政府补贴、寻租与企业研发人力资本投入

张志昌，任淮秀

(中国人民大学 财政金融学院，北京 100872)

一、引言

创新是一国经济长期发展的关键因素(Schumpeter，1942)[1]。我国经济步入新常态，既要保持中高速增长，又要转变经济结构、提升经济增长质量，创新是我国经济继续增长的引擎、第一驱动力，也是提升经济增长质量的途径。建设创新型国家、构建国家创新体系，要以市场为导向，以政府为主导，以企业为主体。创新推动产业和技术升级(林毅夫，2002)[2]。企业的技术创新对于国家发展极为重要。我国作为日益崛起的发展中国家，面临的国际环境错综复杂。国际贸易和技术领域中的挑战摆在国家和企业面前。发达国家对我国的技术封锁由来已久，近年来又采取关键零部件断供的方式对中兴通讯“扼喉”，对华为公司的围攻与封锁至今仍然持续。2018年、2019年的中兴通讯和华为事件成为全社会关注的热点，技术创新的重要性引起了广泛重视。没有企业的技术创新，就没有产业和经济结构的升级，我国便只能做一个加工厂，难以实现由“制造业大国”向“制造业强国”的转变。

建设创新型国家是我国的大政方针，政府出台了多种产业政策和财税政策，支持企业增加研发投入和提升创新水平。这些政策和政府制定的各种科技计划、建设高新区等措施的落脚点，在宏观层面上是营造良好的创新环境，在微观层面上是直接给予企业资金补贴或者税收优惠。举例来说，2007年财政部和国家税务总局发布的《关于促进创业投资企业发展有关税收政策的通知》(财税[2007]31号)，其主要内容就是宏观层面上加强知识产权保护和支持创新，营造良好环境，微观层面上加大政府补贴和税收优惠。2017年国务院办公厅《关于推广支持创新相关改革举措的通知》(国办发[2017]80号)从加大投入、营造环境、引进人才三个角度支持企业创新行为。2018年国务院《关于推动创新创业高质量发展打造“双创”升级版的意见》(国发[2018]32号)提出“加大财税政策支持力度、完善创新创业产品和服务政府采购等政策措施、建立完善知识产权管理服务体系”等，以促进企业创新。税收优惠和政府补贴对企业创新影响的相关研究均比较丰富，本文在以往研究的基础上，专注政府直接补贴资金对企业创新的促进作用。2018年我国财政科技拨款达到8383.6亿元，其中，中央政府拨款占比40%，地方政府拨款占比60%。政府直接补贴企业创新的力度较大，包括“火炬计划”“星火计划”“863计划”“973计划”等在内的政策措施，都是我国政府对企业创新进行补贴的重要举措。

企业研发投入分为资本投入和人力资本投入，以往相关研究大多专注于政府补贴对企业研发资本投入(R&D支出)的影响，很少关注政府补贴对企业研发人力资本投入的影响，本文旨在实证分析政府补贴对企业研发人力资本投入的影响，并进一步研究寻租活动在此影响中的调节作用，以丰富政府补贴与企业创新的相关研究。本文剩余部分的安排如下：第二部分为“文献综述与研究假设”，对以往研究文献进行梳理和对比分析，并提出研究假设；第三部分为“研究设计”，提出实证模型、选取控制变量、进行变量定义，并说明数据来源，进行数据描述性统计分析和相关分析；第四部分为“实证结果”，进行基准回归分析，并进一步研究寻租活动的调节作用；第五部分为“内生性讨论与稳健性检验”，讨论研究可能存在的内生性问题，并采用替换变量指标法和工具变量法进行稳健性检验；第六部分为“结论与展望”，总结研究结论、提出政策建议、指出研究不足，并对进一步的研究进行展望。

二、文献综述与研究假设

(一)文献综述

1.政府对企业创新活动进行补贴原因的相关文献

创新活动的外部性问题阻碍了创新，市场失灵问题是政府对创新企业进行补贴的重要原因。创新成果具有很强的正外部性，其作为一种公共物品，因收益不能完全为创新企业自身独享而存在投入不足问题(Arrow，1972)[3]。研发补助可以激励企业增加创新投入，解决市场失灵问题，使企业的创新投入逼近社会最优水平(Hall，2002)[4]。各国政府为了促进本国经济的长期增长，普遍采用财政补贴政策鼓励企业增加创新投入，以期解决市场失灵问题并刺激经济增长(Aschhoff et al.，2009)[5]。政府可以通过伸出“有形之手”干预经济的方式，弥补市场“无形之手”的缺陷(Rao，2016)[6]。创新活动与生俱来的高风险性等特点使得创新企业面临较强的融资约束，政府的介入可以缓解此问题。企业创新具有周期长、成功概率低等特点(Holmstrom，1989)[7]。政府补贴可以帮助企业缓解融资约束、激励企业创新。对中国情景的研究表明，融资是企业创新的瓶颈。信息不对称使得企业研发投资面临较强的融资约束，由此抑制了企业创新(鞠晓生等，2013)[8]。融资难问题制约了中国企业尤其是民营企业创新投入的增加与创新能力的提升(Hsu et al.，2014)[9]。政府激励企业创新的方式多种多样。Bronzini和Iachini(2014)[10]对各国政府的创新激励政策进行了系统梳理和研究，表明政府普遍使用财政补贴和税收优惠两种激励政策鼓励企业创新。

2.政府补贴与企业创新投入的相关文献

学界使用挤入效应(政府补贴促进企业增加创新投入)和挤出效应(政府补贴降低企业创新投入水平)两个术语表达政府补贴对企业创新投入的影响。正面观点认为，政府补贴弥补了市场“看不见的手”的缺陷，缓解了市场失灵问题，具有激励企业增加研发投入进而提升创新产出的作用。政府研发补贴对企业创新投入具有显著性促进作用(Lee and Cin，2010)[11]。政府对技术创新进行补贴，对企业研发投入具有挤入效应(Guellec and Van，2003)[12]。政府对企业进行补贴可以降低企业的研发成本，并促进企业持续创新，使企业创新的私人收益逼近社会收益，由此增强企业创新的动力(Czarnitzki and Licht，2006；白俊红，2011；林菁璐，2018)[13～15]。

也有研究得出相反的结论，认为政府对企业进行R&D补贴的正向效应普遍被高估，无效甚至负面效果经常存在于政府研发补贴中(Klette et al.，2000)[16]。政府补贴具有选择性，会对企业创新投入产生挤出效应(Mamuneas and Nadiri，1996；Busom，2000)[17～18]。政府对研发活动进行补贴会挤出私人投资，其无效性在中小企业中更加显著(Wallsten，2000)[19]。对挤出效应的原因进行探讨发现，企业主观因素和市场客观因素均起着重要作用。如果政府对企业原本打算投资的项目进行补助，则政府补贴的效果会逆转，倾向于降低企业研发投资(解维敏等，2009)[20]。政府和企业之间的信息不对称，使得政府补贴的作用达不到预期，甚至翻转产生逆向作用(魏志华等，2015)[21]。企业对自主创新缺乏意愿和动力是政府补贴产生挤出效应的重要原因(Hud and Hussinger，2015)[22]。政府对企业研发活动进行资助会提高整个市场对研发资源的需求，进而提高研发活动成本、抑制企业创新投入，企业会通过转向更具盈利性且风险较小的项目来替代研发活动(Marino et al.，2016)[23]。

也有研究表明，政府补贴与企业创新投入之间的关系并非简单的线性关系，通过加入二次项、门槛效应等，得出非线性关系的结论。Hansen(1999)[24]采用门槛回归模型进行研究，表明政府补贴强度并非越大越好，而是存在最优区间。Zhu等(2006)[25]基于中国行业层面数据对政府补贴与行业创新投入的关系进行实证研究，表明两者之间的关系受到时间因素的影响，在当期政府补贴能够挤入行业层面的研发投入，但滞后两期之后两者呈倒U型关系。

3.寻租活动的相关文献

政府选择补贴对象并不是随机的，而是参考了国家计划与政策、产业状况、企业实力等多方面因素，而对于企业来说，寻租是增加获取政府补贴的手段之一。中国情景下诱发企业进行寻租的重要因素是制度性安排，处于改革中的中国制度安排具有过渡性、不确定性、非均衡性等特点(周云波，2004)[26]。安同良等(2009)[27]对中国企业与政府之间的寻租进行了研究，表明创新能力较强的企业会与政府进行合谋，寻租活动导致政府补贴有被套取的可能。关于寻租对企业创新投入的影响，学术界有两种观点：润滑效应和抑制效应。企业有研发意愿，但苦于无资金支持，即便是以寻租手段获得政府补贴，也会刺激企业增加创新投入，这是润滑效应观点。但寻租毕竟是非生产性支出，很多实证研究发现寻租行为不仅有损公平，而且还降低了企业的创新投入。寻租会给整个社会福利带来损失，并且企业会竭尽全力对寻租行为进行隐瞒(Tullock，1967)[28]。官员和企业家之间存在双向贿赂和寻租活动(Shleifer and Vishny，1994)[29]。

(二)研究假设

政府对创新企业进行补贴，不但直接补充了企业资金，而且还具有信号传递作用。政府对企业研发能力的认可释放信号，可以为企业吸引更多风险投资，企业创新得到更多资金支持(Lerner，2000)[30]。创新补贴具有显著的信号传递机制。企业获得研发资助，不仅有直接的资金支持，而且会释放研发项目得到肯定的信号，使得企业更容易获得其他来源的资金支持，进一步提升创新投入(Kleer，2010)[31]。因此提出第一个假设：

H1：政府补贴显著促进企业增加创新人力资本投入。

寻租活动属于企业的非生产性支出，其损害效率和公平、滋生腐败等负面影响饱受诟病。在现实中，基于制度因素和经济主体自利性，寻租活动难以完全消除。在一些融资约束较强的企业中，研发活动所需要的大量资金难以通过其他融资渠道筹集，企业为了获取政府补贴而进行寻租的可能性较大。在政府补贴与企业创新人力资本投入关系中，寻租活动究竟充当了“润滑剂”还是起到了负面作用，以往的研究并未得出一致结论，因此提出以下对立假设：

H2a：寻租活动正向调节政府补贴对企业创新人力资本投入的促进作用。

H2b：寻租活动负向调节政府补贴对企业创新人力资本投入的促进作用。

三、研究设计

(一)实证模型

humancapitalit=β0+β1subsidyit+αΣXit+regionit+industryit+yearit+εit

(1)

其中,i代表企业，t代表年份；humancapital为企业创新人力资本投入；subsidy为政府补贴；X为控制变量向量，α为控制变量的系数向量；regionit、industryit、yearit分别代表地区效应、行业效应、年份效应；εit为随机扰动项。

关键变量的度量方式如下：被解释变量企业创新人力资本投入(humancapital)以研发人员度量，具体采用两种方式，分别为研发人员个数(rdworker)及其自然对数化形式(lnworker)；核心解释变量政府补贴强度(subsidy)为政府补贴数额占企业年末总资产比重，另外对政府补贴数额取自然对数，得到政府补贴额度变量(lnsubsidy)，以备稳健性检验。

参考以往文献，选取以下控制变量：

企业年龄(lnage)，为企业成立年限，取自然对数。企业存在的时间长，积累了丰富的资源和经验，有助于创新(Coad et al.，2016)[32]，但是缺乏活力的企业往往不如新企业具有创新性(Huergo，2006)[33]。

人力资本因素(higheduratio)，为企业本科及以上学历员工占员工总数的比重。人力资本与企业创新的正向作用为许多经验研究所证实(姚立杰和周颖，2018)[34]。企业人力资本常用的度量指标包括技术人员占员工总数比例、高学历人员占员工总数比例等。企业拥有较多的技术人员或者高学历员工，不仅可以直接为技术研发提供人力支持，而且高水平员工对良好企业文化建设等具有积极作用，为企业创新塑造宽松环境和培育丰沃土壤。

公司治理因素(salaryratio)，为每年管理层薪酬占营业收入的比重。公司治理与内部控制水平的提高可以激励企业创新(秦娜和曾祥飞，2018)[35]。可能的影响渠道包括有效的公司治理可以减少委托代理、管理层短视等问题。公司治理因素常用的度量指标包括管理层薪酬水平与激励结构、股权集中度等，为减少异方差，本文使用管理层薪酬占比而不使用绝对数额。

市场势力因素(markup)，为企业每年营业收入除以销售成本，衡量企业在成本之上的加成能力。关于市场势力与企业创新之间关系的研究，结论并不完全一致。有研究认为，企业处于垄断地位，拥有较大市场势力，可以促进创新(Cornaggia et al.，2015)[36]。企业占据垄断地位，拥有较强的定价能力和市场势力，便拥有较强的资金实力为企业创新进行融资；企业为了维持垄断地位，也会通过持续创新赢得消费者青睐。也有经验研究得出相反的结论(Correa，2012)[37]。垄断企业势力太大，也许不需要通过创新就能够维持垄断地位和产品高价，并且通过行业壁垒阻碍其他潜在进入者进入本行业，而这些潜在进入者往往具有创新能力与创新意愿，以支持在行业内立足。市场势力与企业创新之间的关系也可能非线性(Peneder and Wörter，2014)[38]。

资产负债率(leverage)，为年末总负债除以总资产。资产负债率越高，且财务风险越大，会对企业创新产生抑制作用(Kaplan and Zingales，1997)[39]。资产主要由债务进行融资的企业，财务风险较大，企业创新本身具有很大风险和不确定性，与财务风险交织、叠加在一起，不利于企业增加研发投入。

企业规模因素(lnasset)，为年末总资产(亿元)取自然对数。度量企业规模的指标主要有资产、员工人数等，为了减轻异方差的影响，本文对企业年末总资产(亿元)取自然对数。企业规模与创新关系的研究，结论并不完全一致。有研究得出两者正相关的结论，即企业规模大，资金实力强，能够为企业创新准备资金；大企业在竞争压力下也会创新。但由于惰性的存在，大企业往往不如中小企业有活力，敢于创新(Sheshinski et al.，2007)[40]。企业规模与创新的关系会因为所有权性质而不同(周黎安和罗凯，2005)[41]，或者是非线性的(朱恒鹏，2006)[42]。

企业盈利因素(roa)，为每年的资产收益率。衡量企业盈利因素的指标有资产收益率、股权收益率和净利润等，盈利较多的企业可以为企业增加研发投入提供更多的内源性资本，但是有些企业由于盈利较多而在创新方面动力不足。

模型(1)中被解释变量、核心解释变量及控制变量的定义与度量方法列示于表1。

表1 变量符号、名称及度量方法

表1(续)

(二)样本选择与数据描述性统计

选取中国制造业上市公司为研究样本，限于数据可得性，研究时间区间为2015—2016年，共2期，数据来源于wind数据库。中国证监会行业分类指引C制造业下共有31个子行业，除去烟草制品业，所采用数据共涉及30个子行业，与相关文献不同，本文保留了废弃资源综合利用业的样本。选取样本时对以下企业进行删除：(1)样本期间内上市的公司；(2)样本期间内有ST、*ST情况的公司；(3)样本期间内所有权性质发生改变的公司；(4)所有权性质不属于“中央国有企业”“地方国有企业”“民营企业”“外资企业”的企业；(5)数据缺失的公司。最终共保留了978家公司，所用数据为1956个企业-年份样本点，采用软件Stata15.0进行回归。

主要变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量的描述性统计

所选样本企业研发人员数量(rdworker)平均为611.51个；标准差很大，为1746.71个；最小值为0，代表有企业在某年无研发人员；最大研发人数达到34671个(中国中车)，数据差异程度很大。政府补贴强度(subsidy)的均值为0.58%；标准差为0.75%；最小值为0，表示有企业在某年未获得政府补贴；最大值为12.76%，数据差异程度较大。企业年龄的对数值(lnage)平均为2.83；标准差为0.26，取值很小；最小值为1.61；最大值达到4.11，数据差异很小。本科及以上学历员工占员工总数比例(higheduratio)的均值为21.13%；标准差为15.78%；最小值为0；最大值为91.06%，数据差异较大。管理层薪酬占企业营业收入比重(salaryratio)的均值为0.35%；标准差达到0.68%，为均值的近2倍，数据离散程度较大；最小值为0.0017%，因四舍五入原因，表中列为0.00；最大值达到19.66%。市场势力因素(markup)平均达到154.4%；标准差为93.1%；最小值为83.05%，表示产品定价低于成本，企业的定价权较弱；最大值达到1988.31%，说明企业定价能力很强。资产负债率(leverage)的均值为38.88%；标准差为18.32%，数据离散程度不大；最小值为1.89%，几乎无负债；最大值为92.84%，说明企业资产绝大部分由负债融资，财务风险较大。企业资产规模(lnasset)的均值为3.80；标准差为1.11，不到均值的1/3，数据离散程度较小；最小值为0.78；最大值达到8.68。资产收益率(roa)的均值为5.64%；标准差为5.83%；最小值为-45.38%，说明企业亏损程度较大；最大值达到51.54%。

(三)相关分析

研发人员数量与各主要解释变量的相关系数列于表3。研发人员数量取自然对数之后(lnworker)，与政府补贴强度(subsidy)的相关系数为0.1410，显著为正；与政府补贴额度(lnsubsidy)的相关系数为0.5312，显著为正；与企业年龄(lnage)的相关系数为0.0400，显著为正；与高学历人员(higheduratio)的相关系数为0.1774，显著为正；与管理层薪酬占比(salaryratio)的相关系数为-0.3507，显著为负；与市场势力(markup)的相关系数为-0.0378，显著为负；与资产负债率(leverage)的相关系数为0.3326，显著为正；与企业总资产规模(lnasset)的相关系数为0.6462，显著为正；与资产收益率(roa)的相关系数为0.1276，显著为正。

研发投入人员个数(rdworker)与政府补贴强度(subsidy)的相关系数为0.0692，显著为正；与政府补贴额度(lnsubsidy)的相关系数为0.3513，显著为正；与企业年龄(lnage)的相关系数为-0.0062，但不显著；与高学历人员(higheduratio)的相关系数为0.1114，显著为正；与管理层薪酬占比(salaryratio)的相关系数为-0.1591，显著为负；与市场势力(markup)的相关系数为-0.0369，稍微不显著；与资产负债率(leverage)的相关系数为0.1966，显著为正；与企业总资产规模(lnasset)的相关系数为0.4486，显著为正；与资产收益率(roa)的相关系数为0.0518，显著为正。

表3 研发人员与各主要变量的相关系数

四、实证结果

(一)基准回归结果

对企业研发投入人员(rdworker)取自然对数，得到新变量lnworker，由于数据存在左归并现象，最小值为0，因此采用Tobit方法进行估计，估计结果列示于表4列(1)，可以看出，政府补贴强度(subsidy)在1%水平上显著促进企业增加研发人员投入。政府补贴直接增加了企业进行创新的资金，并且通过信号传递作用缓解了企业创新面临的融资约束，有利于企业增加创新的人力资本投入，验证了本文提出的假设H1，即政府对企业创新进行补贴显著提升了企业的创新人力资本投入水平。为稳健起见，选取政府补贴额度lnsubsidy(政府补贴数额的自然对数)作为替换指标，采用Tobit方法重新估计，结果列示于表4列(2)，可以看出，政府补贴额度也在1%的水平上显著促进企业增加研发人员投入。Tobit作为非线性估计方法，原理区别于OLS方法，无R2值，因此本文凡是采用Tobit估计时，均不报告R2值。

由于研发人员(rdworker)只能取自然数，可以采用计数模型进行估计，因此采用面板泊松模型和聚类稳健标准误重新进行估计，结果列示于表4列(3)和列(4)，可以看出，政府补贴强度(subsidy)对企业研发人员个数的影响为正但不再显著，而政府补贴额度(lnsubsidy)对企业研发人员个数依然具有显著的正向影响。总体而言，基准回归结果较为稳健。

表4 政府补贴与研发人员投入：基准回归结果

(二)寻租对政府补贴与研发人员投入关系的调节作用

humancapitalit=β0+β1subsidyit+β2adminit+β3(subsidy×admin)it+αΣXit

+regionit+industryit+yearit+εit

(2)

在政府补贴促进企业增加研发人员投入过程中，寻租行为是否具有显著的调节作用，如果有，那么是正向调节还是负向调节？采用管理费用占营业收入比重(admin)度量寻租行为，其与政府补贴强度(subsidy)的交互项为subsidy×admin，采用面板泊松模型和聚类稳健标准误估计的结果列示于表5列(1)，可以看出，交互项subsidy×admin的系数显著为负，即管理费用占比(度量寻租行为)显著负向调节政府补贴促进企业增加研发人员投入。假设其他因素不变，随着管理费用占比的上升，政府补贴促进企业研发人员投入的作用会减弱。寻租支出的增加加重了企业负担，挤占了研发投入，验证了本文提出的假设H2b，即寻租活动显著负向调节政府补贴对企业研发人力资本投入的促进作用。寻租活动作为非生产性支出，由于其损害公平与效率本就饱受诟病，在政府补贴促进企业研发人员投入过程中未起到润滑剂作用，因此其负面影响更需要引起重视。值得注意的是，表5列(1)中，政府补贴强度(subsidy)的系数不再显著，在对含有交叉项的估计结果进行解释时，重点关注交叉项，核心解释变量subsidy的系数显著与否及其方向，不仅仅受到自身的影响，而且还受到交叉项的影响，其系数方向与大小需要通过求偏导方法进行判定。

表5 政府补贴与研发人员投入：寻租的调节作用与稳健性检验

表5(续)

五、内生性讨论与稳健性检验

(一)内生性讨论

由于逆向因果关系、遗漏变量和测量误差的可能存在，因此模型可能存在内生性问题。有一种可能性，即不是因为有了政府补贴，企业才增加研发人力资本投入，而是政府倾向于补贴那些创新活动多、研发人员多的企业，这种逆向因果关系的可能存在，严重影响了本文研究结论的稳健性。也存在另外一种可能，即模型遗漏了重要变量，此变量同时影响到政府对企业补贴与否以及补贴强度大小、企业研发人员投入，从而导致内生性。此外，测量误差的存在也会影响本文研究结论的稳健性。面板数据在一定程度上能够缓解内生性问题，因此进行工具变量法的回归，对主要结论的稳健性进行检验。

(二)稳健性检验

政府补贴与企业研发人员数量之间关系的稳健性检验包括以下类型：(1)为检验政府补贴对企业增加研发人员是否具有显著作用，不仅使用政府补贴强度(subsidy)，而且还使用政府补贴额度(lnsubsidy)作为替代性指标，如果估计结果一致，则说明政府补贴显著促进了企业研发人员投入。(2)对人员数据取自然对数，使用Tobit方法估计此左归并类型的数据，并使用面板泊松模型和聚类稳健标准误重新估计，结论较为一致。(3)工具变量法，将政府补贴强度分行业和年份求均值，作为政府补贴强度的工具变量，对模型进行估计。由于模型是恰好识别，因此定性讨论工具变量的外生性与相关性。可以合理假定：政府补贴强度每年各行业的均值与个别企业未被观测的因素不相关，也即工具变量与模型的随机扰动项不相关，从而满足工具变量外生性的要求；政府补贴强度每年各行业的均值与企业当年获得的政府补贴具有一定相关性，检验结果表明不存在弱工具变量问题，因此本文选取的工具变量符合相关性要求。具体回归中，由于工具变量是分行业和年份求均值得到，为了避免多重共线性的影响，不控制行业效应和年份效应，采用两阶段最小二乘法进行估计，结果见表5列(3)和列(4)。可以看出，政府补贴强度无论对取自然对数的研发人员数量(lnworker)还是研发人员个数(rdworker)，都具有显著正向影响，基于研究假设H1的结论很稳健。

对寻租活动调节作用的稳健性检验包括以下类型：(1)替换度量政府补贴的指标。采用政府补贴额度(lnsubsidy)和政府补贴额度(lnsubsidy)与管理费用占比(admin)的乘积交互项lnsubsidy×admin进行替换，替换指标之后的估计结果列示于表5列(2)，结果显示，寻租活动依然负向调节政府补贴对企业研发人员投入的促进作用。(2)使用工具变量法检验寻租活动的调节作用，估计结果列示于表5列(5)和列(6)。工具变量为分行业和年份政府补贴强度的均值，无论被解释变量是研发人员个数rdworker还是自然对数化的lnworker，均显示寻租活动在政府补贴促进企业研发人员投入过程中起负向调节作用，基于研究假设H2b的结论相当稳健。

六、结论与展望

研发人员作为企业创新活动的重要支撑力量，在创新产出的数量和质量上发挥着关键作用，是提升企业创新绩效的执行者。研究发现，企业在获得政府补贴之后显著增加了研发人员数量。政府补贴的重要政策效果之一是促进企业增加创新活动所必需的人力资本投入。本研究以管理费用占营业收入比重度量寻租活动，采用生成交互项方式实证检验寻租活动的调节效应，发现企业人力资本投入与政府补贴的关系受到寻租活动的显著调节。在政府补贴促进企业增加人力资本投入关系中，寻租活动起到负向调节作用，亦即在其他因素不变的情况下，寻租活动的上升不利于发挥政府补贴促进企业增加人力资本投入的作用。

基于研究结果，提出以下政策建议：

一是增强政府补贴政策的针对性。政府选择企业对其创新活动进行补贴，着眼点不仅仅在于弥补支出，而应该是发挥杠杆作用，激励企业的创新意愿和动力。区分出有创新意愿因而获得政府补贴进而提升的企业，有利于提高政府补贴资金的配置效率和政策有效性。

二是发展金融市场，提升金融市场化程度。企业创新活动具有很大的不确定性，由于企业与银行等资金供给者之间存在较大的信息不对称情况，企业创新面临较强的融资约束，因此提升金融市场化程度有利于缓解信息不对称，使企业为创新融资的便利性增加。金融发展对政府补贴的信号传递机制也存在显著影响，金融发展水平的提高有利于政府补贴信号的释放与传递，使企业为创新进行融资的难度降低。发达的金融市场可以为企业提供多种风险管理手段，为企业降低创新风险和财务风险提供有效的风险管理工具。

三是加大法律执行力度。如果法律对经济主体的监督较弱、法律执行力度较小，则会助长企业的机会主义行为，例如寻租、利润操纵、盈余管理、虚假创新等。加强法律对企业的监督力度，有利于提升政府补贴政策的效果，激励企业依靠实质性创新提升技术水平和盈利能力。

本研究存在的不足之处是寻租活动的度量指标需要改进。寻租活动具有隐蔽性，为寻租活动寻找有效的代理变量一直具有挑战性，以往研究在度量寻租活动时大多采用管理费用占营业收入比重，或者析出业务招待费、差旅费等，学界对这些度量方式的有效性一直存疑，本研究采用管理费用占营业收入比重度量寻租活动也存在问题。此外，企业为寻租产生的支出是非生产性的，尽管有研究指出寻租具有润滑剂作用，能够为融资约束非常强的企业尤其是中小企业争取资金，然而寻租活动毕竟对经济效率和公平产生了损害。反腐程度会影响企业的寻租行为，进而对政府补贴与企业创新的关系产生影响。本研究表明，寻租在政府补贴与企业创新投入中产生了显著的负向调节作用，反腐力度的加强通过减少寻租活动，将会对政府补贴政策的有效性产生积极影响。反腐力度的度量指标也一直存有争议，例如每万名公务人员因贪污腐败立案数指标，主要原因在于这些指标既可以被理解为反腐力度大，也可以被理解为贪污腐败程度高。寻找合适的寻租活动和反腐力度度量指标，可以弥补既有研究的不足。对寻租活动的探讨可以引入反腐力度的分析，反腐力度能否有效减少企业遭遇的寻租行为，其在政府补贴与企业创新关系中的具体作用如何，是进一步研究的方向之一。