杜朝運 泉州師范學院商學院

楊柏樂 申萬宏源證券承銷保薦有限責任公司

一、引言

產(chǎn)融結(jié)合是指產(chǎn)業(yè)資本和金融資本出于特定的動機和目的，通過持有股份、人事參與等方式形成密切的產(chǎn)權(quán)聯(lián)系。產(chǎn)融結(jié)合所形成的金融機構(gòu)與實體企業(yè)之間的產(chǎn)權(quán)聯(lián)系能夠拓寬二者之間信息溝通的渠道，提高信息溝通質(zhì)量，從而在一定程度上減少金融機構(gòu)與實體企業(yè)之間信息不對稱的影響，降低投資前逆向選擇和投資后發(fā)生道德風險的可能性，緩解企業(yè)融資約束，分擔企業(yè)風險。顯然，這些都有助于改善企業(yè)創(chuàng)新的環(huán)境，成為企業(yè)創(chuàng)新的有利條件。然而，由于我國對金融機構(gòu)持股實體企業(yè)存在較多的限制，國內(nèi)目前關(guān)于產(chǎn)融結(jié)合的研究幾乎都是從實體企業(yè)對金融機構(gòu)參股、控股入手，致使絕大部分關(guān)于產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)創(chuàng)新方面的研究以實體企業(yè)對金融機構(gòu)的參股、控股為基本視角，鮮有研究金融機構(gòu)對實體企業(yè)持股的情況。事實上，金融機構(gòu)持股實體企業(yè)可以利用其股東身份對企業(yè)創(chuàng)新活動進行甄別和監(jiān)督，從而進一步提升企業(yè)創(chuàng)新活動的成果轉(zhuǎn)化率（楊箏等，2019）。

險資持股屬于“由融到產(chǎn)”的產(chǎn)融結(jié)合模式，保險公司作為特定的產(chǎn)融結(jié)合主體，對于企業(yè)創(chuàng)新活動有著特殊的影響和價值，能夠緩解企業(yè)創(chuàng)新的融資約束、分擔企業(yè)創(chuàng)新的高風險、降低企業(yè)的資金占用成本。因此，隨著近年來監(jiān)管機構(gòu)不斷放寬對保險資金權(quán)益類資產(chǎn)的配置要求，險資持股作為金融機構(gòu)持股實體企業(yè)的典型方式，對企業(yè)創(chuàng)新有著重要影響，有必要加以研究。本文采用2014—2019年險資持股A股制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，嘗試從實證層面分析險資持股與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。

二、提出假設(shè)

從企業(yè)創(chuàng)新的角度看，信息不對稱導致外部投資者在投資企業(yè)創(chuàng)新活動時處于劣勢地位，降低了外部投資者的積極性；而長期的企業(yè)創(chuàng)新活動需要長期穩(wěn)定的資金，這使得大量追求中短期投資效益的投資者和風險偏好程度不高的投資者被過濾掉，可選擇的外部投資者范圍變窄，大多數(shù)企業(yè)不得不依靠內(nèi)部融資來進行創(chuàng)新活動，企業(yè)創(chuàng)新活動面臨著比其他投資活動更強的融資約束。從險資持股的角度看，保險資金中占比較大的壽險、理財險等保費繳納期限往往在幾年至幾十年不等，資金來源穩(wěn)定、周期長，能夠為企業(yè)創(chuàng)新活動提供長期穩(wěn)定的資金支持，緩解企業(yè)創(chuàng)新活動面臨的融資約束，并分擔企業(yè)創(chuàng)新活動可能帶來的高風險。因此，本文提出假設(shè)1：險資持股能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。

險資持股對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在很大程度上是通過緩解企業(yè)的融資約束來實現(xiàn)的。但是，影響融資約束程度的因素很多，對于融資約束問題嚴重的企業(yè)而言，其研發(fā)投入將受到明顯的抑制（張杰等，2012）。險資持股通過緩解企業(yè)的融資約束問題，幫助企業(yè)突破限制創(chuàng)新活動的瓶頸，拓寬創(chuàng)新活動資金的來源渠道，提升企業(yè)創(chuàng)新能力。但對于融資約束程度不嚴重的企業(yè)，其創(chuàng)新活動的提升可能更依賴于其他因素，險資持股帶來的促進作用可能不如融資約束程度嚴重的企業(yè)強。因此，本文提出假設(shè)2：企業(yè)融資約束程度越嚴重，險資持股對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用越強。

企業(yè)創(chuàng)新活動的項目周期通常較長，收回項目投資也需要較長時間，在創(chuàng)新活動形成相應(yīng)的知識產(chǎn)權(quán)之前，如果資金中斷，很可能造成之前的投入無法回收，變成沉沒成本，因此，長期穩(wěn)定的資金來源對于創(chuàng)新活動是非常必要的，能夠減少企業(yè)進行創(chuàng)新活動相關(guān)決策時的顧慮，同時保證整個創(chuàng)新活動周期內(nèi)的資金需求，促進創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化。此外，創(chuàng)新活動很可能不是一帆風順的，相較于投資其他活動的風險，投資企業(yè)創(chuàng)新活動的風險往往更大，而長期投資對創(chuàng)新活動的容錯性會更強，對于創(chuàng)新活動的高風險承受能力也會更高。保險資金天然具備周期長、來源穩(wěn)定等特點，對于企業(yè)創(chuàng)新活動具有獨特的促進作用。由于不同保險公司對不同企業(yè)的投資期限有所不同，為了探究險資持股的期限是否會影響企業(yè)創(chuàng)新的效果，本文提出假設(shè)3：保險資金的投資期限越長，險資持股對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用越強。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

從選取時段看，2014年，國務(wù)院印發(fā)了保險業(yè)新“國十條”，鼓勵保險資金在保證安全性和流動性的前提下擴大股權(quán)類投資，2014—2019年，我國保險資金投資權(quán)益類資產(chǎn)的份額以每年20.35%的速度增長，保險資金已成為穩(wěn)定我國資本市場的重要力量。從選取對象看，由于本文的研究主題是企業(yè)創(chuàng)新，相較于其他行業(yè)，制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動更為頻繁，故本文沒有選取全行業(yè)上市公司，而僅以制造業(yè)企業(yè)作為研究樣本。綜合這兩方面因素，本文的研究樣本為2014—2019年滬深兩市A股制造業(yè)上市公司。

本文的數(shù)據(jù)來源包括CNRDS中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺、CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫、Wind金融終端等。在對數(shù)據(jù)進行分析前進行必要的篩選和處理：剔除數(shù)據(jù)缺失的公司，剔除ST及*ST公司，對數(shù)據(jù)按照上下1%進行縮尾處理，以消除異常值。經(jīng)過篩選和處理，最終得到2092家上市公司共11613組觀測數(shù)據(jù)樣本。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新能力是本文的被解釋變量，可以從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩方面衡量。本文同時引入這兩類指標：創(chuàng)新投入用企業(yè)各期研發(fā)費用與營業(yè)收入的比值來衡量；創(chuàng)新產(chǎn)出用專利授權(quán)量來衡量。在穩(wěn)健性檢驗中，創(chuàng)新投入的衡量指標用研發(fā)費用占比來替換，創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標借鑒Cornaggia等（2015）的做法，采用第t期至第t+2期的專利授權(quán)量來替換。

2.解釋變量

各制造業(yè)上市公司的所有股東中險資持股比例是本文分析的解釋變量。該比例反映保險公司與實體企業(yè)之間產(chǎn)權(quán)聯(lián)系的緊密程度。一般說來，險資持股比例越高，保險公司與實體企業(yè)之間形成的業(yè)務(wù)往來和內(nèi)部治理關(guān)系越密切，信息交流的及時性和準確性更強，對投資創(chuàng)新項目的調(diào)查也更加充分，這有利于減少信息不對稱的影響，緩解企業(yè)創(chuàng)新的融資約束。同時，穩(wěn)定的股權(quán)關(guān)系也使得保險公司能夠接受創(chuàng)新活動較長的投資期，為企業(yè)分擔更多的創(chuàng)新活動風險。

3.調(diào)節(jié)變量

本文使用兩個調(diào)節(jié)變量：一個是融資約束，另一個是投資期限。

緩解融資約束是產(chǎn)融結(jié)合影響企業(yè)創(chuàng)新能力的重要途徑，理論假設(shè)融資約束越嚴重的企業(yè)，該影響效果越強。關(guān)于融資約束程度的衡量，本文借鑒Owen Lamont等（2001）的研究，構(gòu)建融資約束指標KZ，由五項財務(wù)指標衡量，具體計算方法為：

KZ=1.001909×經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn)

+3.139193×資產(chǎn)負債率-39.3678×應(yīng)付股利/總資產(chǎn)

－1.314759×貨幣資金/總資產(chǎn)+0.2826389×TobinQ

投資期限主要考慮機構(gòu)投資者投資的穩(wěn)定性，本文借鑒Xuemin Yan（2009）的研究，使用機構(gòu)投資者在單位期限內(nèi)的投資換手率來區(qū)分投資者的投資期限長短。考慮到企業(yè)創(chuàng)新活動需要長期穩(wěn)定的融資環(huán)境，如果中途資金退出可能會導致前期投資無法收回，并且無法覆蓋整個創(chuàng)新投入產(chǎn)出周期，故投資期限越長，對險資持股的影響越強。而在投資期限的衡量中，若險資在單位期限內(nèi)對上市公司的股票存在凈買入的情況，從實際情況分析，此舉并不會對上市公司的創(chuàng)新活動造成不利影響，而單位期限內(nèi)的凈賣出更能體現(xiàn)投資的中止，即以凈賣出來衡量保險資金的投資期限長短更符合本文的假設(shè)。因此，本文用投資換手率CR來衡量投資期限，其計算方法為：

其中，CR_sellk,t為第t期內(nèi)機構(gòu)k對公司i股份的總賣出，具體計算方法為：

其中，Pi,t和Pi,t-1是機構(gòu)k所持有股票i在第t和第t－1期的價格，Sk,i,t和Sk,i,t-1是機構(gòu)k所持有股票i在第t和第t－1期的股份數(shù)，ΔPi,t代表在第t期股票i價格相對于上一期的變化。

4.控制變量

企業(yè)創(chuàng)新受多種因素的影響，除政府支持力度、財稅政策、產(chǎn)業(yè)政策、市場環(huán)境、行業(yè)背景等外部因素外，還有企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)治理等內(nèi)部因素，這些都或多或少地影響著企業(yè)創(chuàng)新活動的投入與產(chǎn)出。本文選取企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、企業(yè)成長機會、企業(yè)資產(chǎn)負債率、企業(yè)經(jīng)營業(yè)績、企業(yè)經(jīng)營凈現(xiàn)金流量、企業(yè)資本密集度、企業(yè)董事會獨立性、企業(yè)股權(quán)集中度和政府補助作為控制變量，對于一些較難量化的外部環(huán)境因素（如財稅政策等）通過年度固定效應(yīng)加以控制。

以上這些變量的名稱、符號和定義描述見表1。

表1 選擇變量的名稱、符號和定義描述

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)前文的分析和假設(shè)，筆者構(gòu)建如下模型：

其中，模型（1）和模型（2）用來驗證假設(shè)1，分別從創(chuàng)新投入（用研發(fā)費用占比衡量）和創(chuàng)新產(chǎn)出（用專利授權(quán)量衡量）兩方面分析險資持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響?？紤]到創(chuàng)新產(chǎn)出存在時滯，故被解釋變量為專利授權(quán)量時，解釋變量和控制變量采用滯后一期的數(shù)據(jù)；而被解釋變量為研發(fā)費用占比時，解釋變量和控制變量采用當期的數(shù)據(jù)。模型（3）和模型（4）在模型（1）和模型（2）的基礎(chǔ)上進一步考慮融資約束對于險資持股影響企業(yè)創(chuàng)新能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)，加入含融資約束程度的交乘項Insurance×KZi,t。同樣，模型（5）和模型（6）在模型（1）和模型（2）的基礎(chǔ)上進一步考慮投資期限對于險資持股影響企業(yè)創(chuàng)新能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)，加入含投資期限的交乘項Insurance×CRi,t。本文采用固定效應(yīng)模型，在模型中通過引入每個公司特有的不隨時間變化的截距項αi來控制個體的固定效應(yīng)，引入年度虛擬變量Yeardummy來控制年份的固定效應(yīng)。β0~β12為待估參數(shù)，ε為隨機擾動項。其他變量符號含義見表1。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列出樣本的基本表現(xiàn)特征，主要包括均值、標準差、最小值和最大值等指標，可以看出：（1）被解釋變量即企業(yè)創(chuàng)新能力方面，專利授權(quán)量的對數(shù)值均值為3.6591，最大值為4.644，極端值差異不大；研發(fā)費用占比均值為0.0416，接近我國高新技術(shù)企業(yè)申報標準中關(guān)于研發(fā)支出占比的規(guī)定（依據(jù)為2016年發(fā)布的《高新技術(shù)企業(yè)認定管理辦法》）。（2）解釋變量即險資持股比例方面，其平均值為0.63%。這個比例不高的原因在于全樣本中無險資持股的上市公司占比較高，如果單獨統(tǒng)計有險資持股的上市公司，則這一均值上升為2.36%。進一步考察本文所選取的制造業(yè)上市公司樣本的股權(quán)分布情況，截至2019年12月31日，第十大股東持股比例平均值僅為0.71%。顯然，我國制造業(yè)上市公司的股權(quán)較為分散，大部分險資能夠進入前十大股東，這意味著險資入股能夠?qū)ι鲜泄镜纳a(chǎn)經(jīng)營決策產(chǎn)生較大影響。（3）其他變量方面，如TobinQ的均值大于2，說明企業(yè)的市場價值高于企業(yè)總資產(chǎn)的重置成本，市場對于制造業(yè)企業(yè)的價值創(chuàng)造認可度較高，成長性較強。但是，TobinQ的極端值差異較大，最大值高達10.54，最小值卻只有0.0976，標準差達1.857，顯示企業(yè)價值差異非常大，分布很不均勻。政府補助也是如此，標準差更高達7.291，說明政府補助的方式和覆蓋面還需改進。

表2 描述性統(tǒng)計分析

（二）回歸分析

在進行回歸分析前，本文先計算各主要變量之間的相關(guān)性。結(jié)果顯示，解釋變量與各控制變量之間的相關(guān)系數(shù)，其絕對值都比較小，不存在較強的相關(guān)性，可以初步判斷模型不存在多重共線性問題。進一步采用方差膨脹因子法（VIF）對各變量進行多重共線性檢驗，得出VIF平均值為1.37，最大值為2.16，說明各變量間沒有嚴重的多重共線性問題。

先看模型（1）和模型（2）的回歸情況（見表3）。模型（1）中，L.Insurance表示將Insurance滯后一期，其他變量與此同義。回歸結(jié)果顯示，解釋變量“險資持股比例”的回歸系數(shù)均為正，且對被解釋變量“專利授權(quán)量”和“研發(fā)費用占比”分別在1%和5%的水平上顯著，說明險資持股對于企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入均有積極的促進作用，且對于創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用更為明顯。假設(shè)1由此得到印證。

表3 模型（1）和模型（2）的回歸情況

再看模型（3）和模型（4）的回歸情況（見表4）。在構(gòu)造Insurance×KZ的過程中，為使主要項Insurance和KZ的回歸系數(shù)仍具有意義，筆者將兩個變量中心化（變量減去自己的均值）之后的值相乘得到交乘項?；貧w結(jié)果顯示，以專利授權(quán)量為被解釋變量時，交乘項Insurance×KZ的回歸系數(shù)不顯著；而以研發(fā)費用占比為被解釋變量時，其具有正的回歸系數(shù)，且在5%的水平上顯著。該結(jié)果表明，融資約束對于創(chuàng)新投入有正向調(diào)節(jié)作用，即融資約束越嚴重的企業(yè)，險資持股對其創(chuàng)新投入的促進作用越強。假設(shè)2由此得到印證。

表4 模型（3）和模型（4）的回歸情況

最后看模型（5）和模型（6）的回歸情況（見表5）。這里同樣采用前述中心化的方法構(gòu)造了險資持股比例Insurance和投資換手率CR的交乘項Insurance×CR。加入該交乘項的回歸結(jié)果顯示，以專利授權(quán)量為被解釋變量時，Insurance×CR的回歸系數(shù)為負，且在5%的水平下顯著；而以研發(fā)費用占比為被解釋變量時，Insurance×CR的回歸系數(shù)不顯著。由于投資換手率CR與投資期限是負相關(guān)關(guān)系，故該結(jié)果表明投資期限對于險資持股與創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即投資期限越長，險資持股對于創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越強。假設(shè)3由此得到印證。

表5 模型（5）和模型（6）的回歸情況

（三）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對被解釋變量進行替換，創(chuàng)新產(chǎn)出用第t期至第t+2期的專利授權(quán)量來衡量，創(chuàng)新投入用研發(fā)費用占比來衡量。將替換后的被解釋變量代入前述模型，先對樣本進行回歸分析（見表6），再分別加入融資約束程度和投資期限兩個調(diào)節(jié)變量考察其調(diào)節(jié)效應(yīng)，得出的回歸結(jié)果見表7。可以看出，在未加入調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果中，雖然以新的創(chuàng)新產(chǎn)出變量和創(chuàng)新投入變量作為被解釋變量，但險資持股比例的回歸系數(shù)仍然顯著為正。在加入調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果中，考察融資約束程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)時，以創(chuàng)新產(chǎn)出為被解釋變量的交乘項時回歸系數(shù)變得顯著為正，而以創(chuàng)新投入為被解釋變量的交乘項時回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果一致；考察投資期限的調(diào)節(jié)效應(yīng)時，以創(chuàng)新產(chǎn)出為被解釋變量的交乘項時回歸系數(shù)顯著水平由5%下降到10%，而以創(chuàng)新投入為被解釋變量的交乘項時回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果一致?？傮w來看，替換被解釋變量之后的回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果大致相同，僅有部分變量的顯著性水平出現(xiàn)差異，由此證明了原回歸結(jié)果的可靠性。

表6 替換被解釋變量后全樣本回歸分析

表7 替換被解釋變量后加入調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文以2014—2019年A股制造業(yè)上市公司為研究樣本，建立了調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，探討險資持股實體企業(yè)對于企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，以及融資約束程度和投資期限對于該影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得出如下結(jié)論：（1）險資持股能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。本文的實證分析表明，無論是對以研發(fā)費用占比為代理變量的創(chuàng)新投入，還是對以專利授權(quán)量為代理變量的創(chuàng)新產(chǎn)出，險資持股均有正向的促進作用，并且對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用更強。（2）融資約束程度越嚴重的企業(yè)，險資持股對其創(chuàng)新活動的促進作用越強，尤其是對創(chuàng)新投入的促進作用越強。（3）保險資金投資期限越長，險資持股對企業(yè)創(chuàng)新活動的促進作用越強，尤其是對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越強。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：（1）進一步放開對我國保險資金投資于股權(quán)類資產(chǎn)的管制，并積極引導保險資金流向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。本文研究發(fā)現(xiàn)，我國有險資持股的制造業(yè)上市公司數(shù)量并不多，持股比例也不高，而險資持股又能促進企業(yè)創(chuàng)新活動，故建議監(jiān)管機構(gòu)放寬對保險資金權(quán)益投資的約束。（2）企業(yè)應(yīng)積極引入保險資金，以緩解創(chuàng)新活動面臨的融資約束。企業(yè)開展創(chuàng)新活動面臨著比其他投資活動更強的融資約束，而保險資金所具備的規(guī)模大、期限長、來源穩(wěn)定等特點恰好契合企業(yè)創(chuàng)新活動對資金的需求，故企業(yè)可考慮通過讓險資持股的方式，助力創(chuàng)新活動的開展。（3）鼓勵險資長期持股，以更好地促進企業(yè)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新活動因為回收周期長、調(diào)整成本高等特點，對長期穩(wěn)定的融資環(huán)境比較依賴。險資長期持股，對促進企業(yè)創(chuàng)新更為有利，反過來也有助于保險公司自身獲得最終的創(chuàng)新紅利。