楊松令，張 雄，李付彩

（北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，北京 100124）

1 研究背景

科創(chuàng)企業(yè)在推進國家整體創(chuàng)新水平提高上發(fā)揮著重要的作用，而且在解決就業(yè)問題、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、維護社會穩(wěn)定等方面也發(fā)揮重要作用。對于科創(chuàng)企業(yè)來說，創(chuàng)新是其本質(zhì)特征，也是其持續(xù)發(fā)展的源動力。在當前大力提倡大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新（以下簡稱“雙創(chuàng)”）的背景下，鼓勵科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新更是被提到了國家戰(zhàn)略的高度。但創(chuàng)新活動本身需要大量的資金投入，而且具有較高的不確定性［1］，科創(chuàng)企業(yè)很難依靠有限的自有資金維持創(chuàng)新活動，必須尋求外部的資金支持［2］，所以，融資模式對科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新的影響成為學(xué)術(shù)界與企業(yè)關(guān)注的重點之一。

近年來，我國出臺了一系列政策改善科創(chuàng)企業(yè)的融資環(huán)境、提高科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新能力，特別是在2015 年正式開始實施的“雙創(chuàng)”政策，通過落實《中華人民共和國促進科技成果轉(zhuǎn)化法》等多部法律法規(guī)、免征小型微利企業(yè)所得稅等89 項稅收優(yōu)惠政策、建設(shè)雙創(chuàng)示范基地等多項強有力的措施，增強了科創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)新能力、激發(fā)了社會創(chuàng)造力。解決科創(chuàng)企業(yè)的融資問題是“雙創(chuàng)”政策關(guān)注的重點之一。2015 年《國務(wù)院關(guān)于大力推進大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新若干政策措施的意見》明確提出，要通過搞活金融市場、實現(xiàn)便捷融資來緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束問題，具體方式包括優(yōu)化資本市場、創(chuàng)新銀行支持方式、豐富創(chuàng)業(yè)融資新模式，對科創(chuàng)企業(yè)的融資模式與創(chuàng)新產(chǎn)出具有深遠影響。

本研究可能具有的貢獻表現(xiàn)在：（1）用企業(yè)歷年新增發(fā)明專利授權(quán)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，運用自然實驗的方法探討企業(yè)融資模式對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，并考慮了企業(yè)規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)，進一步豐富了相關(guān)領(lǐng)域的研究；（2）將研究對象聚焦于科創(chuàng)企業(yè)，不僅為后續(xù)科創(chuàng)企業(yè)相關(guān)研究提供借鑒，也為科創(chuàng)企業(yè)的管理決策和政府相關(guān)政策的制定提供參考；（3）基于“雙創(chuàng)”政策實施設(shè)計自然實驗，不僅提高了研究的穩(wěn)健性，也同時探討了政策的實施效果，對相關(guān)政策的進一步推廣、深化實施具有參考價值。

2 理論分析與研究假設(shè)

科創(chuàng)企業(yè)的生存和發(fā)展依賴于技術(shù)創(chuàng)新，只有在不斷創(chuàng)新的情況下才能持續(xù)盈利。在創(chuàng)新過程中，科創(chuàng)企業(yè)面臨較大的風(fēng)險，需要協(xié)調(diào)投資者間的利益分配、管理與信貸機構(gòu)之間的信貸關(guān)系，同時也會因融資模式的選擇而面臨控股權(quán)稀釋、強制性披露內(nèi)部信息、代理問題等困境，因此，不同的融資模式會給企業(yè)帶來不同的風(fēng)險，從而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生不同的影響［4］。

2.1 內(nèi)源融資、企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出

基于融資優(yōu)序理論，采用內(nèi)源融資模式支持企業(yè)創(chuàng)新具有許多優(yōu)勢。首先，內(nèi)源融資的融資成本低，不需要手續(xù)費，也不需要定期支付利息或向其他利益相關(guān)者分享企業(yè)利潤，可以降低科創(chuàng)企業(yè)財務(wù)壓力［5］。其次，內(nèi)源融資不需要資產(chǎn)做抵押，也不需要嚴格的信息披露及財務(wù)擔(dān)保，比較容易獲得；而且，運用內(nèi)源融資獲得的資金支持創(chuàng)新活動不需要遵守與其他方簽訂的契約，也沒有限制性條款，資金使用更為靈活［6］。此外，內(nèi)源融資不存在對企業(yè)控制權(quán)的影響，不會因信息不對稱等原因產(chǎn)生委托代理問題，給企業(yè)治理帶來的影響較小，特別是對于小型科創(chuàng)企業(yè)來說，其信用水平更低、貸款難度更大，而且也很難吸引投資者從而獲得股權(quán)投資［7］。所以，對于小型科創(chuàng)企業(yè)而言，內(nèi)源融資對其創(chuàng)新的意義更加重大。因此，本研究提出如下假設(shè)：

H1：科創(chuàng)企業(yè)的內(nèi)源融資對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有促進作用。對于小型科創(chuàng)企業(yè)而言，內(nèi)源融資對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用更加明顯。

2.2 銀行貸款、企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出

對于科創(chuàng)企業(yè)而言，內(nèi)源融資無法支撐企業(yè)的創(chuàng)新活動，所以需要尋求外部的資金支持。銀行貸款是科創(chuàng)企業(yè)重要的外源融資模式之一。從融資優(yōu)序理論角度看，銀行貸款的取得成本相比股權(quán)融資較低，而且貸款利息能夠產(chǎn)生稅盾效應(yīng)，幫助企業(yè)節(jié)省資金；此外，銀行主要通過關(guān)系治理和契約治理控制風(fēng)險，對企業(yè)開展風(fēng)險較高的創(chuàng)新活動會進行嚴格監(jiān)督和管理，這也能夠很好地約束企業(yè)的投資行為、提高企業(yè)的資金使用效率。對于小型科創(chuàng)企業(yè)而言，由于盈利能力不足，內(nèi)源融資可獲得的資金較少，而且其面臨的外部融資約束較高，獲得外部融資的難度較大［8］。所以銀行貸款對于小型科創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)新活動更為重要。因此，本研究提出如下假設(shè)：

H2：科創(chuàng)企業(yè)的銀行貸款對創(chuàng)新產(chǎn)出具有促進作用。對于小型科創(chuàng)企業(yè)而言，銀行貸款對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用更加明顯。

校園足球研究的作者地域遍布在24個省、自治區(qū)和直轄市（見表6），地域分布廣泛，但地區(qū)差異明顯，分布不均衡．從表6可以看出，校園足球的研究主要集中在上海、北京、廣東、湖北、山東、江蘇和遼寧等地，共發(fā)文76篇，占發(fā)文總量的61.29%，與這些地區(qū)的經(jīng)濟文化發(fā)展水平高，足球運動開展活躍有關(guān)．

2.3 股權(quán)融資、企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出

基于控制權(quán)理論，企業(yè)進行股權(quán)融資不僅會稀釋對自身的控制權(quán)，而且也需要與投資者分享利潤［9］，特別是對于科創(chuàng)企業(yè)而言，控股股東、實際控制人往往也是企業(yè)的核心技術(shù)人員，享受創(chuàng)新成果帶來的大部分收益。雖然股權(quán)融資能夠在收益與風(fēng)險的匹配上適合科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新活動的投資特點［10］，但是過多的股權(quán)融資一方面會改變科創(chuàng)企業(yè)的股權(quán)架構(gòu)，減少核心技術(shù)人員從創(chuàng)新產(chǎn)出中獲得的經(jīng)濟利益，從而減弱了創(chuàng)新積極性，另一方面也會因為其他股東的加入帶來公司治理問題，降低企業(yè)創(chuàng)新決策效率。如果科創(chuàng)企業(yè)想要通過公開發(fā)行股票獲得資金，還需要面臨資本市場嚴格的信息披露要求，而科創(chuàng)企業(yè)的技術(shù)研發(fā)等專有信息不便為競爭者所知，否則會影響企業(yè)創(chuàng)新的資產(chǎn)專用性和收益的弱排他性［11］。但是，對于小型科創(chuàng)企業(yè)而言，企業(yè)發(fā)展還處于早期階段，自身盈利能力較弱，而股權(quán)融資大多來自風(fēng)險投資者，經(jīng)驗較為豐富［12］，所以，股權(quán)融資對小型科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的負面影響會比較小。因此，本研究提出如下假設(shè)。

H3：科創(chuàng)企業(yè)的股權(quán)融資對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有抑制作用。對于小型科創(chuàng)企業(yè)而，股權(quán)融資對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的抑制作用較弱。

2.4 “雙創(chuàng)”政策的影響

“雙創(chuàng)”政策是促進我國經(jīng)濟由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)為創(chuàng)新驅(qū)動的重要舉措，“雙創(chuàng)”政策的實施對我國經(jīng)濟增長及企業(yè)創(chuàng)新水平提高起到明顯的促進作用［13］。提高小型企業(yè)創(chuàng)新能力、幫助小型企業(yè)持續(xù)發(fā)展是“雙創(chuàng)”政策的目標之一，也是政府系列工作的重點［14］。國家實施一系列舉措激勵小型企業(yè)開展創(chuàng)新活動，如減免小型企業(yè)稅收、加大對小型企業(yè)資金支持力度以及建立科創(chuàng)企業(yè)孵化器等，有效地改善了小型科創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境，緩解了企業(yè)創(chuàng)新過程中的資金壓力。這也為本研究設(shè)計自然實驗提供了客觀條件。

“雙創(chuàng)”政策實施后，中關(guān)村示范區(qū)科創(chuàng)企業(yè)的融資約束得到有效緩釋，企業(yè)可以更加自由地選擇獲取資金的渠道，不同融資模式對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響作用會因此有所減弱；同時，企業(yè)關(guān)注的重點不再僅僅是創(chuàng)新產(chǎn)出，也將創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化作為企業(yè)發(fā)展的重要因素，特別是對于小型企業(yè)而言，由于企業(yè)自身條件的限制，創(chuàng)新產(chǎn)出受融資模式的影響較大，而“雙創(chuàng)”政策關(guān)注的重點即為小型企業(yè)。所以，本研究認為，“雙創(chuàng)”政策的實施能夠減弱小型科創(chuàng)企業(yè)融資模式對于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵或抑制作用。因此，本研究提出如下假設(shè)：

H4：“雙創(chuàng)”政策實施后，融資模式不再是小型科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的重要影響因素，內(nèi)源融資、銀行貸款、股權(quán)融資對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出不具有顯著影響。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

以2013—2018 年中關(guān)村示范區(qū)科創(chuàng)企業(yè)為研究對象，按照研究慣例去除數(shù)據(jù)缺失企業(yè)、金融類行業(yè)企業(yè)以及上市公司中被ST 處理的企業(yè)后，得到研究樣本398 家企業(yè)，其中A 股上市公司189 家、非A 股上市公司209 家。企業(yè)的專利數(shù)據(jù)從incoPat 數(shù)據(jù)庫中獲取，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫、Wind數(shù)據(jù)庫及Choice 金融終端，或在此基礎(chǔ)上筆者手工計算獲得。數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計工作在Python3.8.0 及Stata15.0 中進行。

3.2 變量定義

基于2015 年“雙創(chuàng)”政策實施設(shè)計自然實驗，檢驗科創(chuàng)企業(yè)融資模式對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。參考Murillo 等［15］的方法，將“雙創(chuàng)”政策實施前1 年規(guī)模高于樣本中位數(shù)的企業(yè)作為實驗組，基準回歸及穩(wěn)健性檢驗過程中所用變量及含義如下：

（1）被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。在基準回歸中，采用企業(yè)各年新增發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量來衡量。在穩(wěn)健性檢驗中，運用企業(yè)歷年新增發(fā)明專利申請數(shù)量、新增專利授權(quán)數(shù)量進行驗證。

（2）解釋變量：企業(yè)融資模式比率。借鑒李斌等［16］和黃宏斌等［17］的研究設(shè)計內(nèi)源融資比率、銀行貸款比率、股權(quán)融資比率來度量企業(yè)的融資模式。在進行自然實驗時，設(shè)計啞變量After，“雙創(chuàng)”政策實施（2015 年）后，After 取值為1；否則取值為0。按“雙創(chuàng)”政策實施前1 年（2014 年）企業(yè)規(guī)模劃分實驗組和對照組，將年末總資產(chǎn)小于樣本中位數(shù)的企業(yè)定為實驗組，變量Group 取值為1；否則取值為0。

（3）控制變量：參考已有研究，采用的控制變量包括政府補助、銷售凈利率、資產(chǎn)凈利率、固定資產(chǎn)比率、財務(wù)杠桿、企業(yè)年齡，并對年份、企業(yè)所屬行業(yè)進行控制。

樣本變量定義及計算方法如表1 所示。

表1 樣本變量定義及計算方法

表1 （續(xù)）

3.3 模型構(gòu)建

本研究通過分組回歸的方式來驗證假設(shè)。以內(nèi)源融資為例，所采用的多元回歸模型如下：

式（1）中：創(chuàng)新產(chǎn)出IQi,t為被解釋變量，股權(quán)融資率IFi,t為解釋變量，其余為控制變量；I為不同企業(yè)，t為不同年限。

按照After、Group 取值進行分組回歸，對比系數(shù)β1的數(shù)值大小及顯著性來驗證假設(shè)。分析銀行貸款、股權(quán)融資對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響時，回歸模型及分析方式同上。

4 實證檢驗

4.1 描述性統(tǒng)計

由表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果可知，樣本企業(yè)間創(chuàng)新能力差距較大，企業(yè)歷年發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量、發(fā)明專利申請數(shù)量及歷年專利授權(quán)數(shù)量間存在一定差距。從IF、BL、EF 均值來看，股權(quán)融資在樣本企業(yè)融資總額中所占比重最高，這也與李斌等［16］的研究結(jié)論保持一致。

表2 樣本主要變量描述性統(tǒng)計

表3 中列示了“雙創(chuàng)”政策實施前后主要變量的均值差異T 檢驗結(jié)果，可以看出政策實施后，樣本企業(yè)創(chuàng)新能力顯著提高，發(fā)明專利授權(quán)量、發(fā)明專利申請量、專利授權(quán)量明顯增加；同時，股權(quán)融資在樣本企業(yè)融資總額中所占比重增加，內(nèi)源融資的比重有所下降。從不同融資模式指標均值來看，“雙創(chuàng)”政策實施前后，樣本企業(yè)的融資模式偏好順序沒有發(fā)生改變。

表3 樣本主要變量分組均值檢驗

表3 （續(xù)）

4.2 相關(guān)性分析

表4 中列示了樣本的各個變量間相關(guān)性分析結(jié)果，可看出內(nèi)源融資、銀行貸款與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，股權(quán)融資與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，與本研究假設(shè)相符；同時，解釋變量、控制變量之間也存在相關(guān)性。在下文回歸統(tǒng)計過程中檢驗方差膨脹因子來避免多重共線性問題。

表4 樣本主要變量相關(guān)性分析

4.3 實證結(jié)果

4.3.1 融資模式、企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出

表5 中列示全樣本回歸結(jié)果及按照企業(yè)規(guī)模分組回歸結(jié)果，即以創(chuàng)新產(chǎn)出為因變量進行回歸分析時各自變量的回歸系數(shù)。在全樣本回歸中，內(nèi)源融資率與銀行貸款率回歸系數(shù)為正，股權(quán)融資率回歸系數(shù)為負，且均在1%的置信水平下顯著；在分組回歸中，實驗組各融資模式比率的回歸系數(shù)顯著性較高，對照組各融資模式比率的回歸系數(shù)顯著性較低，兩組各個融資模式比率的回歸系數(shù)的符號與全樣本回歸結(jié)果保持一致。由此驗證了本研究的假設(shè)H1、H2、H3。各個模型的方差膨脹因子均小于10，說明模型不存在多重共線性問題。

表5 樣本的融資模式、企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系

表5 （續(xù)）

4.3.2 “雙創(chuàng)”政策實施的影響

表6和表7中分別列示實驗組和對照組在“雙創(chuàng)”政策實施前后的分組回歸結(jié)果，即以創(chuàng)新產(chǎn)出為因變量進行回歸分析時各變量的回歸系數(shù)。由各融資模式指標的系數(shù)可看出，不管是實驗組還是對照組，政策實施前后內(nèi)源融資比率和銀行貸款比率的回歸系數(shù)均為正，股權(quán)融資比率的回歸系數(shù)均為負，說明主效應(yīng)回歸結(jié)果有較好的穩(wěn)健性。從實驗組的分組回歸結(jié)果來看，在“雙創(chuàng)”政策實施后，各融資模式比率系數(shù)的顯著性明顯降低，說明政策的實施顯著減弱了小型科創(chuàng)企業(yè)融資模式對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。從對照組的回歸結(jié)果來看，“雙創(chuàng)”政策實施前后，各融資模式比率系數(shù)的顯著性均較低，進一步證實了大型科創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出受融資模式的影響較小、而小型科創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出受融資模式的影響較大的假設(shè)。各個模型的方差膨脹因子均小于10，說明模型不存在多重共線性問題。

表6 “雙創(chuàng)”政策實施的影響：實驗組

表7 “雙創(chuàng)”政策實施的影響：對照組

表7 （續(xù)）

4.4 穩(wěn)健性檢驗

采取以下方式進一步驗證上述實證結(jié)果的穩(wěn)健性：（1）改變解釋變量度量方式，用樣本企業(yè)歷年發(fā)明專利申請量指標IQ1和歷年專利授權(quán)量指標IQ2衡量企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，重復(fù)上述實證研究過程；（2）考慮到樣本企業(yè)中包含A 股上市公司及非A 股上市公司可能對實證結(jié)果產(chǎn)生影響，分組進行回歸。穩(wěn)健性測試結(jié)果與上文回歸結(jié)果基本保持一致，說明本研究結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

5 結(jié)論與啟示

本研究以2013—2018 年中關(guān)村示范區(qū)398 家科創(chuàng)企業(yè)為樣本，基于“雙創(chuàng)”政策實施設(shè)計自然實驗，驗證融資模式對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，并進一步采用分組回歸的方式檢驗企業(yè)規(guī)模及政策實施的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）股權(quán)融資占企業(yè)總?cè)谫Y額比重最高，其余依次為內(nèi)源融資、銀行貸款；“雙創(chuàng)”政策實施后，股權(quán)融資所占比重進一步提高，而內(nèi)源融資率逐年遞減。說明在我國科創(chuàng)企業(yè)中存在一定的過度投資現(xiàn)象，導(dǎo)致資金使用效率下降。（2）內(nèi)源融資和銀行貸款對科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出起到促進作用；股權(quán)融資由于分散了科創(chuàng)企業(yè)控制權(quán)、減弱了核心科技人員的創(chuàng)新熱情等，對科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出存在抑制作用。在小型科創(chuàng)企業(yè)中，不同融資模式對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響更加顯著。（3）“雙創(chuàng)”政策實施后，小型科創(chuàng)企業(yè)的融資約束問題得到有效緩解，融資模式的選擇不再是影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的重要因素。本研究不僅對當前關(guān)于融資模式與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的學(xué)術(shù)分歧提供穩(wěn)健的經(jīng)驗證據(jù)，而且為后續(xù)科創(chuàng)企業(yè)相關(guān)研究提供借鑒。

基于以上結(jié)論，得到的主要啟示如下：（1）對于科創(chuàng)企業(yè)而言，不同融資模式對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出具有不同影響，其中股權(quán)融資由于控制權(quán)、代理問題等原因?qū)?chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生負面影響，然而，科創(chuàng)企業(yè)對這兩種融資方式的偏好程度較高。建議政府相關(guān)部門幫助企業(yè)完善公司治理，調(diào)整融資決策，并進一步完善我國的資本市場體系及相關(guān)制度，做好科創(chuàng)企業(yè)創(chuàng)始人控制權(quán)的保護，鼓勵科創(chuàng)企業(yè)執(zhí)行雙重股權(quán)制度。（2）小型科創(chuàng)企業(yè)在創(chuàng)新過程中面臨的風(fēng)險更大、受到的阻礙更多，“雙創(chuàng)”政策的實行有效地優(yōu)化了小型科創(chuàng)企業(yè)的融資環(huán)境，緩解了融資模式對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。建議政府進一步完善小型科創(chuàng)企業(yè)管理制度，提高企業(yè)規(guī)范化程度，并進一步改善企業(yè)的創(chuàng)新環(huán)境，從而提高我國科創(chuàng)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和發(fā)展水平。