摘要：文章选取我国2011—2022年的上市公司数据为样本，探究政府补助对企业新质生产力的影响，结果显示：政府补助对企业新质生产力水平的提升有显著促进作用；经过一系列稳健性检验后，结果依然显著；路径研究表明，政府补助能够增加管理层权力，进而提升其新质生产力水平。研究结果为政府制定相关政策提供了经验证据，丰富了新质生产力的影响因素及政府补助的经济后果研究，具有一定的现实意义。

　　关键词：政府补助；管理层权力；新质生产力

　　引言

　　新质生产力以创新、解放思想与发展能力为核心驱动要素，展现出高科技含量、高质量标准及高效能特征，是经济新常态下高质量发展的典型代表，亦是新发展理念在生产力领域的具体实践方式，对企业的高质量与可持续发展具有重要意义[1]。然而，新质生产力的基础研究与技术开发通常需要大量资金投入与较长的研发周期，对于大多数企业而言，单靠自身资源难以实现提升新质生产力的目标。在此背景下，政府通过提供资金支持、分担技术创新的潜在风险，并促进产学研协同合作，为企业提升新质生产力提供了重要助力[2]。政府向企业发放补助是其调节经济运行和社会发展的重要手段之一，不仅能够优化企业的资金流向、改善财务状况与社会效益，还能弥补市场失灵引发的外部性问题[3]。

　　近年来，我国政府补助的覆盖范围不断扩展且规模持续增长，学术界对其经济效应的研究逐渐深化，但相关观点尚未达成一致。一些学者认为，政府补助发挥着重要的政策导向作用，向市场传递创新企业项目符合国计民生与产业发展方向的信息，从而提升这些项目获得外部融资的可能性[4]。但另一方面，也有学者指出，政府补助可能无法有效缓解企业在研发活动中面临的关键问题，导致企业对补助产生依赖[5]。我国强调因地制宜健全发展新质生产力的体制机制。由此，提升企业新质生产力水平已成为地方政府推动经济高质量发展的重点议题。因此，探讨政府补助是否以及如何赋能企业新质生产力，对实现经济高质量发展具有重要的现实意义。

　　本文可能存在的贡献有：首先，从公司治理的视角出发，研究政府补助在赋能新质生产力方面的作用机制，并通过实证分析检验其对企业新质生产力的具体影响。其次，拓展了政府补助经济后果的研究领域，并从管理层权力等独特视角深入分析其促进企业生产力发展的路径。最后，多维度分析验证政府补助在推动新质生产力发展中的具体作用，为优化政府支持政策效果和提升治理水平提供了理论支撑。

　　一、理论分析与研究假设

　　（一）政府补助促进企业新质生产力的直接效应

　　尽管新质生产力已成为社会与学术界的关注焦点，但我国新质生产力的发展水平仍处于起步阶段，因此探讨政府是否具有动机为企业发展新质生产力提供补助具有重要的意义。一方面，受我国现行经济体制影响，地方政府在一定程度上承担实现财政自给的责任。企业新质生产力的提升能够有效改善绩效与生产效率，间接促进企业税收增长。因此，地方政府出于财政激励动机为企业发展新质生产力提供补助[6]。另一方面，在国家大力倡导新质生产力发展的背景下，地方政府积极推动相关发展不仅体现了对国家政策的积极响应[7]，也彰显了突出的激励动机。

　　政府补助作为激励企业发展的重要政策工具，能够从内部和外部双重维度对企业经营活动及其效益产生深远且广泛的影响。从企业内部的视角来看，政府补助可以提升企业绩效、增强韧性以及优化人才结构，对推动企业新质生产力的发展具有积极作用。首先，政府补助为企业的研发活动提供了强有力支持，从而帮助企业提升技术水平。这不仅增强了企业的核心竞争力，还优化了经营管理的效率，从而进一步促进财务绩效的改善[8]。此外，消费者在得知企业获得政府补助后，对其产品与服务的信任度显著提高，从而推动业务收入增长，促进企业绩效持续改善[9]。其次，企业作为市场经济中最具活力的“细胞”，在经营过程中易受内外部因素影响，轻微的经营失误可能带来严重后果。信心的削弱会使企业在固定资产投资、并购等战略决策上变得显著保守，从而为发展带来额外挑战。外界因素对企业经营的影响愈发显著，可能进一步削弱企业在劳动力与固定资产领域的投资意愿，并放大负面效应[10]。

　　从外部视角来看，政府补助通过资金支持和竞争激励机制，推动企业加大研发投入，进而提升新质生产力水平。首先，政府补助能够带来“成本缩减效应”[11]，补偿部分创新活动的机会成本，从而降低研发费用，激励企业开展原本因资金限制而搁置的创新项目[12]。其次，政府补助还能改善企业融资环境。企业获得补助后，市场普遍认定其受到政府支持，且具备较大成长潜力，从而更容易吸引外部资金，满足研发投入需求[13]。

　　基于以上观点，本文提出核心研究假设。

　　H1：政府补助能有效提升企业新质生产力水平。

　　（二）政府补助、管理层权力与新质生产力

　　管理层权力是指管理层在企业决策中的主导能力。根据委托代理理论，股东作为权益资本的提供者，通常希望通过高回报投资实现超额利润；而管理层更侧重于职业稳定性和声誉保护，倾向于选择稳健的投资策略。这种目标差异可能引发股东与管理层之间的利益冲突，甚至导致管理层为满足自身利益而损害股东权益，进一步彰显其超越职权范围的影响力。

　　在我国特定的制度环境下，政府补助的发放条件与适用范围相对宽松，且缺乏严格的约束性规定。这种制度灵活性使企业管理层在补助资金的分配和使用上拥有更多的自主性。管理层可以利用这种优势，将补助资金优先用于自身主张的创新项目或重点业务，从而扩大资源控制范围并增强其话语权[13]。与此同时，政府补助为管理层积累资本提供了机会。在深化与政府合作的过程中，管理层不仅能够借助政策支持获取更多资源，还能巩固其在企业内部的合法性和决策权。研究表明，政企协作关联强度较高的管理层能够更有效地利用政策资源强化自身权力[14]。

　　管理层权力影响政府补助在研发活动中的资金分配，进而推动企业新质生产力的提升。管理层能够掌控研发活动的资金分配、产品设计与人员调配，这些环节是企业研发活动成功与否的决定性因素[15]。由此本文提出如下假设。

　　H2：管理层权力在政府补助对企业新质生产力的作用过程中发挥中介作用。

　　二、研究设计

　　（一）样本选择与数据来源

　　本文选取了2011—2022年A股上市公司数据，并做如下处理：剔除ST、PT及*ST企业;剔除缺失相关变量的样本；对所有连续变量进行1%水平的缩尾处理。最终得到22 575个有效样本，数据主要来源于CSMAR和WIND。

　　（二）变量定义与说明

　　1.被解释变量

　　本文被解释变量为企业新质生产力（NPRO）。为了量化新质生产力水平，本文借鉴了宋佳等（2024）[16]的研究，构建指标体系，并运用熵值法得到企业新质生产力指标。

　　2.解释变量

　　本文解释变量为政府补助（SUB），借鉴黄满四等（2024）[17]的研究，采用政府补助金额占总资产的比例来进行衡量。

　　3.中介变量

　　本文中介变量为管理层权力，参考刘剑民等（2019）[18]的做法，采用主成分法，将总经理任职年限、两职合一、董事会规模、内部董事比例、管理层持股比例这5个指标合成管理层权力综合指标。

　　4.控制变量

　　本文参考已有研究文献，分别使用审计意见、企业规模、上市年龄、独立董事比例、托宾Q值、管理层薪酬、总资产净利润多个指标作为本文的控制变量。各变量的具体定义与计算如表1所示。

　　（三）模型构建

　　由于本研究使用的是面板数据，因此需要判断模型应采用固定效应还是随机效应模型。Hausman检验结果表明应选择固定效应模型。此外，所有模型均通过了方差膨胀因子法（VIF）进行的多重共线性检验，结果显示变量之间不存在多重共线性问题。基于上述检验结果，本文构建回归模型如下所示。

　　NPROit=α0+α1SUBit+α2Controlsit+λInd+δYear+&it（1）

　　模型中，NPRO是被解释变量；SUB是解释变量。Controls则代表控制变量；Ind和Year分别代表行业和年份的固定效应；&是随机扰动项；下标i和t分别代表个体企业和时间。

　　三、实证检验与结果分析

　　（一）描述性统计

　　表2展示了各变量的描述性统计数据。被解释变量NPRO的均值为0.005 12，最小值为0.000 855，表明企业之间的新质生产力水平存在较大差异。解释变量SUB，其均值为0.004 87，且标准差较大，这反映出企业在获得政府补助方面存在显著的差距，可能受企业规模、行业特性和地区政策等多种因素的影响。

　　（二）基准回归

　　表3显示了基准回归结果，列（1）（2）分别表示加入控制变量行业和年份固定效应的回归结果。结果显示，加入控制变量和控制固定效应前后，SUB系数均在1%的水平上显著为正，表明政府补助促进企业新质生产力的提升，支持本文假设H1。

　　（三）稳健性检验

　　上述研究中已初步验证了本文的研究假设，考察了政府补助对企业新质生产力水平的促进作用，为了提高结果的稳健性，本文进行了多种不同形式的稳健性检验。

　　1.替换被解释变量

　　本文参考李心茹等（2024）[19]的研究，将研发人员占比等12个指标熵值得到的新质生产力（NPRO）代替被解释变量进行回归，回归结果见表4，结果表明在替换被解释变量后，政府补助仍能有效提升企业新质生产力水平，并且结果在1%的水平上显著，增强了本文结论的稳健性。

　　2.替换解释变量

　　本文借鉴路春城等（2023）[20]的研究，用政府补贴强度来替换解释变量进行回归，回归结果见表4，SUB对NPRO的回归系数依旧在1%的显著性水平上为正，表明本文的回归结果是稳健的。

　　3.改变研究区间

　　由于2017年政府补助会计准则发生了变化，为排除政策变动可能带来的影响，本文剔除了准则变化前的样本数据，保留其余年份的14 515个样本并进行回归。表4的回归结果表明，剔除异常年份后，SUB的回归系数依然显著为正，表明结果稳健。

　　4.内生性检验

　　为了克服基准模型中可能出现的内生性问题，本文采用两阶段最小二乘法（2SLS）进行工具变量检验。具体而言，选择剔除企业自身因素后，以同省同业企业的政府补助均值作为工具变量。工具变量法的检验结果见表5。列（1）显示，工具变量系数显著为正，调整后的r2为0.211 6，F检验值显著高于10%的显著值，表明该工具变量有效。列（2）表明，工具变量系数在1%显著性水平下为正，表明解决了内生性问题后，政府补助对企业新质生产力水平的正向影响依然成立。

　　本文运用PSM倾向得分匹配法，以政府补助年度均值为分组标准，以控制变量作为匹配变量，采用近邻匹配方法，对样本进行核匹配，并重新进行回归。结果依旧表明，政府补助能够有效提升企业新质生产力水平，进一步证明了本文的结论。

　　四、机制检验

　　本文构建如下中介效应模型。

　　NPROit=α0+α1SUBit+α2Controlsit+λInd+δYear+&it

　　Mit=β0+β1SUBit+β2Controlsit+λInd+δYear+&it

　　NPROit=μ0+μ1SUBit+μ2Mit+μ3Controlsit+λInd+δYear+&it

　　其中，M表示潜在中介变量。回归时分别用Power作为被解释变量，代表管理层权力。

　　根据表6的Panel A，SUB对Power的回归系数显著为正，表明增加政府补助有助于增强企业管理层的权力。而在加入Power变量后，SUB对NPRO的回归系数依然显著为正，但其绝对值略有下降。Power对NPRO的回归系数也呈显著正向，表明管理层权力的增强能够有效促进企业新质生产力水平的提升。

　　五、结语

　　本文以2011—2022年A股上市公司为研究对象，实证分析了政府补助对企业新质生产力水平的影响。结果表明，政府补助显著促进了企业新质生产力水平。通过注入外部资金，政府补助不仅增强了管理层权力，还提升了企业的ESG表现，从而进一步提升了新质生产力水平。基于上述结论，本文提出以下政策建议。

　　第一，政府应加大补助力度，实施精准的补助政策，完善补助标准和体系，确保资源有效流向关键领域和具有潜力的企业。为提升公司治理水平，企业应加强董事会职能，优化管理层激励与约束机制，健全内部控制和风险管理体系，提高信息透明度，保护股东权益。

　　第二，在推进新质生产力发展的过程中，处理好政府顶层设计与市场实践的关系至关重要。政府关注提升企业新质生产力水平，并不意味着忽视或放弃传统产业，应避免盲目跟风、泡沫化现象及一刀切的发展模式。

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