□ 張微 方旭升 羅文兵 鄧明君

一、引言

當前中國正處于加快轉變經濟發(fā)展方式、優(yōu)化經濟結構、轉換增長動力的關鍵時期，也是跨越“中等收入陷阱”的攻關期，這對我國經濟發(fā)展的質量提出了更高要求。在此背景下，中央提出要深入貫徹新發(fā)展理念，加快構建“以國內大循環(huán)為主體，國際國內相互促進的新發(fā)展格局”。創(chuàng)新不僅是引領發(fā)展的第一動力，也是實現經濟高質量發(fā)展的必然選擇。習近平總書記在十九大報告中指出要“深化科技體制改革，建立以企業(yè)為主體、市場為導向、產學研深度融合的技術創(chuàng)新體系”。因此，加快科技創(chuàng)新，對于提升企業(yè)乃至國家競爭力具有重要意義。

相較于企業(yè)的其他活動，創(chuàng)新活動持續(xù)時間長、投入金額大、收益風險高，如果資金不足容易使創(chuàng)新活動中斷甚至半途而廢。更重要的是，企業(yè)創(chuàng)新活動易受到外部環(huán)境的影響，在不確定的外部經營環(huán)境下，企業(yè)需承擔更多不可逆的資金投入風險。2008年全球金融危機以來，為了應對經濟波動，政府頻繁地出臺一系列貨幣政策加劇了經濟政策的不確定性，同時在加快產業(yè)結構調整的趨勢下，企業(yè)來自競爭對手、市場需求等壓力增多，這些因素都加劇了企業(yè)經營環(huán)境的不確定性，進而影響企業(yè)的投資決策。

現有研究關于經營環(huán)境不確定性對企業(yè)實體投資的影響進行了討論，如投資效率、過度投資、投資不足，并考慮了股權性質、內部控制、高管權力、董事會成員等因素的影響。隨著企業(yè)創(chuàng)新活動受到學術界的廣泛關注，經營環(huán)境不確定性對創(chuàng)新的影響也得到了探討，但并未取得一致結論，部分學者認為環(huán)境不確定性會促使企業(yè)加大研發(fā)投入，迫使企業(yè)通過研發(fā)更多的產品以應對環(huán)境變化帶來的沖擊，但也有學者指出環(huán)境不確定性會削弱管理層預測特有信息的能力，使得管理者謹慎投資。同時已有文獻主要考察了內部控制質量、會計穩(wěn)健性，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)盈利能力等內部因素在其中的調節(jié)作用，但是較少有文獻關注到產融結合這種資源配置方式在其中發(fā)揮的作用?，F階段許多企業(yè)不乏大型實體企業(yè)通過參股、持股以及人事參與等方式將金融資本與實體資本進行結合，實現了多元化經營，更好地適應了市場變化1如華為公司開發(fā)了“Huawei Pay”（華為支付），開始進入支付領域，以及在2021年3月華為全資收購了一家非銀行支付機構——深圳市訊聯(lián)智付網絡有限公司，為開展其他金融業(yè)務奠定了基礎；又如聯(lián)想控股成員正奇控股為6000多家中小企業(yè)提供投融資支持和服務，以投貸聯(lián)動及其他賦能舉措助推科創(chuàng)企業(yè)發(fā)展及產業(yè)鏈價值提升；再如中石油集團在2021年在優(yōu)化組織架構后，明確了四大業(yè)務板塊，其中金融業(yè)成為其重點發(fā)展的業(yè)務之一。。但產融結合經濟后果卻褒貶不一，已有文獻表明企業(yè)產融結合或能發(fā)揮“蓄水池”效應，能夠防止現金流短缺帶來的負面影響，但也有研究認為企業(yè)過度涉足金融業(yè)會導致資金“脫實向虛”，使得相關資源被“擠出”，那么產融結合是否會對經營環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新的關系產生影響？這也是本文所關注的問題。

鑒于此，本文以2009-2020年我國A股上市公司為研究樣本，考察了經營環(huán)境不確定性對創(chuàng)新的影響，并探討了產融結合這種外部資源獲取方式在其中的調節(jié)作用。與已有文獻相比，本文從產融結合視角探討了經營環(huán)境不確定性與創(chuàng)新入的關系，豐富了經營環(huán)境不確定性、產融結合后果的相關文獻；研究表明產融結合具有“蓄水池”效應，這為促進企業(yè)資源合理配置、加快科技創(chuàng)新提供了新的視角。

二、理論分析與研究假設

（一）經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響

袁建國等（2015）指出，企業(yè)家精神進對企業(yè)的創(chuàng)新活動起著重要作用。一方面，復雜化的環(huán)境會對企業(yè)形成較大的壓力，這驅使企業(yè)通過開發(fā)更多產品來應對市場環(huán)境變化；另一方面，環(huán)境不確定性會激發(fā)管理者的企業(yè)家精神，它使得管理者努力克服路徑依賴，提升創(chuàng)新意愿，使企業(yè)保持競爭優(yōu)勢。然而創(chuàng)新活動由于其周期長、投資金額大、不確定程度高等特點往往會面臨嚴重的融資約束，因此創(chuàng)新活動主要依靠內源融資，但會面臨如下兩個難題：一是內部現金流不穩(wěn)定，容易受到外部環(huán)境的沖擊；二是創(chuàng)新活動的持續(xù)性使其面臨較高的調整成本，資金流的斷裂會使創(chuàng)新活動遭受很大損失。與此同時，經營環(huán)境不確定的上升往往會加劇內部現金流的不穩(wěn)定性，加大了管理層投資決策的難度，抑制了企業(yè)家精神的發(fā)揮，而創(chuàng)新活動本身具有收益不確定性，面臨環(huán)境不確定時管理者可能處于對職業(yè)風險的考慮而采取“觀望”的態(tài)度，選擇謹慎投資，因而會降低創(chuàng)新投入。此外，由于外部環(huán)境不確定性的增加，商業(yè)銀行可能出于風險規(guī)避的動機而縮小貸款規(guī)模，這使得企業(yè)通過債務融資進行創(chuàng)新的難度加大，進而阻礙了創(chuàng)新活動?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

H1:經營環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新存在負相關關系，即經營環(huán)境不確定性上升會抑制企業(yè)創(chuàng)新。

（二）產融結合在經營環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新中的調節(jié)作用

一方面，資源依賴理論指出，企業(yè)要想保持競爭優(yōu)勢離不開對外部資源的獲取，然而由于經營環(huán)境的不確定性以及創(chuàng)新活動本身的不穩(wěn)定性，企業(yè)會面臨不同程度的融資約束，進而導致了資金流斷裂問題。當外部環(huán)境發(fā)生變化時，參與金融活動有助于向金融市場傳遞良好的信號，提升企業(yè)聲譽。此外，企業(yè)通過產融結合有助于拓寬自身融資渠道，緩解融資約束，提升風險承擔能力，突破以往單一以銀行主導的融資模式的限制。因此產融結合具有“蓄水池”效應，能夠幫助企業(yè)應對環(huán)境變化產生的風險。Akkemik&Ozen（2014）的研究也表明，新興市場國家中非金融企業(yè)參與金融活動是為了應對不確定的外部經濟狀況，是在不確定環(huán)境中生存的一種習慣性經營方式，有助于促進企業(yè)長遠發(fā)展。由以上分析產融結合有助于緩解經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

另一方面，由于委托代理問題的存在，管理層對經營活動有著較大的決策權，而經營環(huán)境不確定性程度的上升增加了股東與其他利益相關者對管理層行為監(jiān)督的難度，這給管理層通過金融活動為自身謀取私利提供了機會。由于金融資本高收益的特點，企業(yè)從金融渠道獲益后未將資金用于投資創(chuàng)新活動，反而進一步投資金融領域，形成炒錢循環(huán)，因此產融結合可能導致有限的創(chuàng)新資源被占用，進一步阻礙了創(chuàng)新活動，因此產融結合會加劇經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

綜合以上分析可以得出，產融結合會產生兩種不同的調節(jié)作用，故提出如下假設：

H2a: 產融結合會削弱經營環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的負相關關系。

H2b: 產融結合會加劇經營環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新之間的負相關關系。

三、研究設計

（一）樣本選取

本文選取2009-2020年中國滬深兩市A股上市公司的數據為原始研究樣本，并對數據做了如下處理：①剔除金融類的公司樣本；②剔除觀測期間內被ST、*ST、PT的公司樣本；③剔除資不抵債的公司樣本；④剔除主要變量缺失的公司樣本，最終得到11614個樣本。研究所需數據來自于CSMAR數據庫，同時為了降低異常值帶來的影響，本文對企業(yè)層面的所有連續(xù)變量進行1%和99%分位的縮尾（winsorize）處理。

（二）變量說明

1.被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新（rd_s）

已有文獻主要從企業(yè)的創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產出來衡量企業(yè)創(chuàng)新，本文主要關注在面對經營環(huán)境不確定性時企業(yè)投資的情況，因此用創(chuàng)新投入代表企業(yè)創(chuàng)新，衡量方式為研發(fā)投入的自然對數?？紤]到經營環(huán)境不確定性影響的滯后效應，因此在回歸時本文將企業(yè)創(chuàng)新指標前導一期。

2.解釋變量：經營環(huán)境不確定性（eu）

外部環(huán)境的波動最終會影響到企業(yè)活動層面，參考申慧慧等（2012）的做法，本文采用公司的業(yè)績波動來衡量經營環(huán)境不確定性。具體來說，首先構建如下OLS模型估計公司過去5年的非正常銷售收入：

sale表示銷售收入，year表示年份，觀測值是過去第4年則取值為1，觀測值是當年則取值為5，殘差 則表示非正常銷售收入；其次，用非正常銷售收入的標準差除以過去5年銷售收入的平均值得到未經行業(yè)調整的環(huán)境不確定性；最后，以同年度同行業(yè)所有公司未經行業(yè)調整的環(huán)境不確定性的中位數作為行業(yè)環(huán)境不確定性，再用未經行業(yè)調整的環(huán)境不確定性除以行業(yè)環(huán)境不確定性，得到各公司經行業(yè)調整后的經營環(huán)境不確定性（eu）。

3.調節(jié)變量：產融結合（fin）

在我國，由于政策規(guī)定銀行業(yè)不能投資實業(yè)，銀行資本難以與產業(yè)資本結合，企業(yè)產融結合的發(fā)展方式就不能沿著“由融而產”的路徑發(fā)展，而主要是“由產而融”。故現階段我國的產融結合多為產業(yè)集團從事金融業(yè)務，即“產業(yè)投資金融”。參考已有研究，本文采用金融資產占總資產的比重來衡量企業(yè)從事金融業(yè)務的情況，從而衡量企業(yè)產融結合的程度。根據中國企業(yè)會計準則，金融資產主要包括：貨幣資金、交易性金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資、發(fā)放貸款及墊款、投資性房地產，本文納入投資性房地產是因為近年來房地產越來越呈現出金融衍生品的特性。由于新會計準則對金融工具進行了調整，對于2018-2020年的樣本，金融資產包括：貨幣資金、交易性金融資產、發(fā)放貸款及墊款、投資性房地產、債權投資、其他債權投資、其他權益投資工具以及其他非流動金融資產。

4.控制變量

本文同時引入了如下控制變量：盈利能力（roa）、財務杠桿率（lev）、企業(yè)價值（tobin）、股權集中度（top1）、董事會規(guī)模（board）、獨立董事比例（indep）、企業(yè)規(guī)模（size）、企業(yè)年齡（age）以及產權性質（state），變量具體說明如表1所示。

表1 變量定義與說明

（三）模型設定

本文構建如下回歸模型驗證上述假設：

其中，模型（2）用于檢驗經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，模型（3）用于檢驗產融結合在環(huán)境經營環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新中的調節(jié)效應，本文在研究中還控制了行業(yè)固定效應（indcd）與時間固定效應（year）。為了便于解釋，本文對模型（3）中交互項（eu×fin）進行了中心化（center）處理。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

由表2變量描述性統(tǒng)計結果可以看到，企業(yè)創(chuàng)新投入（rd_s）的標準差為1.554，這說明不同個體之間創(chuàng)新投入差別較大。產融結合（fin）的平均值為0.2，中位數為0.17，最大值為0.798，這說明產融結合水平呈右偏分布，且部分企業(yè)產融結合水平較高。此外，產權性質（state）平均值為0.429，說明有42.9%樣本為國有企業(yè)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結果

lev 11614 0.435 0.191 0.0310 0.430 0.912 tobin 11614 2.077 1.278 0.828 1.673 11.08 top1 11614 0.339 0.143 0.0801 0.317 0.764 board 11614 2.257 0.175 1.792 2.303 2.773 indep 11614 0.375 0.0543 0.300 0.333 0.600 size 11614 22.43 1.224 19.71 22.25 26.27 age 11614 2.871 0.306 1.792 2.890 3.970 state 11614 0.429 0.495 0 0 1

（二）相關性分析

表3報告了主要變量的Pearson相關系數，eu與rd_s的系數為-0.095，且至少在1%的水平上顯著，說明在不考慮其他因素的影響時，經營環(huán)境不確定性程度越高，創(chuàng)新投入越低，初步滿足假設H1。在多元回歸分析前，本文還對回歸變量進行了單變量分析。將eu從小到大進行排序按照二分位分為經營環(huán)境不確定性較低組與經營環(huán)境不確定性較高組，對企業(yè)的組間差異進行分析，結果如表4所示。經營環(huán)境不確定性較低組的創(chuàng)新投入為18.300，高于環(huán)境不確定性高組的17.982，且通過了1%水平的統(tǒng)計性檢驗，中位數檢驗結果也類似，以上結果均符合假設H1的預期結果。

表3 主要變量Spearson相關系數

表4 經營環(huán)境不確定性分組下企業(yè)創(chuàng)新的差異性檢驗

（三）多元回歸分析

1.經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響

表5報告了假設1的多元回歸檢驗結果。第（1）列中未控制行業(yè)和年份效應，結果顯示eu系數為-0.1241，且在1%的水平上顯著；第（2）列顯示，控制了行業(yè)和年份效應后，eu系數為-0.0939，仍在1%的水平上顯著。以上結果表明，經營環(huán)境不確定性與企業(yè)創(chuàng)新呈負相關關系，即經營環(huán)境不確定性會抑制企業(yè)創(chuàng)新，這支持了假設H1。

表5 經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新影響的檢驗結果

注：★★★、★★、★分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內t值經Robust修正；Control代表前文所述的控制變量。

2.產融結合的調節(jié)作用

前文得出經營環(huán)境不確定性會抑制企業(yè)創(chuàng)新，若假設H2a 成立，則應觀察到交乘項（eu×fin）顯著為正；若假設H2b成立，則應觀察到交乘項（eu×fin）顯著為負。表6報告了檢驗結果，列（1）結果表明，eu的回歸系數仍在1%的水平上顯著為負，但本文重點關注的eu×fin的系數為0.1998，且通過了5%水平的統(tǒng)計性檢驗，這說明企業(yè)產融結合起到了“蓄水池”效應，緩解了經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。進一步地，本文將金融業(yè)務分為短期金融業(yè)務與長期金融業(yè)務，分別考察其調節(jié)作用，結果如列（2）和列（3）所示，可以看到eu×fin_short的系數在5%的水平上顯著為正，而eu×fin_long的系數為正但不顯著，說明是短期金融業(yè)務發(fā)揮了主導作用。以上結果表明產融結合緩解了經營環(huán)境不確定性給企業(yè)創(chuàng)新帶來的負面影響，假設H2a得證。

表6 金融資產配置調節(jié)作用的檢驗結果

3.融資約束的異質性

考慮到不同融資約束企業(yè)在面對經營環(huán)境不確定性時的決策差異，本文還基于融資約束異質性做了進一步分析。具體來說融資約束較低的企業(yè)其融資渠道可能更加多元化，因此通過產融結合的方式更能抵御外部環(huán)境的沖擊。參考鞠曉生等（2013）的做法，本文采用sa指數來衡量融資約束，這是因為該指標不包含財務指標，具有很強的外生性，具體計算公式如下：

其中，size表示企業(yè)規(guī)模，計算方式為總資產（單位:百萬）的自然對數，age表示企業(yè)成立年限。sa為負且絕對值越大，代表企業(yè)受到的融資約束越嚴重。本文通過描述性統(tǒng)計發(fā)現sa均為負值，說明不存在異常值。本文進一步將sa做絕對值處理，分為融資約束低組與融資約束高組，并將回歸結果報告在表7列（1）中?？梢钥吹较啾热谫Y約束高組的企業(yè)，融資約束低組企業(yè)的eu×fin更加顯著，說明融資約束低的企業(yè)具備更強的資金儲蓄意愿與儲蓄條件，通過產融結合更好地實現資金流轉。

表7 產融結合調節(jié)作用的異質性檢驗

4.股權集中度異質性

本文還基于股權集中度的異質性做了進一步分析，已有研究表明隨著大股東持股比例的上升，大股東不僅加強了對管理層的“監(jiān)督效應”，而且對公司的掏空意愿下降。本文按照第一大股東持股比例（top1）從小到大分成兩組，回歸結果如表7列（2）所示。股權集中度高組eu×fin的系數為0.6650，且在1%的水平上顯著，而股權集中度低組則顯著為負，這說明股權集中度高的企業(yè)中產融結合可以更有效地緩解企業(yè)創(chuàng)新投入不足的問題；而股權集中度低的企業(yè)中，則可能由于監(jiān)督不足，管理層謀取私有收益的動機加大，產融結合這種金融資源配置方式反而造成了創(chuàng)新資源被“擠出”。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.工具變量法

本文使用工具變量來緩解研究可能產生的內生性問題，并采用廣義—矩估計法（IV-GMM）估計相關模型。參照已有研究的做法，本文采用環(huán)境不確定性（eu）的滯后一期與滯后二期作為工具變量，檢驗表明不存在識別不足與弱工具變量問題；第二階段結果顯示，控制內生性后，檢驗環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新仍產生了顯著的負面影響，說明結論是穩(wěn)健的。

2.縮小樣本區(qū)間

2008年全球金融危機后，我國經濟受到了較大的影響，這對企業(yè)的創(chuàng)新活動可能產生持續(xù)的影響。因此，本文剔除了2009、2010、2011三年的樣本進一步檢驗，結果表明結論未發(fā)生改變。

3.替換產融結合的度量方式

考慮到本文產融結合的指標可能存在過于寬泛的問題，因此用貨幣資金、交易性金融資產與投資性房地產（fin2）占總資產的比重替換原有的指標進行估計。結果發(fā)現不管在全樣本還是不同融資約束與股權集中度的分組樣本中，主要結論均未發(fā)生改變，證明了結論的穩(wěn)健性。

表8 穩(wěn)健性檢驗：工具變量法及縮小樣本區(qū)間

表9 穩(wěn)健性檢驗：替換產融結合的指標

注：★★★、★★、★分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，括號內t值經Robust修正；Control代表前文所述的控制變量。

五、研究結論與啟示

（一）研究結論

本文以2009-2020年我國滬深兩市A股上市公司的數據，實證檢驗了經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并考察了產融結合在其中的調節(jié)作用，主要得到以下結論：（1）經營環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的抑制作用，即隨著經營環(huán)境不確定性的上升，企業(yè)創(chuàng)新投入將減少；（2）產融結合緩解了環(huán)境不確定性對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用，且這一效應主要體現在短期金融業(yè)務上；（3）產融結合的調節(jié)效應主要存在于融資約束低的企業(yè)以及股權集中度高的企業(yè)，而融資約束高的企業(yè)與股權集中度低的企業(yè)中未表現出此類效應。

（二）啟示與政策建議

第一，加大對企業(yè)創(chuàng)新的扶持力度，營造良好的技術創(chuàng)新氛圍。企業(yè)創(chuàng)新是一個需要長期、大量資金投入的過程，一旦資金流斷裂則可能產生高額的沉沒成本，而經營環(huán)境的不確定性加劇了創(chuàng)新投入的風險以及降低了銀行的貸款意愿，使得企業(yè)的創(chuàng)新活動可能面臨嚴重的資金短缺問題。政府應從政策或者財政補貼上對企業(yè)創(chuàng)新活動予以支持，通過放寬政府補助或政策扶持的門檻的方式，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力，增強企業(yè)風險抵御外部風險的能力。同時政府等有關部門應當加強對企業(yè)知識產權的保護，并給予企業(yè)創(chuàng)新成果切實的回報，為市場主體的技術創(chuàng)新提供公開、公平、高效的創(chuàng)新環(huán)境，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新潛力，在質與量上引導企業(yè)創(chuàng)新。

第二，加強產融結合的同時要防止企業(yè)“脫實向虛”。本文發(fā)現環(huán)境不確定性下企業(yè)通過產融結合能夠反哺“創(chuàng)新”活動，這對企業(yè)提升市場資源配置效率、增強競爭優(yōu)勢具有重要的啟示意義。政府可以推動構建多維度的融資平臺、加強金融工具服務實體資本的能力與效率，增強企業(yè)的融資能力，從而有效應對不斷變化的外部環(huán)境。但另一方面，若越來越多的實體企業(yè)過度參與金融業(yè)務，導致了資金“脫實向虛”的問題，因此如何引導資金流向實業(yè)至關重要。政府有關部門要加強對企業(yè)資金流向的監(jiān)管，對胡亂套利的行為嚴格把控，避免企業(yè)“脫實向虛”，使得金融真正意義上地服務實體企業(yè)，而不是讓資金在虛擬領域“空轉”。另外對于企業(yè)來說，在產融結合的過程中必須明確業(yè)務邊界，做好風險隔離，把握好資源配置比例，使產融結合充分發(fā)揮協(xié)同效應。