分析全国层面政府支持及金融环境对企业创新投入的效应，还会比较东中西部地区政府支持及金融环境对企业创新投入的效应差别。

（一）全国层面回归结果

全国层面政府支持及金融环境影响企业创新投入的模型估计结果见表2，其中，模型1 未考虑交互效应，模型2 考虑了交互效应。

表2 全国层面模型估计结果

在利用面板数据进行实证研究过程中，模型回归存在随机效应与固定效应的区别，而具体选择哪种，一般根据Hausman 检验结果判定。 分别对模型1 与模型2 进行Hausman 检验发现，在模型1 中，自由度为8 时χ2的值为593.06，在1%的显著性水平上拒绝了零假设；在模型2 中，自由度为10 时χ2的值为601.05，在1%的水平上显著，拒绝了零假设。这表明模型1 与模型2 均支持固定效应，因此本文采用固定效应模型进行分析。 从F 检验结果可以发现，模型1 与模型2 的固定效应模型的T 统计量均在1% 的水平上显著，表明模型的联合检验结果是显著的，而且两个模型的拟合优度均达到0.78，说明模型拟合优度较高。

依据模型1 的固定效应检验结果，税收返还与政府补助的回归系数分别为0.0411 和0.0939，并且均在1% 的水平上显著， 说明税收返还每增加1%，企业研发支出增加0.0411%；政府补助每增加1%，企业研发支出增加0.0939%。 这意味着无论是税收返还还是政府补助，对企业创新投入均会产生较强的正向引致效应，验证了假说1 与假说2 的合理性。 究其原因，一方面，政府支持对企业提高创新研发投入可以起到很好的杠杆作用；另一方面，政府支持可以节约企业成本，从而增加企业创新投入。 筹资活动现金流入的系数为0.0083，并且在5%的水平上显著，说明筹资活动现金流入每增加1%，企业研发支出增加0.0083%，由于本文是以筹资活动现金流入来衡量金融环境发展状况的，因此这一估计结果表明金融环境发展水平越高，企业的科研支出也越多，良好的金融环境有利于缓解企业融资约束，促进企业增加创新投入，验证了假说3 的合理性。

从其他控制变量的系数可以发现，资产负债率与净利息支出的系数均为负，并且在1% 的水平上显著，说明企业的负债越高，支付的利息越多，投入到科研创新的费用就相应越少，因此对企业而言，要提高创新水平，维持良好的资产负债状况是关键。营业收入的系数为0.2487， 表明营收规模每扩大1%，企业研发支出增加0.2487%，企业营业收入越高，拥有的现金流量就越充裕，企业的资金约束就会相对较低，从而越有意愿和能力将资金投入到科研创新之中。 员工人均薪酬与研发人员数量的回归系数分别为0.4475、0.6529，并且均在1% 的水平上显著，说明员工人均薪酬与研发人员数量每增加1%，企业研发支出分别增加0.4475%与0.6529%，即薪资水平越高、研发人员越多，企业创新性研发支出就越高。 高薪资可以吸引更多高技术人才，同时研发人员增加也需要企业进行更多的创新性投入。 从行业的影响来看，行业虚拟变量系数为正并且在1%的水平上显著，说明制造业企业相对于其他类型的企业而言，更愿意将资金投入到科技研发当中，这在一定程度上说明，政府加大对制造业的创新支持，可以有效提高国家的整体性创新水平。

从模型2 的固定效应检验结果可以发现，税收返还与政府补助的系数为正，并且均在1% 的水平上显著，同样说明增加税收返还与政府补助有利于企业创新性投入，再次验证了假说1 与假说2 的合理性。 筹资活动现金流入系数为正，并且在1% 的水平上显著，也验证了假说3 的合理性。 其他控制变量如资产负债率、营业收入、员工人均薪酬、研发人员人数、净利息支出及行业的系数与模型1 固定效应系数的方向相同，一定程度上说明添加了交互项的固定效应模型是稳健的。 从交互项的系数可以发现，无论是税收返还与筹资活动现金流入的交互项， 还是政府补助与筹资活动现金流入的交互项，系数均为正，并且在1% 的水平上显著，说明良好的金融环境可以强化政府支持对企业创新投入的积极影响，验证了假说4 的合理性。

（二）区域异质性分析

在我国，由于东中西部地区经济发展水平不同，导致区域之间在政府补助、税收返还以及企业研发支出等方面存在一定差异，故政府支持对企业创新投入的引致效应也可能会有不同。 为反映不同区域之间的异质性，本文依据式（1）和式（2），并分别利用东中西部地区数据进行回归分析。 依据国家统计局网站的分类方法，东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11 个省（市）；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8 个省；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12 个省（市、自治区）。 分区域模型估计结果见表3 和表4。

对不含交互项的东、 中、 西部面板模型进行Hausman 检验发现，面板模型在自由度为8 时χ2的值分别为627.57、66.03 和22.54，并且均在1%的水平上显著，拒绝了零假设，说明东、中、西部模型均支持固定效应，考虑到篇幅，表3 仅列出固定效应模型的估计结果。 从F 检验结果可知，固定效应模型的T 统计量均在1% 的水平上显著，表明模型的联合检验是显著的。 3 个模型的R2分别为0.81、0.82 和0.77，说明模型的拟合优度较高。

表3 不含交互项的分区域固定效应模型估计

从表3 可以发现，在东中西部地区，无论是税收返还还是政府补助都会对企业创新投入产生正向效应，但弹性系数在各区域之间存在差异。 东部、中部、 西部地区政府税收返还的弹性系数分别为0.0291、0.0442、0.0988，表明在东部地区，税收返还每增加1%，企业研发支出增加0.0291%；在中部地区，税收返还每增加1%，企业研发支出增加0.0442%；在西部地区，税收返还每增加1%，企业研发支出增加0.0988%。 由此可见，税收返还在西部的创新投入引致效应最大，中部次之，东部最小。 政府补助的弹性系数分别为0.0089、0.1215、0.1710，表明在东部，政府补助每增加1%，企业研发支出增加0.0089%；在中部，政府补助每增加1%，企业研发支出增加0.1215%；在西部，政府补助每增加1%，企业研发支出增加0.1710%。 这意味着政府补助的影响效应也是西部最大，中部次之，东部最小。 税收返还和政府补助的引致效应在东中西部地区之间之所以存在差异，可能是因为东部地区的经济发展水平相对更高，即使较少获得政府的资金支持，企业也有愿望和能力加大创新性投入，导致政府支持对东部企业创新投入的推动效果相对较低。 因此，为增加企业研发支出，提高创新水平，政府应着力加大对中西部企业的支持。 行业虚拟变量在东中西部地区的相应模型中系数均为正并且均在1%的水平上显著，说明制造业企业相对于其他类型的企业而言，更愿意将资金投入到科技研发当中；同时中部地区的系数最大，说明中部制造业企业创新投入的意愿更为明显，东部次之，西部最小。

表4 包含交互项的分区域固定效应模型估计

对包含了交互项的东、中、西部面板模型进行Hausman 检验发现， 面板模型在自由度为10 时的χ2值分别为为628.67、69.18 和23.24，并且均在1%的水平上显著，拒绝了零假设，说明交互项模型也均支持固定效应，考虑到篇幅，表4 仅列出固定效应模型的估计结果。 从F 检验可知，固定效应模型的T 统计量均在1% 的水平上显著，表明模型的联合检验是显著的； 模型的R2分别为0.81、0.82 和0.79，说明拟合优度较高。 从税收返还与政府补助的系数可以发现，增加交互项之后，政府支持的引致效应在东中西部依次增加，与表3 估计结果类似。而从交互项系数可以发现，在东中西部模型中，筹资活动现金流入与税收返还的交互项的系数分别为0.0448、0.0051、0.0769，弹性系数依次增大。 筹资活动现金流入与政府补助的交互项的系数分别为0.0007、0.0028、0.0034，弹性系数也是依次增大。 这说明在西部地区，改善金融环境对于强化政府支持对企业创新投入引致效应的效果更加明显，其原因可能是目前中西部的金融环境基础条件相对更弱，因此政府应加大对中西部金融环境的改善力度。

五、结论与政策建议

（一）基本结论

本文在分析政府支持与金融环境影响企业创新投入内在机制的基础上，提出研究假说，进而构建计量模型，并以1760 家A 股上市企业的面板数据为例，实证探讨政府支持、金融环境与企业创新投入之间的关系，得到如下研究发现：（1）从全国层面来看，税收返还每增加1%，企业研发支出增加0.0411%；政府补助每增加1%，企业研发支出增加0.0939%。 这表明无论是税收返还还是政府补助，均会对企业创新投入产生较强的推动效应，验证了假说1 与假说2 的合理性。 （2）金融环境发展水平越高，企业的科研支出也越多，良好的金融环境有利于缓解企业融资约束， 并促进企业增加创新投入，假说3 得到验证。（3）无论是税收返还与筹资活动现金流入的交互项，还是政府补助与筹资活动现金流入的交互项系数均为正，说明良好的金融环境可以强化政府支持对企业创新投入的影响，假说4得到数据支撑。 （4） 行业虚拟变量系数为正并且在1%的水平上显著， 说明制造业企业相对于其他类型的企业而言， 更愿意将资金投入到科技研发当中，同时中部地区模型中行业变量系数最大，说明中部地区制造业企业创新投入的意愿更为明显，东部次之，西部最小。 （5）无论是东部、中部还是西部地区，税收返还和政府补助对企业创新投入都会产生推动效应，但弹性系数在各区域之间存在差异，税收返还的弹性系数分别为0.0291、0.0442、0.0988，政府补助的弹性系数分别为0.0089、0.1215、0.1710，表明政府支持的推动效应在西部最大，中部次之，东部最小。 同时，金融环境改善对政府支持正向效应的强化效果在西部地区也更加明显。

（二）政策建议

基于研究发现，本文提出如下对策建议，以期更好地发挥政府支持政策对于企业创新活动的积极效应。

1.有效提升政府支持科技创新的力度和能力

我国政府在促进企业研发创新投入产出方面取得了切实而显著的成效，并在5G、高铁、特高压等行业领域推动了前沿创新，占据了领先地位。 考察改革开放以来中国经济快速增长和转型升级的历史奇迹可以发现，政府对教育、科技、人才的资金和政策支持功不可没。 但是相对于《中国制造2025》《国家创新驱动发展战略纲要》等国家战略设定的成为全球领先创新力量、持续推动我国经济又好又快发展的宏伟目标而言，政府在研发创新方面的投入和支持力度还有继续加大的必要性和空间。 政府公共机构科学制定、实施和评估公共创新支持政策可以减少市场失灵和降低协调失败，然而这种机构能力的重要性却往往被低估。 现实中，许多国家未能建立起具有足够有效性的创新支持系统来满足政府的目标。 公共创新支持政策往往是支离破碎的、重复的，而且效率低下，进而导致政策目标、预算分配和最终结果之间出现偏差。 我国在这方面存在的问题同样亟待改进。 我国仅在国家层面出台的创新支持政策就有170 多项，如能对当前分化、重复的创新支持政策加以整合优化，创新绩效的边际效应将极大提升，并将持续促进我国进一步逼近全球科技创新前沿。 为此，应持续优化创新支持政策设计，强化识别市场失灵问题的能力以及解决这些问题所需的关键措施；增强政策实施质量，提高对中小企业创新的支持力度和激励效果；提升政策的一致性和协调性，尤其是政府创新战略、政策和工具之间的一致性，以及主管部门之间的政策举措协调性和可预测性，有效避免政策执行过程中“新官不理旧账”的问题。

2.科学平衡中央和地方政府的创新支持资源

鉴于我国行政区划众多、地区发展不平衡的客观现实，创新资源和能力在不同地区的分布同样呈现出不平衡的发展态势，对此应当科学平衡中央和地方政府的创新支持资源。 首先，地方政府需要通过制定符合各自实际情况的支持政策来促进创新，以加快构建与创新型省份建设相匹配的区域创新体系。 在党中央立足“三新一高”基本逻辑加快实施创新驱动发展国家战略的过程中，各地必须更加强调自主创新，集合优势资源，有力有序推进创新攻关的“揭榜挂帅”体制机制，推动构建由区域内龙头企业牵头，联合上下游企业与大专院校、科研院所，按市场机制运行的“科技协同创新体”模式，在多主体协同中推动联合攻关，在政策和资金支持下激活创新动力，在项目决策和经费使用中充分赋权释能，统筹推进产业链集群创新生态系统建设，加强创新链产业链对接融合，在“政产学研用介金”一体化中推进相关成果的转化应用，加速产业创新和经济转型。 其次，中央层面应加快构建地方创新驱动发展考核评估指标体系，并在强化考核评估的基础上充分运用考评结果，根据考评结果实施科技创新专项经费和一般转移支付的动态调整，有效激励地方政府优化科技创新支持政策，不断提升科技创新投入产出水平。 最后，地方政府创新补贴应该向市场竞争激烈的行业倾斜，以更好地激发相关企业的创新意愿与能力。 集中有效而宝贵的政府创新激励资源进一步投向制造型企业尤其是先进制造业企业，以切实破解当前制造型企业在获取金融资源和改善政策环境方面的现实困局。 此外，由于税收抵免等常规政府支持政策的受益者主要是应税收入较高的大型优质企业，因此对中小企业尤其是初创型科技企业还应提供包括直接补贴、技术援助、创新券、产业基金和协作网络在内的多种方式的支持。 比如，通过直接补贴和技术援助帮助中小企业实施数字化改造；以创新券形式激励中小企业和信息通信技术公司、高校、科研机构之间进行各类科研攻关和技术合作，提升中小企业技术创新能力。

3.打造推动科技创新和实体经济转型升级的现代金融枢纽

以多层次资本市场为代表的现代金融体系是“四位协同”现代产业体系的核心内容，也是经济高质量发展的重要“助推器”，但在我国经济运行实践中，不同行业获取金融资源支持的能力迥异。 金融脱实向虚不仅使得实体经济长期“贫血”，而且导致创新驱动转型升级步履维艰，为此需要在重点补足三大短板中实现精准突破。 首先，大力补足直接融资短板。 直接融资和间接融资占比畸轻畸重正成为阻碍高质量发展的主要矛盾。 鉴于以债券和股票为代表的直接融资规模在我国企业社会融资中占比不足20%且与发达国家差距甚大的现实情况，未来亟待提高直接融资占比，以更好满足科技成果转化和技术创新对于长期、大规模、低成本便利融资的需求。 其次，应大力补足股权融资短板。风险性科技创新活动需要更具风险容忍度的股权融资支持。 股权融资和债权融资占比畸轻畸重阻碍了高质量创新的实现。 当前我国直接融资中的非金融企业股票融资占比不足5%，相对于债权融资而言差距甚大。 未来亟待提高股权融资占比，大力促进包括天使投资、风险投资、私募股权和公开发行市场在内的多层次资本市场发展，为高质量创新提供有效激励和支持。 最后，应大力补足长期机构投资者短板。 多层次资本市场改革创新需要长期机构投资者发挥压舱石和稳定器作用，然而资本市场的现实情况是A 股机构投资者占比偏低，羊群效应明显。 散户主导型A 股市场投机炒作气氛浓厚且波动较大，从根本上制约着“融资功能完备、基础制度扎实、风险管理有效、投资者保护充分”的股票市场的形成与发展。 未来亟待加强对养老基金、保险资金和其他境内外长期机构投资者的培育与引进，为资本市场提供强大资金保障和内生发展动力，使之朝着更加规范、透明、开放、有活力、有韧性的方向高质量发展，真正成为推动科技创新和实体经济转型升级的枢纽。

注：

①党和政府对金融支持科技创新问题高度重视，鼓励银行金融机构持续加大对科技型中小企业的支持力度，但截止2021 年上半年， 科技型中小企业在贷款余额提升的同时，获贷率仅为41.8%，与其在科技创新中的贡献度仍不匹配。 参见：国务院新闻办就2021 年上半年金融统计数据情况举行发布会[EB/OL].http://www.gov.cn/ xinwen/2021-07/14/content_5624979.htm，2022-01-17.

②World Bank Group.Promoting innovation in China:Lessons from international good practice [EB/OL].https://openknowledge.worldbank.org/handle/10986/33680,License:CC BY 3.0 IGO,2022-01-17.