周凌燕，徐 超

（1．福建江夏學院會計學院，福建福州，350108；2．泰國國立發(fā)展管理學院，泰國曼谷，10240）

一、引言

技術(shù)創(chuàng)新能力有助于提高企業(yè)市場競爭能力，促進社會經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展，對當前經(jīng)濟形勢下實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和產(chǎn)業(yè)技術(shù)升級、實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略、促進創(chuàng)新經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展起到重要的作用。由于創(chuàng)新活動的獨占性和長期性，創(chuàng)新的積累需要大量資金的持續(xù)投入，企業(yè)投資者在融資約束條件下，創(chuàng)新產(chǎn)出的不確定會阻礙技術(shù)創(chuàng)新資金的投入，[1]因此，融資約束和創(chuàng)新風險是制約企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵問題。

金融資金一直是企業(yè)創(chuàng)新投資資金的主要來源，中國的產(chǎn)融結(jié)合借鑒了國外不同產(chǎn)融結(jié)合模式的優(yōu)點，從單一的銀行參股模式發(fā)展為多種金融機構(gòu)參股、控股、內(nèi)設(shè)金融子公司等多模式，參與企業(yè)主體的行業(yè)、股權(quán)性質(zhì)、規(guī)模呈現(xiàn)多樣化。越來越多的實體企業(yè)通過產(chǎn)融結(jié)合緩解融資約束瓶頸，但信息不對稱產(chǎn)生的創(chuàng)新風險依舊是金融機構(gòu)參與創(chuàng)新投資的首要制約因素，[2]這一現(xiàn)象在高新技術(shù)企業(yè)顯得尤為突出。

產(chǎn)融結(jié)合的經(jīng)濟效果必然受參與企業(yè)和金融機構(gòu)的具體情境的影響，股權(quán)結(jié)構(gòu)影響了企業(yè)投資方向與規(guī)模，同樣實施產(chǎn)融結(jié)合的企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)不同，產(chǎn)融結(jié)合的經(jīng)濟后果也可能迥異。因此，本文選擇已經(jīng)實施產(chǎn)融結(jié)合的高新技術(shù)企業(yè)作為研究對象，研究產(chǎn)融結(jié)合對創(chuàng)新行為的影響及作用機理。關(guān)注的焦點在于：在中國情境下，股權(quán)性質(zhì)對高新技術(shù)企業(yè)實施產(chǎn)融結(jié)合的經(jīng)濟后果的差異和對創(chuàng)新投資效率的影響。貢獻點在于：（1）從股權(quán)性質(zhì)為切入點，分析政府補貼與產(chǎn)融結(jié)合對創(chuàng)新投資貢獻的大小；（2）從企業(yè)創(chuàng)新效率視角出發(fā)，探究產(chǎn)融結(jié)合方式對創(chuàng)新活動的影響機理，強調(diào)產(chǎn)融結(jié)合類型對創(chuàng)新投資的具體作用；（3）在研究理論上豐富了參與金融機構(gòu)組成對創(chuàng)新投資的影響。

二、文獻回顧

國內(nèi)外學者對產(chǎn)融結(jié)合的成因和經(jīng)濟后果做了大量的研究，產(chǎn)融結(jié)合能有效緩解企業(yè)的融資約束問題這一觀點已經(jīng)得到廣泛認同。Porta等認為企業(yè)參股銀行有助于獲得更多低息貸款資金。[3]Okabe通過實證分析顯示，產(chǎn)業(yè)資本投資金融機構(gòu)能獲取資金便利和投資信息渠道優(yōu)勢。[4]嚴楷等強調(diào)在信息不對稱下，產(chǎn)融結(jié)合能突破長期以來企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的融資約束和創(chuàng)新風險。[5]學者們對實施產(chǎn)融結(jié)合后融資便利帶來的經(jīng)濟影響持有不同的意見，如胡月曉提出“金融”+“實體”的結(jié)合是一把“雙刃劍”，產(chǎn)融結(jié)合能提高資源的配置效率，產(chǎn)生規(guī)模效應，但也容易增加關(guān)聯(lián)交易風險。[2]譚小芳等認為產(chǎn)融結(jié)合增加企業(yè)創(chuàng)新投入，提高了產(chǎn)業(yè)資本效率。[6]另有一些學者卻強調(diào)產(chǎn)融結(jié)合可能造成投資非效率，如俞鴻琳指出，這種非效率是由于融資限制和委托代理問題造成。[7]Acharya認為外部股權(quán)融資使得管理者傾向追求短期股票收益，抑制企業(yè)創(chuàng)新。[8]

不同行業(yè)、不同企業(yè)的產(chǎn)融結(jié)合不具備普遍性，產(chǎn)融結(jié)合的方式有其適用性和特定性。部分學者從不同視角對產(chǎn)融結(jié)合的經(jīng)濟后果影響因素做了探索性研究。如馬紅等指出參股金融機構(gòu)持股比重越小，越難為企業(yè)研發(fā)注入充足的資金。[9]張偉佳對安徽省制造業(yè)產(chǎn)融結(jié)合效率進行實證檢驗，結(jié)果顯示企業(yè)的總資產(chǎn)和職工人數(shù)對產(chǎn)融結(jié)合的技術(shù)效率成正相關(guān)，資產(chǎn)負債率和參股金融機構(gòu)比例對產(chǎn)融結(jié)合的技術(shù)效率成負相關(guān)。[10]張春海以制造業(yè)為研究對象，指出持股非上市、上市金融機構(gòu)對企業(yè)成長能力的提升具有不同的影響，持股非上市金融機構(gòu)具有顯著的正向作用，但持股上市金融機構(gòu)不存在這種效應。[11]馬永斌等提出隨著參股比例的提升，參股非上市銀行這種產(chǎn)融結(jié)合方式轉(zhuǎn)型制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的程度越高。[12]因此，不同的產(chǎn)融結(jié)合方式對研發(fā)投資的金融資本支持程度不同。

綜上所述，已有研究尚存在以下不足之處：（1）產(chǎn)融結(jié)合能緩解企業(yè)研發(fā)融資約束已經(jīng)得到驗證，但因研究的樣本多為制造業(yè)，企業(yè)間差異較大，因此對產(chǎn)融結(jié)合的創(chuàng)新投資效率分析還未形成統(tǒng)一觀點；（2）尚無學者對國有企業(yè)政府補貼和產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的效果差異進行研究；（3）產(chǎn)融結(jié)合的方式促進企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用機理未得到一致結(jié)論?；谏鲜龇治?，本文從國有高新技術(shù)企業(yè)的政府補貼和產(chǎn)融結(jié)合差異進行分析，解釋股權(quán)機制和產(chǎn)融結(jié)合方式對企業(yè)創(chuàng)新的作用機理，以充實該研究內(nèi)容。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）股權(quán)性質(zhì)與企業(yè)創(chuàng)新

創(chuàng)新投資是一項長期持續(xù)的投入，創(chuàng)新收益具有不確定性。創(chuàng)新研發(fā)投入受到政府補貼、制度環(huán)境、信貸尋租等因素的影響。[13]長期以來，政府補助為企業(yè)提供凈現(xiàn)金流，降低研發(fā)活動的資金成本，減少創(chuàng)新投入的不確定性和風險。[14]然而，伴隨環(huán)境不確定性，管理層為了滿足業(yè)績目標，可能會改變政府補助的用途，轉(zhuǎn)而投向回收期短的項目，減少創(chuàng)新研發(fā)投入，影響創(chuàng)新產(chǎn)出。[15]

在進一步推動供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的過程中，金融資本能為實體經(jīng)濟提供更多發(fā)展動力，推進企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。2017年工信部發(fā)布《國家產(chǎn)融結(jié)合試點城市（區(qū)）名單》，參與產(chǎn)融結(jié)合的國有企業(yè)數(shù)量不斷增加。國有資本產(chǎn)融結(jié)合使國有企業(yè)改變傳統(tǒng)上對銀行間接融資的依賴，尋求更加靈活的股權(quán)類投資渠道。受惠于國家政策導向，國有高新技術(shù)企業(yè)更容易獲取創(chuàng)新投入資金，實現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出。根據(jù)上述分析提出以下假設(shè)：

假設(shè)H1a：與非國有制高新技術(shù)企業(yè)相比，國有高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合能促進企業(yè)創(chuàng)新資金的持續(xù)性投入，增加創(chuàng)新產(chǎn)出。

假設(shè)H1b：政府補助對企業(yè)創(chuàng)新的影響并不顯著。

（二）產(chǎn)融結(jié)合方式與企業(yè)創(chuàng)新

當前產(chǎn)融結(jié)合方式主要有參股、持股金融機構(gòu)和集團內(nèi)設(shè)金融機構(gòu)2種，本文將以集團為平臺設(shè)立金融子公司提供內(nèi)部服務的產(chǎn)融結(jié)合類型稱為服務型產(chǎn)融結(jié)合；將以參股、控股形式投資金融公司的產(chǎn)融結(jié)合類型稱為投資型產(chǎn)融結(jié)合。創(chuàng)新研發(fā)投入是企業(yè)長期性戰(zhàn)略活動，投資周期長，回報不確定，外部金融機構(gòu)更關(guān)注企業(yè)短期業(yè)績的成長，而不愿意冒著風險持續(xù)投入大量研發(fā)資金。同時，外部金融機構(gòu)為追求高投資回報率，更關(guān)注合作實體企業(yè)研發(fā)項目的未來市場、政策導向、制度環(huán)境等因素，有利于降低技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)投資風險，引導研發(fā)投資的創(chuàng)新產(chǎn)出。

服務型金融機構(gòu)指設(shè)立在國有企業(yè)集團內(nèi)部的自有金融子公司，服務于企業(yè)長期發(fā)展戰(zhàn)略，合理利用企業(yè)資金進行調(diào)配和運營管理，這類金融機構(gòu)對創(chuàng)新投入的積極性更高，風險承擔能力更強。然而，作為集團子公司成員中的一個，服務型金融機構(gòu)對創(chuàng)新研發(fā)的投入受制于母公司管理層決策的影響，高額的研發(fā)資金投入并不一定帶來有效的創(chuàng)新產(chǎn)出。根據(jù)上述分析提出以下假設(shè)：

假設(shè)H2a：相較于投資型產(chǎn)融結(jié)合，國有高新技術(shù)企業(yè)采用服務型產(chǎn)融結(jié)合更有利于提高企業(yè)研發(fā)投入水平。

假設(shè)H2b：相較于服務型產(chǎn)融結(jié)合，國有高新技術(shù)企業(yè)采用投資型產(chǎn)融結(jié)合更有利于促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

（三）參與金融機構(gòu)多元化與企業(yè)創(chuàng)新

參與產(chǎn)融結(jié)合的金融機構(gòu)主要有銀行、保險、基金、金融租賃、證券、財務公司等，不同類型的金融機構(gòu)具備迥異的投資運作和項目管理經(jīng)驗。[16]金融機構(gòu)的多元化有利于利用互補性資源參與創(chuàng)新研發(fā)項目的管理和專利市場化，更好地發(fā)揮對研發(fā)投資的金融功能。根據(jù)上述分析提出以下假設(shè)：

假設(shè)H3a：相比參與產(chǎn)融結(jié)合金融機構(gòu)的單一化，機構(gòu)多元化能強化產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)創(chuàng)新投入的支持程度。

假設(shè)H3b：相比參與產(chǎn)融結(jié)合金融機構(gòu)的單一化，機構(gòu)多元化更利于有效的創(chuàng)新產(chǎn)出。

四、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)

樣本公司需至少提供3年公開財務數(shù)據(jù)，因此以2009—2015年已實施產(chǎn)融結(jié)合的上市高新技術(shù)企業(yè)為研究對象，以2009—2018年財務數(shù)據(jù)為觀測值。經(jīng)刪除數(shù)據(jù)不全的樣本、剔除ST公司，篩選后得到637家上市高新技術(shù)企業(yè)。為消除極端值的影響，對樣本數(shù)據(jù)進行了Winsor處理。①樣本公司的財務數(shù)據(jù)中上市高新技術(shù)企業(yè)投資非上市金融企業(yè)數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，上市高新技術(shù)企業(yè)樣本財務數(shù)據(jù)來自于國泰安經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫、CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）研究變量的選取與說明

被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新分為創(chuàng)新投入水平與創(chuàng)新產(chǎn)出水平。根據(jù)收入與支出配比原則，創(chuàng)新投入水平采用研發(fā)投入/營業(yè)收入指標（R&D）。創(chuàng)新產(chǎn)出水平（Inve）包括突破式創(chuàng)新和創(chuàng)新效益，本文借鑒黎文靖、鄭曼妮[17]和鄒雙、成力為[18]以專利申請數(shù)量來考量突破式創(chuàng)新能力，考慮到不同行業(yè)的高新技術(shù)企業(yè)專利申請數(shù)量差異顯著，因此，選用專利申請數(shù)量增長率考量突破式創(chuàng)新能力，選用銷售收入增長率衡量創(chuàng)新效益。因此，創(chuàng)新產(chǎn)出水平（Inve）的指標由專利申請數(shù)量增長率（PAN）和銷售收入增長率（SRR）構(gòu)成。解釋變量為啞變量股權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)融結(jié)合方式，其中，產(chǎn)融結(jié)合方式指標由產(chǎn)融結(jié)合類型（CIF）和參與機構(gòu)多元化（NCIF）構(gòu)成。將政府補助（GS）、自由現(xiàn)金流（Cflow）、長期資本負債率（Lev）、資產(chǎn)凈利率（Roa）、公司年限（Age）、企業(yè)規(guī)模（Size）作為控制變量。本文研究模型設(shè)計的變量及其具體定義見表1。

表1 變量定義

（三）研究方法與模型設(shè)計

1．研究方法

為驗證產(chǎn)融結(jié)合類型、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新效率之間的關(guān)系，為最大程度地避免樣本非隨機分配可能存在的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法（PSM）實證分析實施產(chǎn)融結(jié)合的高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入是否受股權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)融結(jié)合方式、參與企業(yè)多元化的影響。先根據(jù)是否持有上市金融公司股份將上市高新技術(shù)企業(yè)分為國有企業(yè)（處理組）和非國有企業(yè)（對照組），計算出樣本企業(yè)國有控股的傾向得分值（PS）。在此基礎(chǔ)上，采用Logit模型估計樣本公司股權(quán)性質(zhì)的PS值。將處理組與對照組樣本進行得分匹配，把傾向得分值最為接近的國有制高新技術(shù)企業(yè)和非國有制的高新技術(shù)企業(yè)進行配對，計算股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)創(chuàng)新效率的平均處理效應（ATT），即兩類樣本組之間創(chuàng)新投入差異的均值。此外，采用回歸分析法，以創(chuàng)新投入作為調(diào)節(jié)變量，分析股權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)融結(jié)合方式、參與金融機構(gòu)多元化是否影響高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。

2．模型設(shè)計

為保證得到更為準確的PS值，要求盡可能考慮影響企業(yè)創(chuàng)新效率和產(chǎn)融結(jié)合的可觀測特征。本文將政府補助（GS）、自由現(xiàn)金流（Cflow）、長期資本負債率（Lev）、資產(chǎn)凈利率（Roa）、公司年限（Age）、企業(yè)規(guī)模（Size）作為特征控制變量，統(tǒng)一用Control表示。被解釋變量創(chuàng)新效率從創(chuàng)新投入水平（R&D）和創(chuàng)新產(chǎn)出水平（Inve）兩個方面進行衡量?；谇拔睦碚摚O(shè)定模型（1）（2）（3）分別檢驗股權(quán)性質(zhì)（State）、產(chǎn)融結(jié)合類型（CIF）、參與金融機構(gòu)多元化（NCIF）對創(chuàng)新投入水平（R&D）的影響。

設(shè)定模型（4）分析檢驗股權(quán)性質(zhì)（State）對創(chuàng)新產(chǎn)出水平（Inve）的作用機理；模型（5）（6）檢驗產(chǎn)融結(jié)合類型（CIF）、參與金融機構(gòu)多元化（NCIF）對提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平（Inve）是否具有強化作用。其中，創(chuàng)新產(chǎn)出水平（Inve）從專利申請數(shù)量增長率（TPA）和銷售收入增長率（SRR）兩個方面衡量。如前所述，股權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)融結(jié)合類型、參與金融機構(gòu)的多元化可能影響實施產(chǎn)融結(jié)合企業(yè)的創(chuàng)新效率。本文假設(shè)模型（5）（6）中的交互項系數(shù)是顯著的。

五、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，見表2。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

股權(quán)性質(zhì)（State）虛擬變量的均值為0．6639，說明樣本中實施產(chǎn)融結(jié)合的高新技術(shù)企業(yè)多數(shù)為國有控股企業(yè)。產(chǎn)融結(jié)合類型（CIF）和參與金融機構(gòu)多元化（NCIF）虛擬變量分別為0．2288、0．2176，說明樣本企業(yè)多為投資型產(chǎn)融結(jié)合方式，且參與的金融機構(gòu)單一化。此外，企業(yè)規(guī)模的統(tǒng)計數(shù)值顯示，高新技術(shù)企業(yè)的上市年限較短，處于企業(yè)發(fā)展的成長期，融資需求迫切。自由現(xiàn)金流（Cflow）的均值6．51，反映出上市高新技術(shù)企業(yè)依舊面臨資金約束問題。從衡量創(chuàng)新效率的幾個指標來看，專利申請數(shù)量增長率（PAN）和銷售收入增長率（SRR）的均值顯示產(chǎn)融結(jié)合帶來創(chuàng)新投資產(chǎn)出良好，但最大值和最小值相差懸殊，其中專利申請數(shù)量增長率（PAN）最小值為0，銷售收入增長率（SRR）最小值為-2．9335，研發(fā)投入占營業(yè)收入（R&D）的最大值與最小值也顯示差異較大，顯示實施產(chǎn)融結(jié)合的高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出有較大的差異，有必要進一步研究不同產(chǎn)融結(jié)合方式對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

（二）股權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)融結(jié)合方式與創(chuàng)新投入

1．Logit回歸

根據(jù)樣本公司的基礎(chǔ)資料和財務數(shù)據(jù)，為了避免異方差帶來的誤差影響，采用Logit模型估計樣本企業(yè)在解釋變量僅為股權(quán)性質(zhì)下，估計樣本企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新效率概率預測值，傾向得分匹配結(jié)果見表3。政府補助（GS）、自由現(xiàn)金流（Cflow）、資產(chǎn)凈利率（Roa）、上市年限（Age）、企業(yè)規(guī)模（Size）與研發(fā)支出正相關(guān)，長期資本負債率（Lev）與研發(fā)支出負相關(guān)。除政府補助（GS）不顯著外，其他變量的顯著性水平分別為1%和10%。高新技術(shù)企業(yè)政府補助較少，企業(yè)創(chuàng)新投入的資金需求與產(chǎn)融結(jié)合關(guān)系緊密。

表3 Logit模型估計結(jié)果表

2．樣本匹配分析

本文采用一對四最近鄰匹配、卡尺內(nèi)最近鄰匹配、核匹配對股權(quán)性質(zhì)進行傾向得分匹配。以核匹配為例，股權(quán)性質(zhì)匹配前后PS值概率分布見圖1。股權(quán)性質(zhì)匹配前后處理組和對照組PS值的核密度函數(shù)，匹配前國有高新技術(shù)企業(yè)組和非國有高新技術(shù)企業(yè)組PS值的概率分布存在顯著差異，直接比較兩組樣本企業(yè)的創(chuàng)新投入，所得到的統(tǒng)計推斷結(jié)果將存在較大誤差。經(jīng)過匹配后，兩組PS值的概率分布接近。該重疊假設(shè)檢驗結(jié)果顯示兩組樣本的觀測值具有較多的交集，樣本特征相似，匹配效果較好。此外，采用一對四最近鄰匹配、卡尺內(nèi)最近鄰匹配方式得到的結(jié)果與圖1結(jié)果相近。

根據(jù)核匹配而得到的各變量匹配平衡性檢驗結(jié)果，見表4。經(jīng)過匹配，各控制變量的標準偏差明顯下降，t檢驗結(jié)果不拒絕原假設(shè)，即處理組與對照組無系統(tǒng)偏差，說明匹配效果良好。

圖1 股權(quán)性質(zhì)匹配前后PS值概率分布

表4 變量平衡性檢驗

3．結(jié)果與分析

（1）股權(quán)性質(zhì)與創(chuàng)新投入

樣本企業(yè)未匹配及采用一對四最近鄰匹配、卡尺內(nèi)最近鄰匹配、核匹配所得到的ATT值，見表5。不同匹配方式得到的ATT值極為接近，t值顯示在1%水平上顯著。以一對四最近鄰匹配為例，匹配后處理組的創(chuàng)新投入均值為6．9224，對照組企業(yè)創(chuàng)新投入均值為4．0374，ATT平均處理效應為2．8850，表明國有高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合后創(chuàng)新投入水平比與之相匹配的非國有高新技術(shù)企業(yè)平均高出2．8850，增加了41．67%，H1a假設(shè)成立。國有企業(yè)實施產(chǎn)融結(jié)合能夠更有效的促進高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入，一方面解決資金短缺困境，另一方面也減輕了政府的財政負擔，減少對高新技術(shù)企業(yè)的政府補助支出。

表5 股權(quán)性質(zhì)與創(chuàng)新投入

（2）產(chǎn)融結(jié)合方式與創(chuàng)新投入

為進一步分析股權(quán)性質(zhì)對創(chuàng)新投入的促進效應，對國有高新技術(shù)企業(yè)的產(chǎn)融結(jié)合方式與創(chuàng)新投入進行分析。依前文所述，產(chǎn)融結(jié)合方式指標由產(chǎn)融結(jié)合類型（CIF）和參與機構(gòu)多元化（NCIF）構(gòu)成。首先，檢驗產(chǎn)融結(jié)合類型與創(chuàng)新投入的關(guān)系。將產(chǎn)融結(jié)合的類型分為兩類，一類為服務型產(chǎn)融結(jié)合，另一類為投資型產(chǎn)融結(jié)合。其次，在根據(jù)股權(quán)性質(zhì)特征值的基礎(chǔ)上進行匹配，將服務型金融機構(gòu)作為處理組，投資型金融機構(gòu)作為對照組，計算兩類產(chǎn)融結(jié)合類型對創(chuàng)新投入的影響，見表6。以一對四最近鄰匹配為例，匹配后處理組的創(chuàng)新投入均值為7．4754，對照組企業(yè)創(chuàng)新投入均值為6．0663，ATT平均處理效應為1．4091，表明服務型產(chǎn)融結(jié)合下的創(chuàng)新投入水平比與之相匹配的投資型產(chǎn)融結(jié)合下的創(chuàng)新投入水平平均高出1．4091，增加了18．84%，ATT處理效應在1%的水平上顯著。檢驗結(jié)果說明國有高新技術(shù)企業(yè)采用服務型產(chǎn)融結(jié)合會增加金融機構(gòu)與高新技術(shù)企業(yè)的融資合作活動，一定程度上強化創(chuàng)新投入的支持力度，H2a假設(shè)成立。

表6 產(chǎn)融結(jié)合類型與創(chuàng)新投入

前文分析表明，產(chǎn)融結(jié)合類型能夠顯著影響創(chuàng)新投資，體現(xiàn)為融資風險的規(guī)避和投資收益的短視。而產(chǎn)融結(jié)合對創(chuàng)新效率的影響不僅取決于結(jié)合類型和機制，而且與參與金融機構(gòu)的多元化有關(guān)。金融機構(gòu)多元化可以分散資金供給單一化、風險集中化等財務風險，有利于研發(fā)項目運作管理。將參與金融機構(gòu)多元化作為處理組，參加金融機構(gòu)單一化作為對照組，計算參與金融機構(gòu)多元化對創(chuàng)新投入的影響，見表7。以一對四最近鄰匹配為例，匹配后處理組的創(chuàng)新投入均值為8．8754，對照組企業(yè)創(chuàng)新投入均值為5．3317，ATT平均處理效應為3．5437，表明參與的金融機構(gòu)多元化會顯著影響企業(yè)創(chuàng)新投入，相比較對照組增加了39．93%，ATT處理效應在1%的水平上顯著。H3a假設(shè)成立。

表7 參與金融機構(gòu)多元化與創(chuàng)新投入

（三）股權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)融結(jié)合方式與創(chuàng)新產(chǎn)出

1．股權(quán)性質(zhì)與創(chuàng)新產(chǎn)出

根據(jù)模型（4）檢驗股權(quán)性質(zhì)對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，見表8?；貧w結(jié)果顯示，股權(quán)性質(zhì)（State）與專利申請量增長率（PAN）回歸系數(shù)在1%水平上顯著大于0，與銷售收入增長率（SRR）回歸系數(shù)在5%水平上顯著，自由現(xiàn)金流（Cflow）與專利申請量增長率（PAN）、銷售收入增長率（SRR）回歸系數(shù)在1%水平上顯著，資產(chǎn)凈利率（Roa）與專利申請量增長率（PAN）、銷售收入增長率（SRR）分別在5%、10%水平上正相關(guān)，說明產(chǎn)融結(jié)合緩解了國有高新技術(shù)企業(yè)的融資瓶頸。但政府補助（GS）與專利申請量增長率（PAN）、銷售收入增長率（SRR）的回歸系數(shù)均不顯著，且系數(shù)極小。說明國有高新技術(shù)企業(yè)的政府補助對企業(yè)創(chuàng)新的影響并不顯著，而產(chǎn)融結(jié)合提升了企業(yè)的創(chuàng)新能力，促進了銷售收入的大幅增長，假設(shè)H1b成立。

表8 股權(quán)性質(zhì)與創(chuàng)新產(chǎn)出

續(xù)表：

2．產(chǎn)融結(jié)合方式與創(chuàng)新產(chǎn)出

產(chǎn)融結(jié)合方式指標由產(chǎn)融結(jié)合類型（CIF）和參與機構(gòu)多元化（NCIF）構(gòu)成，不同產(chǎn)融結(jié)合類型對創(chuàng)新產(chǎn)出的調(diào)節(jié)作用可能存在差異性，加入R&D*CIF交叉項，根據(jù)模型（5）進一步驗證國有高新技術(shù)企業(yè)中采用服務型產(chǎn)融結(jié)合與投資型產(chǎn)融結(jié)合對創(chuàng)新產(chǎn)出的調(diào)節(jié)作用。從表9回歸結(jié)果來看，兩種產(chǎn)融結(jié)合類型下的創(chuàng)新產(chǎn)出（PAN、SRR）均在5%水平上顯著大于0。在R&D*CIF交叉項中，顯著性水平與回歸系數(shù)均大于創(chuàng)新投入（R&D）與創(chuàng)新產(chǎn)出（PAN、SRR）單獨回歸結(jié)果，見表9。但服務型產(chǎn)融結(jié)合下創(chuàng)新產(chǎn)出（PAN、SRR）的兩個回歸系數(shù)略小于投資型產(chǎn)融結(jié)合下創(chuàng)新產(chǎn)出（PAN、SRR）的回歸系數(shù)，說明與服務型產(chǎn)融結(jié)合方式相比較，采用投資型產(chǎn)融結(jié)合更關(guān)注研發(fā)投資風險，有利于促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，假設(shè)H2b成立。

表9 產(chǎn)融結(jié)合類型與創(chuàng)新產(chǎn)出

續(xù)表：

加入R&D*NCIF交叉項，使用模型（6）檢驗參與金融機構(gòu)多元化與創(chuàng)新產(chǎn)出的調(diào)節(jié)作用是否存在差異，見表10。在R&D*NCIF交叉項中，參與產(chǎn)融結(jié)合的金融機構(gòu)多元化（NCIF）與創(chuàng)新產(chǎn)出（PAN、SRR）的多元化回歸系數(shù)顯著性水平為1%，顯著性水平和回歸系數(shù)均顯著大于金融機構(gòu)單一下的創(chuàng)新產(chǎn)出（PAN、SRR）的回歸結(jié)果。說明金融機構(gòu)多元化能分散研發(fā)投資風險，促進研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出，假設(shè)H3b成立。

表10 參與金融機構(gòu)多元化與創(chuàng)新產(chǎn)出

（四）穩(wěn)健性檢驗

考慮高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動活躍，研發(fā)人員數(shù)量占員工總數(shù)比例能夠反映企業(yè)創(chuàng)新投入，獲取發(fā)明專利的增長率和稅前利潤增長率能夠反映企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。本文在基于上述模型（1）-（6）的基礎(chǔ)上，對原變量替換后進行重新檢驗，檢驗結(jié)果與原結(jié)論未發(fā)生顯著變化，研究結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與啟示

本文以2009—2015年已實施產(chǎn)融結(jié)合的上市高新技術(shù)企業(yè)為研究對象，以2009—2018年財務數(shù)據(jù)為觀測值，采用傾向得分匹配法和回歸分析法實證分析股權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)融結(jié)合方式與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。實證結(jié)果表明：（1）政府補助并不能降低研發(fā)投資的風險，企業(yè)管理層為追求短期績效目標，可能改變政府補助的資金用途，實證結(jié)果顯示政府補助并未給高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新帶來顯著影響。產(chǎn)融結(jié)合能優(yōu)化資源配置，解決創(chuàng)新研發(fā)融資約束。國有高新技術(shù)企業(yè)實施產(chǎn)融結(jié)合利于遵從政府經(jīng)濟調(diào)整導向，將金融資本注入企業(yè)創(chuàng)新投資，促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整。（2）產(chǎn)融結(jié)合的類型和參與金融機構(gòu)多元化對國有高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效具有顯著差異。服務型的產(chǎn)融結(jié)合有利于企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的投入，而投資型的產(chǎn)融結(jié)合更有效調(diào)節(jié)研發(fā)投資的創(chuàng)新產(chǎn)出。參與金融公司的多元化進一步強化了對企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用。

基于本文的研究發(fā)現(xiàn)，服務型產(chǎn)融結(jié)合與投資型產(chǎn)融結(jié)合在創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出中產(chǎn)生截然不同的作用。國家應利用“政府”與“市場”雙翼，引導金融資本與產(chǎn)業(yè)資本的結(jié)合，發(fā)揮“互聯(lián)網(wǎng)”金融平臺的優(yōu)勢，讓更多的投資型產(chǎn)融結(jié)合助力中小型高新技術(shù)企業(yè)。鼓勵大型國有企業(yè)設(shè)立金融子公司，優(yōu)化資金配置和運營管理，以政策為導向，加大國家重點領(lǐng)域研發(fā)投資，實現(xiàn)創(chuàng)新成果的市場轉(zhuǎn)化。