张云峥， 李名威，2
(1.河北农业大学经济管理学院，河北保定 071000；
2.浙江经济职业技术学院工商管理学院绩效改进研究所，浙江杭州 310000)
在国际地缘政治全面震荡中国产业的背景下，“产业控制力”成为美国封堵中国经济发展的关键。种业是国家战略性、基础性核心产业，提升我国种业产业链现代化水平，保障种业产业链的安全稳定、创新可控成为关系我国种业安全、粮食安全甚至国家安全的重大问题。自2019年以来，“中央一号”文件连续多年将大力推进种源等农业关键核心技术攻关、推进种业领域国家重大创新平台建设等纳入农业领域工作要点。十三届全国人大五次会议、全国政协十三届五次会议中，再次将种业科技自立自强、种源自主可控做为种业发展的重点任务和目标。这些目标和纲领性文件的出台为种业产业创新性发展提供了目标导向和政策支撑。
生物育种企业作为推动民族种业振兴的重要载体，发挥着越来越重要的作用。但生物育种企业在参与国际化竞争、推进种业高质量发展过程中面临着生产技术落后、种业研发生产中的内源和外源污染严重、绿色种质资源匮乏、研发投入不足等诸多困境，这些困境需要通过以实现经济效益和社会效益统一为原则的绿色技术创新得以解决。但绿色创新具有不确定性和双重外部性，并伴随诸多风险，如资金链断裂、创新失败、市场萎靡等问题。因此，政府出台了《“十四五”全国农业绿色发展规划》《种业振兴行动方案》等一系列政策文件，并建立种子工程植保工程储备项目、农作物良种生产及加工基地项目等多条政府补助渠道，以帮助生物育种企业解决绿色技术创新，进而解决生物育种企业的发展困境。但是，政府补助真的能推动生物育种企业绿色创新发展吗？政府补助在多大程度上能推动生物育种企业绿色创新？文章在这一问题上展开研究，以期为提升种业产业领域中的政府补助支出效率提供决策依据。
生物育种是生物技术育种的简称，属于从转基因育种3.0版跨入智能设计育种4.0版、集各种前沿技术大成的新一代分子育种技术，其中最具代表性的包括培育革命性和颠覆性新品种的全基因组选择、基因编辑和合成生物技术。文章将生物育种企业定义为利用生物育种技术发展“育繁推”为一体的商业化育种体系，以及能够有效带动区域经济发展的科技型大规模种子生产企业。
生物育种企业与传统种子企业比较分析见表1。从生产规模来看，生物育种企业通过并购或重组等方式组建大型企业集团，开展规模化经营，抗风险能力强。从创新能力来看，生物育种企业研发资金投入较多，且拥有高素质研发人员。从辐射带动作用来看，生物育种企业积极打造种业产业引领示范区，推动现代生物种业全产业链互补，逐步建设成为中国种业“生态硅谷”。
表1 生物育种企业与传统种子企业比较分析
政府补助是指企业从政府无偿取得货币性资产或非货币性资产。政府补助主要形式包括政府对企业的无偿拨款、税收返还、财政贴息，以及无偿给予非货币性资产等。由于非货币性资产难以具体衡量，文章将政府补助定义为生物育种企业从政府无偿取得的货币性资产。我国政府补助的主要形式是企业通过项目申请得到专项资金支持，经过各主管部门审批同意后划拨资金，资金数额由具体项目确定。通过查找政府部门网站得到2020年生物育种企业政府补助资金来源见表2。结合图1来看，2011—2020年我国政府对生物育种企业补助资金总体呈上升趋势，由2011年1.794 1亿元增长到2020年13.073 7亿元，年均增长率为30.89%。2015年和2020年出现峰值为7.466 0亿元、13.073 7 亿元。在2020年初新冠肺炎疫情全面暴发的背景下，政府补助总额仍同比上升57.54%。
表2 2020年我国生物育种企业政府补助资金来源
绿色创新全称为绿色技术创新，是以实现经济效益和社会效益统一为原则，在节约资源和降低污染的基础上，尽量减少对环境破坏的各种技术总和。生物育种企业通过研发高产、优质、高效的新品种和开发节能减排安全新工艺，有效缓解环境污染问题，同时也为世界农业碳达峰和碳中和目标的实现提供重大科技支撑。通过查阅2011—2020年我国生物育种企业独立申请绿色发明专利数量(图2)发现，企业独立申请绿色发明专利数量总体呈上升趋势，由2011年21件增长到2018年92件，年均申请量为47.625件。2019—2020年因受新冠肺炎疫情影响， 绿色发明专利申报量有所下降。同时结合表3 我国生物育种企业通过国家审定的部分品种来看，生物育种企业新品种审定类别以水稻、玉米为主。其中，隆平高科、丰乐种业、登海种业审定数量相对较多，说明生物育种企业在以粮食作物为主的育种领域研发众多新品种，加快推进绿色技术创新发展。
表3 2021年我国生物育种企业审定品种示例
文章运用stata 16.0软件进行描述性统计、相关性分析、多重共线性检验、多元回归分析，以及用替换被解释变量的方法进行稳健性检验，以此研究政府补助对生物育种企业绿色创新的影响，并得到最终结果。
3.1 数据来源
通过查阅wind数据库作为样本基础，文章得到2011—2020年生物育种行业15家上市公司的样本数据(表4)。去除ST天山企业数据，共得到150组可观测数值。由表4可知，我国生物育种上市公司数量较少，说明生物育种企业市场占有率相对较低，且区域发展不平衡，主要集中在东部地区。从主要育种业务来看，以隆平高科、荃银高科为代表的农作物育种数量相对较多。从企业性质来看，国有企业共5家，占比为31.25%，民营企业共11家，占比为68.75%。说明民营企业作为市场经济重要组成部分，在生物育种企业绿色创新方面发挥着不可替代作用。民营企业绿色创新有助于激发社会发展活力，进而提升我国整体科技创新水平。
表4 我国生物育种上市公司具体信息
3.2 指标设置
从专利创新性来看，绿色创新活动主要包括绿色发明专利创新活动和绿色实用新型专利创新活动。绿色发明专利创新活动对企业经济绩效、环境收益的提升作用更为明显。因此，从创新产出的角度进行分析，以生物育种企业当年独立申请的绿色发明专利数量作为生物育种企业绿色创新指标。采用政府补助总额的自然对数衡量政府补助。为控制其他因素对绿色创新的影响，文章选取了企业规模、股权集中度、资产负债率、总资产报酬率、经营利润增长率6项财务指标。此外，模型还控制了可能影响生物育种企业绿色创新的虚拟变量股权性质。被解释变量、解释变量、控制变量见表5。
表5 变量定义
企业规模(Size)是影响企业绿色创新能力的重要指标。王孝松等研究发现，当企业平均规模小于1.94亿元时，规模对创新效率存在不显著的负向影响，超过这一门槛时，规模扩张将对创新效率产生显著负效应，影响强度也随之增大。池仁勇等研究发现，扩大企业规模能够提升企业研发投入意愿，从而提高企业创新绩效。文章将企业总资产的自然对数作为衡量企业规模大小的指标。
股权集中度(Top1)的衡量指标通常是持股比例。第一大股东持股比例反映了公司股权结构。当第一大股东持有公司股份越多，其自身利益和公司联系越紧密，投机行为意愿越强烈。
资产负债率(Lev)是企业偿债能力指标。吴尧等研究发现，当企业负债水平较低时，企业增加负债有助于促进企业创新规模的增长，当企业负债水平超过某一临界值时，企业继续增加负债则对企业创新规模产生抑制作用。因此文章选取企业财务报表当年公布的资产负债率作为衡量指标。
总资产报酬率(ROA)是企业盈利能力指标，指企业在一定时期内获得的报酬总额与资产平均总额的比率，反映了企业投入产出情况。当企业总资产报酬率越高，表明资产利用效率越高，越有能力开展创新性研究。
经营利润增长率(Growth)是企业发展能力指标，用净利润增长率进行衡量。当企业获得较多净利润时，证明公司发展态势良好，越有足够资金用于研发投入，进而促进绿色创新水平提高。
3.3 模型构建
通过设置被解释变量、解释变量以及控制变量，构建模型1。
模型1：ln=+ln+++。
为了研究政府补助是否存在滞后效应，构建模型2。
模型2：ln=+ln-1+++。
式中：代表第个企业(=1，2，…，15)，代表第年(=2011，2012，…，2020)，为常数项，为系数项，对绝对数值即数据相对较大的数据进行自然对数处理，对相对数值即比例或者百分比数据不进行对数化处理，其中ln表示自然对数处理后的数据，为控制变量，为时间效应的控制，由于文章只有一个行业，因此，不需要进行行业控制。为没有考虑的其他随机影响因素，表示随机误差项。
3.4 描述性统计
对各个变量的样本数据进行描述性统计，得到结果如表6所示。可以看到，各个变量的样本个数均为150个，除了虚拟变量Soe外，相对于均值来说，标准差较大的为lnGreen、ROA、Growth，这3个变量相对来说波动较大，其余变量波动相对较小，Soe为1的样本占比为33.33%。
表6 描述性统计
由于企业数据样本量相对较大，不可避免地会存在一些异常值造成对结果的偏离，因此文章采用上下1%缩尾处理(表7)，即将小于1分位数以及高于99分位数处的数值分别缩尾到1分位数处以及99分位数处，从而使得数据在更为合理的区间内，减少过小值或者过大值带来的影响。
由表7可知，经过缩尾后的描述性统计样本量与缩尾前保持一致，但无论最小值或者最大值均存在一定的变化，因此采用缩尾处理后的数据进行后续分析。
表7 缩尾后描述性统计
3.5 相关性分析
相关性分析结果见表8。解释变量lnSub与lnGreen的相关系数为0.244 7，二者在0.01水平存在显著的正向相关关系，初步验证政府补助的增加会引起绿色专利申请量的增加，即引起绿色创新水平的提高。但是由于相关性只是两两变量之间的相关性，没有控制年份效应以及没有控制其他变量带来的影响，因此，不能代表文章最终的回归结果。模型中解释变量或者控制变量之间的相关系数小于0.8，即不存在高度的多重共线性对模型结果产生不良影响。
表8 相关性分析
3.6 多重共线性检验
虽然通过相关性分析初步判断数据不存在高度的多重共线性的，但文章存在2个以上的解释变量，因此，更为准确的检验方式是方差膨胀因子VIF检验，经过检验得到表9。解释变量的VIF值最大为2.800 0，远远小于10，即使是在5的临界值水平下仍然通过检验，因此，模型不存在高度的多重共线性。
表9 模型VIF检验
3.7 多元回归分析
接下来采用固定效应模型估计数据，以此控制年份带来的影响，得到变量对被解释变量之间的关系见表10。
表10 多元回归分析
模型1结果显示：模型的为0.202 9，lnSub对应的值小于0.1，影响系数为0.199 9，即存在显著正向影响，在其他变量数值恒定不变的情况下，政府补助每增加1%，会引起被解释变量绿色专利申请数量平均增加0.199 9%，控制变量Lev、Top1均存在显著负向影响。
同理，滞后一期的政府补助影响系数为0.223 3，在0.05的显著性水平下显著，且比当期的政府补助影响系数更大，因此，滞后一期的政府补助对绿色创新产生更为显著影响，即政府补助每增加1%，会引起被解释变量绿色专利申请数量平均增加0.223 3%。
3.8 稳健性检验
文章采用替换被解释变量的方法进行稳健性检验，用当年独立申请的绿色实用新型专利数量加1的自然对数lnGreen替换为lnGreen1，再次进行回归分析得到表11。
表11 稳健性检验
结果显示即使替换了被解释变量，解释变量的影响仍然比较一致，均存在显著正向影响，无论是当期的lnSub还是滞后一期的lnSub，影响系数分别为0.340 1、0.253 3。因此，文章通过了稳健性检验，可以作为最终的研究结果。
在对生物育种企业绿色创新数据整理的基础上，通过分析得出以下结论：(1)生物育种企业数量相对较少，其中民营企业占比较大，为68.75%；
(2)国家对生物育种企业政府补助资金呈上升趋势；
(3)政府补助每增加1%，会引起生物育种企业绿色创新水平平均增加0.223 3%。为更好地发挥政府补助作用，提高生物育种企业绿色创新能力，提出以下建议。
4.1 提高政府补助水平，引导生物育种企业绿色创新意识
政府补助政策应与生物育种企业绿色创新发展战略相契合，通过增加创新成果奖励、技术改造补助、产业升级贷款贴息、国家创新课题配套资助等政府补助方式进而提高企业绿色创新积极性。对于国有企业，要发挥好支柱作用，积极研发安全高效、无毒无害的关键技术，为环境治理做出表率。政府应加大对国有企业财政补助力度，推动科技成果向绿色创新领域集聚。对于民营企业，政府不仅要发挥“输血”功能，还要发挥“造血”功能。在给予专项补助资金的同时，要将人才向民营企业倾斜。政府可以出台相关人才引进政策，适当提高技术人员补助标准，加快培育高素质种业研发人员，带动传统种子企业一起成长。
4.2 鼓励生物育种企业积极申报政府补助，增强绿色创新能力
生物育种企业要及时关注宏观环境和行业政策，积极推进符合自身条件的政府补助项目资金申报、立项工作，借助政府补助缓解自身资金压力，进而释放创新活力。政府部门尤其要重视民营企业政府补助申报工作。一方面，政府要对民营企业积极开展宣教，对政策进行深入解读，树立民营企业申报信心；
另一方面，政府要建立与民营企业间的合作渠道，做到平台部署“实施快”，补贴政策“集中办”，项目申报“零跑腿”，缩短民营企业政府补助审核与等待时间，让民营企业更快享受政府补助红利。
4.3 加大项目审计，确保政府补助资金用于绿色创新产出效率
监管部门要完善政府补助审计机制，一方面要充分了解生物育种企业相关信息，合理选择被补助企业，合理确定政府补助标准，进而提高政府补助的精准度，营造公平有效的政府补助氛围，现行监管手段可以与数字化、信息化和智能化手段相结合，增强审计的透明度，防止出现以权谋私；
另一方面，实行补助项目跟踪审计，监管部门应当检查资金拨付到企业后，企业是否将政府补助资金用于绿色创新产出效率，结合具体项目检查相关凭证、合同、业务的真实性、完整性，对于补助资金用于绿色创新以外的地方要严肃处理。