融资约束对企业技术要素配置的影响研究

张庆国 ,王文广 ,孙安生

（1.兰州大学丝绸之路国际知识产权研究院，甘肃 兰州 730000；2.中国社会科学院经济研究所，北京 100732；3.山东沂水县住房和城乡建设局，山东 临沂 276400）

1 概述

生产要素是各种用于社会生产经营的资源，其构成是一个时变过程。随着科学技术的不断进步，技术和信息成为新兴的要素，被视为企业生产中的关键变量之一。2020 年4 月国务院颁布的《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》中，明确将技术要素作为五种社会生产要素之一，提出深化技术要素市场化配置改革的目标，要求提高技术要素配置效率，推动经济发展质量和动力的深刻变革。现代产业体系下的技术要素配置是市场和政府共同作用下的动态协同过程，它不仅仅是技术要素与经济主体之间单向机械的局部联动，而更多地表现出系统性和整体性。同时，目前我国以工业增加值为刻度的实体经济发展动力有所下降，传统企业生产要素供给受到制约：土地要素二元分割造成土地供给错配和价格扭曲，劳动力红利下的成本价格优势下滑，金融资本产品结构单一和与实体经济匹配度不高。此外，后疫情时代和经济全球化的起伏造成世界范围内经济发展的不确定性，企业的成长越来越依赖于内部结构的精密化和高柔性，而企业结构的精密化与剧烈的外部环境变化间将不可避免的产生冲突，使得企业的生存空间被急剧挤压，新的利润增长点又受到企业资源能力限制无法实现，竞争与合作因此成为企业成长过程展中不断需要面对和调整的战略性选择。

技术要素的投入和技术创新发展将有助于改变企业的成长动力。在基于技术的企业管理思想指导下，企业成长的路径是通过技术的利用获取竞争优势，从而实现企业使命。同时，对技术的认知已经超越了单纯的工具论观点，而是将技术放置于与战略资源、核心能力、组织结构等同等重要的位置，企业的科技部门更是被视为企业价值创造和经营行为的重要参与机构而不是简单的参谋机构，由此引发着企业组织形态和生产效率的重大变革。面向未来，我们要紧紧围绕发展实体经济，牢牢把握住技术创新这一关键核心，提升要素供给质量，优化要素配置结构，提高生产效率，调节分配结构，畅通要素市场体系，这构造了本文研究的逻辑起点。对企业技术要素配置的深入研究，还有助于深化企业生产要素认识，增强企业技术创新的动力。技术要素的分立和对于企业技术要素的配置影响机制的深入探讨，也将有助于企业进一步明确技术的关键核心要素地位，从而推动企业加大研发投入或通过市场化方式合理配置技术要素，以实现通过技术要素的优化配置提升企业价值创造水平的终极目标。因此，在技术要素的利益驱动下，企业的技术创新动能可能被再次激发，企业的市场竞争优势和产业发展驱动转型也将得以顺利实现。

然而，企业技术要素的获取离不开持续创新投入，技术型企业与其他企业一样面临融资难困境，而且因为技术创新行为的高风险和高投入特点，使得企业通过外源融资获得资金的成本更高，不完全金融市场进一步加剧了企业外源融资的难度，因此，融资约束成为企业技术资本要素配置过程中寻求外源融资的动因之一。自由现金流理论视角下，企业技术创新活动因现金流量不足的影响，会降低企业创新投入总量，从而反向作用于企业创新能力和长期发展动能，且不同规模、性质、治理结构的企业创新能力对融资约束的敏感度并不相同。然而，企业的创新效率不仅仅受创新投入单一因素影响，已有的研究甚至证实，即使在企业动态能力、治理水平等条件不变的情况下，融资约束的上升反而促使企业管理者进行审慎决策，将有限资金投资于预期收益最大化的项目中去，降低现金流充裕条件下的浪费和私利性行为，从而提升企业技术创新绩效。因此，对企业融资约束程度及其与技术创新绩效间的作用机理的论证和检验，将有助于我们厘清技术型企业内外融资成本差异的成因，因地制宜地开展针对性的政策干预。

2 文献综述

技术创新作为企业获得技术成果的一种重要路径，需要企业大规模、长期的资金投入。根据企业融资渠道的内外差异，技术创新融资渠道可以分为内源融资和外源融资两种。内源性融资研究关注企业自由现金流与创新绩效的关系分析，其基本的理论基础是由于内外源融资成本差异所导致的企业投资决策行为偏差，投资—现金流敏感度指标是常用的测度指标，但基于此指标的实证研究结论却有着不同的结果。Himmelberg 和Petersen[1]、He[2]对美国企业的研究结论表明，企业研发投入与企业自由现金流存在较强的正相关关系；而Mulkay 等[3]基于国别的对比分析还发现，美国企业的创新投入与自由现金流之间正相关联，要高于日本和法国企业的关联程度。吴娜等[4]基于中国经济周期和行业调控特点，以2007-2011 年中国房地产上市企业为样本，引入投资惯性及企业平滑行为的影响作用，实证检验得出上市房地产企业的其投资—现金流敏感度依然具有显著性，且敏感度的大小与融资约束程度正相关。崔丰慧和陈学胜[5]对中国中小板上市企业的考察结论表明，无论上市前还是上市后，企业的投资现金流敏感度指标都显示出显著的特征，而且上市后的显著性水平要高于企业上市前，其原因在于上市后的企业面临着更强的融资约束而限制企业的过渡投资。

Aghion 等[6]对英国企业的研发结果显示，企业外源融资方式的确定基于研发强度而发生变化，当研发强度低时，企业倾向于债权融资，而研发强度高时的优先外源融资方式变为股权融资。鞠晓生[7]则提出，中国上市公司创新投资主要通过内源融资方式解决，股票市场并未在企业创新融资方面发挥积极作用。李汇东等[8]的研究结论又有不同，他认为中国特定情景下企业的优序融资顺序应为先股权融资次内源融资。颜剩勇和王典[9]将中国上市企业按照是否参与一带一路建设进行分组比对，结果显示融资约束降低了非一带一路企业的责任与投资向量间的正向关系。刘素荣和霍江林[10]对中国新能源上市企业的研究结论认为，企业R&D 融资约束会随着企业社会责任的增加而增加，而企业高管政治、金融背景和商业信用对企业R&D 融资约束具有缓解作用，企业技术资本的来源大致有2 个渠道，一是通过自主创新靠自身的积累获得；二是通过投资贸易或技术交易的方式从企业外部获得。无论是自主创新获得技术的升级，还是通过技术贸易和投资合作都离不开大量的货币资金投入，因此，企业是否具有充足的筹资和投资能力以及投资决策过程是否受到委托代理等问题的影响而产生效率扭曲，是成为影响企业技术资本积累的影响因素之一。

在融资约束的形成原因研究方面：Hall[11]提出，技术创新投资由于创新的不确定性很大，使得企业通过外部投融资的成本随着不确定的提升而升高，即使综合使用创新成果的保护、补贴和税收政策等政策性扶持，企业仍很难通过外部融资渠道解决自身的全部创新投资难题，企业不得不被迫放弃一些创新项目。Czarnitzki 等[12]认为，信息不对称是造成外部投资人谨慎介入企业创新投资的主要原因，由于企业的经营战略目和出于竞争的考量，企业会选择性披露创新项目目标信息，加剧了外部投资人对创新项目的不对称程度，从而限制了投资人介入。王山慧[13]基于中国上市企业数据，通过实证检验，认为我国上市企业R&D 投资普遍面临着融资约束，而且极具企业异质性的进一步分析表明，民营控股和处于成长期的企业所面临的融资程度更高。周月秋[14]则提出，目前我国金融市场上的金融投资-产品与创新投资的结构特点无法匹配，金融市场结构性摩擦是造成企业创新融资难的主要原因。

不难看出，关于融资约束与企业技术要素配置之间关系的研究是学术研究的一个重点方向，并且在实证分析中得到了大量有益的可借鉴成果，但仍存在一些局限。

一是中国企业的独特运行机制在实证分析的框架中体现不足。基于发达国家的金融市场理论和企业运行机制的分析框架与中国国情之间存在冲突。我国作为发展中国家，金融市场不能完全满足企业融资需求，在内源和外源融资的划分以外，企业与政府的强关联是区别于西方国家企业运行机制的一个差异化指标，加之我国政府对创新的高度重视，政府的研发补贴是中国企业技术创新的重要来源。因此，内源融资方式研究中国企业不具有代表性。而基于上市企业的内源性融资分析在本身从研究方法与研究客体的匹配性上就存疑，内源融资的投资现金流敏感度指标并不适用于上市企业分析。

其次，关于融资约束与创新投入之间的关系研究较多，但创新投入到创新产出再到创新成果的要素化是一个持续过程，从变量特性上看，创新投入并不代表着创新成果和要素化的创新成果规模，此外，技术要素的存量规模本身还存在价值评估中的困境挑战，使用创新投入替代技术要素存量也显得欠妥。因此，本文将在企业技术要素存量测度的基础上，使用技术资本存量直接检验与融资约束之间的相关程度，这是对融资约束和创新投入分析框架在测度方法上的一点进步。

3 融资约束影响企业技术要素配置的机理

3.1 基于实物期权模型的分析框架

实物期权是一项投资引致的现金流量所能产生的利润，它包括使用现有资产的现金流收益和未来投资机会两部分。实物期权是在实际的投资管理和经营活动中，以各种预定的成本采取行动的权利，这些行动包括推迟、放弃、转换、拓展等，其本质是对拟投资项目所拥有的灵活性选择权利。当面临着预期未来现金流净现值一定的约束时，人们总是希望选择那些灵活性更大的投资项目，而不确定性高的投资往往对应着较高的未来收益，因此资产的投资价值就更大。

企业为了生产某种新产品而进行技术创新，这种新产品的单位生产成本为C，市场价格为Pt，在企业所得税率为θ 时，企业的利润为（1-θ）×(Pt-C）。

由于新产品市场价格P 具有随机波动性，我们将新产品市场价格波动以布朗运动方式表达，即：

式中：α 表示漂移系数；σ 表示扩散系数；dWt是标准维纳过程增量。

当新产品生产出后，根据实物期权模型，企业的市场价值V（P）满足以下贝尔曼方程模式：

式中：r 为无风险利率水平；E[d(Pt)]代表企业预期资产收益。该式的涵义为在t 连续时期内，企业的市场价值是企业新产品销售收益与企业预期资产收益之和。我们进一步根据伊藤引理将上式加以展开，可以得到：

式中：的z 代表维纳过程。将上述2 个方式加以合并，可以得出：

求解上式的解的一般形式为：

式中：β1和β2是一元二次方程0.5σ2β (β-1)+αβ-r=0 的两个根，且满足β1＞1 和β2＜0。A1和A2是待定系数。一般解的后两项(1-θ)P/（r-a）和(1-θ)C/r分别表示企业现金流入和流出的净现值。

假定，当企业选择外源融资方式以弥补内源融资不足时，需要支付融资成本m。当Pt≥C 时，企业的现金流量R 为企业的净利润（1-θ）(Pt-C）；当Pt＜C时，企业的现金流量R 为-m(C-Pt)。两种情况下的贝尔曼方程分别表示为：

下面我们进一步讨论如何确定A 的取值。

当Pt≥C 时，

贝尔曼方程一般解即为：

新产品的生产成本低于市场价格，企业获得利润（1-θ）×(Pt-C）；而当新产品生产成本高于市场价格时，企业将承担企业将承利润损失（1-θ）×(Pt-C）。为了避免利润损失，企业将采取外源融资的方式以获得高于融资成本的期权价值。

进一步地，当企业新产品生产成品远远低于市场价格时，换句话如果产品市场价格P 很高，企业无论如何不可能亏损，企业期权价值，而β1又满足大于1，因此A1=0。此时的一般解可以缩写为：

当Pt＜C 时，

贝尔曼方程的一般解为：

企业新产品生产成本高于市场价格，一般解的前两项表示为企业价格很低时企业经营状况好转的时候，企业不需要外源融资来支付融资成本的期权价值，企业期权价值，而又趋于无穷大，且β2小于0，进而A2=0。此时的一般解可以写作：

综上，企业技术创新后的市场价值可以表示为：

如果企业为了技术创新而需要对是否采取外源融资进行决策，那么企业将根据上述推导结论考虑两个方面的问题，一是新产品市场价格门槛P0，二是投资的机会价值F(P)。我们用I 表示技术创新成本，F'(P)和F＂(P)分别表示F(P)相对于P 的一阶导数和二阶导数，那么投资机会的边界条件可以表示为：

价值方程则可以表示为：

贝尔曼方程的一般解为：

式中：λ1和λ2是一元二次方程0.5σ2λ（λ-1）+αλ-r=0 的两个根，且λ1＞1，λ2＜0。当企业新产品市场价格很低时，企业的投资价值F(P)将趋近于0，因此贝尔曼方程的一般解可以简化为：

当Pt＜C 时，企业将暂停创新投资决策，因为创新投资将产生负的现金流；当P≥C 时，我们将企业市场价值与上述贝尔曼方程的简化解表达式联立，可以得出价值匹配的光滑粘贴条件为：

由上述2 个方程可以得出，P0应满足：

尽管对于上述方程的求解在常微分状态下难以获得，但我们可以通过变相流动迭代的方法，对不同融资成本下投资门槛效应进行模拟。为了简化起见，我们将无风险利率水平r 代入常数2.25，该数值为2020 年中国1 年期国债平均利率。同时假定，企业新产品生产成本为C 为常数10，创新投资规模I 为100，漂移系数α 取值为0，企业所得税率为0.15。

融资成本在一定程度上可以作为企业融资约束的度量尺标，较高的融资成本意味着企业在相同金融供应水平下所能获取的资本数量少，企业内外源融资成本差距也较高，即企业面临着较高的融资约束水平；而较低的融资成本意味着在相同金融供应水平下企业能够获得更多的外部融资，此时企业内外源融资成本差距小，因此企业的融资水平也较低。

为了检验不同水平的融资成本与投资价格门槛间的关系，我们分别使用一年期央行贷款准贷款利率水平和及±30%的波动值替代融资成本，即m值为别取3.04，4.35 和5.66。模拟曲线如图1 所示。

图1 融资约束、技术创新投资门槛与市场波动关系模拟图

由图1 可以看出，在市场波动水平一定情况下，企业融资约束程度越高，其投资门槛程度越高，换句话说，融资约束制约了企业的技术创新进而不利于技术要素的积累。理论原理在于当企业面临较强的融资约束时，企业未来的经营活动变差会加剧企业内源性融资供给不足，从而企业不得不支付更加高昂的融资费用，当技术创新投资的边际收益低于融资的边际成本时，企业将选择延迟创新投资，等待融资成本进一步下降时再进行投资。上图还表明，随着市场波动率的增加，融资约束对企业投资延缓的作用程度更加显著，说明市场波动造成的不确定性将加剧融资约束对技术创新的制约。而在投资门槛既定的情况下，市场的波动性也会增加企业融资约束程度。

3.2 机理分析

从自由现金流量假说出发，企业最优投资决策应满足投资的边际收益等于融资的边际成本，而在融资约束情况下，企业的创新投资行为将受到约束，这主要是因为：

一是创新的外部性。创新的溢出效应尽管可以加速技术进步的扩散，然而外部性的存在同样使得创新企业无法独自获得创新的全部收益，企业排他性成本极高。在外部性的作用下，技术创新企业的边际收益率不断下降，影响企业创新的意愿。当企业面临融资约束时，较强的融资约束进一步制约了企业资金动员能力，而技术创新的高投入本身是不可逆的，长期占款和高风险与企业经营活动时刻需要面临现金流风险之间的矛盾变得突出，较强融资约束的企业不得不被迫放弃和推迟技术创新投资，以确保企业生产经营活动中的其他投资需求。此外，根据实物期权理论的推演结论，较高的融资约束和技术创新自身的不确定性也会增加企业创新投资门槛，面对创新的不确定性，企业将选择延迟创新投入，以等待风险程度下降和企业经营业绩的改善后，再行启动技术创新投资。

二是融资约束抬升创新成本。当企业不得不选择外源性融资以实施技术创新项目时，内外源融资成本的差异直接导致了技术创新成本的抬升，而一旦这种成本的抬升高于企业预期收益净现金流时，企业就会选择放弃投资。另外一种提升技术创新成本的原因来自投资人对技术创新信息的搜集，无论债权还是股权方式的外源融资，投资人都需要对技术创新项目的信息加以必要了解，而企业往往出于技术保密的需要，较少对外披露技术创新的相关信息，这使得投资人不得不额外增加信息搜集成本，从而通过提升融资成本的方式间接提高技术创新成本。在面临融资约束时，健全金融市场的还可能通过金融加速器效应放大企业的融资约束程度，使得企业的融资变得更加困难，从而使得企业陷入融资困境的恶性循环，不断抬升外源融资的成本。

三是融资约束削弱了企业应对外部市场灵活性。诺斯等人认为，制度变迁中存在着必然的路径依赖，人们过去的选择使得未来选择的范围变窄，多个时期的选择存在内在关联，为什么一些经济绩效差的企业制度没有被自然选择淘汰，是因为过去的选择制约和束缚着企业制度变迁。企业在面临融资约束的情况下，制度变迁的进程将受到财务资源的束缚，无法有效应对市场变化带来的机遇和挑战，企业被早期均衡束缚，无法在短期内实现将生产要素向收益水平更高的项目上调整，造成生产要素价值扭曲。

四是融资约束降低企业技术创新的有效投入。企业因为商业周期波动导致的利润下降阻碍了企业对创新项目的投资，面对经济增速放缓、供给侧结构性改革和国际贸易摩擦，部分企业销售额大幅下降、利润不足、有效投资能力降低。企业尤其是国有企业的政策性定位使其追求利润的敏感性不足，在面临融资约束的情况下，资金被优先用于那些与保障国计民生等重大政策目标密切相关的项目，从而进一步降低了技术创新项目的投资总量，且利润目标的不敏感性使得国有企业在面临长期技术进步效率投资时的积极性无法获得有效激励，技术进步投资不足长期存在。

五是融资约束降低了企业自身的投资价值。根据企业自由现金流理论，自由现金流是企业价值投资的重要指标，一个具有充裕的自由现金流的企业，更容易获得资本市场上投资人的青睐。而面临融资约束的企业，自由现金流水平下降，降低了投资者对企业的估值，从而增加企业的融资成本。较高的融资成本和较低的企业估值会增加企业运营成本，造成企业经营困难，投资人则根据企业经营状况和现金流等经营信号调整投资额度，那些产能过剩、生产力落后的企业将无法获得资本市场融资甚至面临市场出清，从而加剧了企业的现金流紧张程度，造成融资约束和高额外部融资成本间的恶性循环。

4 实证检验

4.1 模型与变量

企业技术创新有助于技术要素资本存量的增长，而融资约束抑制企业技术创新投资，因此，受到较强融资约束的企业技术资本存量较低。基于上述逻辑，提出以下假设：

假设1：融资约束高的企业技术资本比重更低

为了检验该结论，我们建立以下结构方程：

式中：i，t 代表i 企业t 年份，被解释变量Techr是企业技术资本率，反映企业技术资本存量在生产要素资本中的比重，解释变量FC 是企业的融资约束指标，使用sa 指数和TobinQ 两种方式分别计算。sa 指数的构建原则是基于强烈的内生性考虑，用企业规模和企业年龄两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量来构建，具体计算公式为：

sa=0.043×1nsize2-0.04×age-0.737×1nsize （21）

式中：lnsize 为企业资产总额的自然对数，age是企业年限。sa 指数越大，表明企业的融资约束程度越高；TobinQ 越大，则表明企业的市场价值高于重置成本的程度越高，企业可以通过发行少量股票而获得较多的投资，因此其融资约束程度越低，相反，TobinQ 越小，则表明企业受到的融资约束程度越高。Controls 是控制变量，考虑到企业技术资本的形成过程中，受到企业研发投入强度、企业盈利能力、资产负债水平、企业规模、股权集中度的影响，因此本文对应选取相关控制变量，具体包括：rds 研发强度指标，由企业研发费用除以销售收入获得；roe 净资产利润率指标，计算方法为企业当年净利润除以所有者权益；lev 资产负债率指标，由企业的总负债除以总资产计算而得，反映企业负债水平；concen 控股股东持股比例指标，计算方法是由控股股东持股数除以企业全部股份；cpc 企业人均资本指标，由企业资本总量除以职工人数计算而得，并取自然对数。考虑到技术资本存量的时滞效应，我们对全部解释变量和控制变量进行了滞后一期处理。Dyear表示年份固定效应，Dindustry表示行业固定效应，ε 是残差项。

根据新古典经济学对生产要素的基本划分原则和我国学者罗福凯（2014）[15]提出的要素资本划分方法，我们将企业的要素资本存量划分为四类，分别是：物质资本、人力资本、货币资本和技术资本四类。以我国主板上市企业为样本数据来源，对我国企业要素资本存量进行测算。

物质资本主要包括用于生产的机器设备、土地厂房、原材料的总价值。因此其计算方式为企业的固定资产+在建工程+存货+其他有形资产。人力资本采用市场价格的方法获得，就企业而言，企业支付给员工的工资可以视为企业为生产而投入的人力资本价格，其计算方法为各年度企业工资总额。货币资本是新古典经济学中提出的具有同质化属性的生产要素，它包含企业的各类易变现的金融资产，主要包含了企业的货币资金、短期流动资产和有价证券。

而本文研究关注的技术资本，按照罗福凯等（2013）[16]、许秀梅（2015）[17]提出的基准，采用企业无形资产中包含的的发明专利、专有技术和软件著作权价值进行测算。

依据上述标准，本文以上市公司为参考，对我国企业生产要素结构进行统计。数据来源为国泰安（CSMAR）数据库，样本区间为2012-2019 年供8年。剔除无效数据和不连贯样本，累计得到916 户企业的7328 个样本数据。分地区看，东部地区共有样本企业603 户，占样本总量的66%；中部地样本企业181 户，占样本总量的20%；西部地区共有样本企业132 户，占样本总量的14%。由于变量进行滞后1 期处理，因此实际用于计算的样本数据有6412 个。变量描述性统计见表1。

表1 变量定义及描述性统计

从以上统计性分析可以看出，样本上市企业中技术资本比重的平均值为0.029，在企业4 项要素资本中的占比较低。融资约束指标看，样本企业的融资约束sa 指标极小值为0.474，极大值为13.32，整体上看样本企业受到融资约束的程度差异较大，托宾Q 指标的极值差同样反映了企业融资约束程度的变化程度。净资产收益率指标中，平均净资产收益率仅为0.00898，整体上看上市企业的盈利能力较弱，部分企业亏损严重，极小值达到-66.54。资产负债率整体上不高，平均水平为0.429，低于0.6的国际警戒线，但个别企业情况较为突出，已经出现负债规模超过资产规模的资不抵债情况，负债总额已经达到总资产的2.849 倍。平均研发投入强度上看，我国上市企业平均研发投入强度仅为0.044，距离美国等发达国家的差距仍较大。股权集中度指标反映了控股股东对企业的控制程度，统计结果看，我国上市企业平均控股股东持股比例为32.72%，企业股权相对分散，一股独大的现象并不显著。

4.2 回归结果分析

为了检验假设1，我们主要对回归结果中融资约束指标的回归系数加以判别，具体来看，由于sa数值越大，反映企业受到的融资约束越强，而较强的融资约束不利于企业技术创新和技术资本的形成，因此我们预期sa 的回归系数应显著为负。TobinQ 指数越大，反映企业受到的融资约束越弱，因此，与sa 指数相反，我们预期TobinQ 的回归系数应为正，表明随着企业市场价值与重置成本偏离度的增加，企业的融资约束得以缓解，从而有效促进了企业的技术创新和技术资本形成。为了减少极端值的影响，我们对全部数据在1%和99%分位上进行了缩尾处理。基本回归结果见表2。

表2 双固定效应模型回归结果

在第一组回归结果中，企业融资约束与技术资本比重的回归系数为-0.0020，显著性水平达到99%，回归结果显著为负，与本文预期一致，表明企业融资约束与企业技术资本比重之间存在显著的相关性，而回归系数为负则表明了sa 指数与技术资本比重之间存在反向相关关系，换句话说，随着企业融资约抑制企业的技术资本比重提升；第二组回归结果中，TobinQ 的回归系数为0.0041，回归显著性水平也达到了99%，证明二者之间存在着较强的关联性，回归系数为正说明TobinQ 的上升（融资约束下降）与企业技术资本比重上升呈现同向变动趋势，降低企业的融资约束将有助于企业技术资本积累。综上，假设1 得以验证。

从控制变量指标看，企业研发投资强度rds 在两组回归中系数均显著，且回归系数数值较大，证明了我国上市企业的存量技术资本主要来源之一是通过企业强化研发投入获得，加强企业的研发投入将有助于企业要素资本结构的进一步合理化，进而提升企业经营效率。股权集中度concern 与企业技术资本比重呈负相关关系，说明企业的经营活动中，适度分散的股权结构有助于规避企业治理中的委托代理问题，提高企业投资决策中的非效率行为，而过高的股权集中度则不利于企业技术创新决策，一股独大引发的大股东通过控制权侵害企业其他利益相关方利益的现象存在潜在可能性，因此，适度降低企业的股权集中度，将有助于企业技术创新投资决策效率，提升企业技术资本存量。企业盈利能力roe 指标的回归结果也显著为正，说明在经营状况良好的情况下，企业技术创新获得了充裕的资金保障，企业加速技术创新投入的意愿得到增强，而通过技术创新投入的增加，企业获得了持续改进经营绩效和盈利水平的新动力，在新的增长动力拉动下又将进一步提升企业的盈利水平，从而使得企业经营进入良性改进循环通道。企业规模也是影响企业技术资本存量的重要因素，人均资产规模大的大型企业更加重视企业的技术积累，从而形成了较高的技术资本比重，而小企业的生产经营活动受到外部不确定性因素的影响程度更深，企业的要素资产结构随不确定性影响波动较大，早期小规模技术资本比重也较低的现状，将随着企业规模的增长而获得改善。企业资产负债率与技术资本比重之间的关系不够显著，在第一组回归结果中，回归系数未通过显著性水平检验，这可能归因于我国上市企业资产负债率的影响因素较为复杂，一般意义上认为的高资产负债率企业既可能由于高负债而加剧融资困难抑制技术研发，也可能通过适度举债促进了技术资本的研发投入，在两种反作用力的影响下，企业的技术资本比重是否获得提升的结论是不确定的。

4.3 内生性和稳健性检验

我们意识到，该模型中的技术资本比重与企业融资约束指标间可能存在内生性问题，基于此，我们使用主要变量滞后一期和提前一期两种的方法对模型进行了内生性检验。以下为检验结果见表3。

表3 提前和滞后变量检验结果

表3 中，sa_2 和TobinQ_2 表示滞后2 期的企业融资约束，sa 和TobinQ 表示当期融资约束指标，从检验结果上看，sa_2 和sa 的回归系数与sa_1 保持了方向一致性，均为负数；而TobinQ_2 和TobinQ_2 的回归系数与TobinQ_1 的回归系数保持一致，均为正数。其他控制变量的符号与均保持了与基本回归结果的一致，从而消除了原结果的内生性问题。

为了检验回归结果的稳健性，我们使用替换变量和模型的方法对原模型进行检验。本文使用参照前文ww 指数和kz 指数的计算公式，分别用ww 指数和kz 指数替换原模型中的主要解释变量，其中ww 指数中的企业销售收入增长率使用企业销售收入与年均销售收入的偏离度代替；行业销售增长率使用年均销售收入增长率代替。

ww 指数和kz 指数值越大，表明企业受到的融资约束越强。替换指标后的回归结果见表4。

表4 替换变量后模型回归结果

4.4 异质性

相对于国有控股企业，民营控股上市企业在治理机制上更为灵活，经营效率也高于国有企业。但由于受到产权性质因素影响，民营控股的企业在融资渠道、市场准入和财税补贴上受到较多的限制，在我国以公有制为主体多种所有制形式共同发展的特定国情背景下，国有控股企业享受独特“政治优势”为企业带来了更多资源优势，形成了国有控股企业的非正式治理优势，这种非正式的治理优势帮助国有企业形成更加宽泛的社会网络体系，催化了国有企业的技术创新的加速发展。基于以上判断，我们将样本企业按照所有权性质进行划分，获得2776 个国有控股企业样本数据，民营控股企业获得4552 个样本数据。在自变量滞后一期情况下的国有企业样本数据共2429 个，民营企业样本数据3983 个见表5。

表5 基于企业异质性的回归结果

上述回归结果显示，我国上市国有企业技术资本比重与融资约束的回归系数未通过显著性检验，说明我国上市企业在技术资本积累过程中表现出与民营控股企业的差异。关于国有企业技术资本形成中受到自身融资约束以外其他因素影响的假设成立。

事实上，在创新驱动成为指导中国社会经济破解发展难题、增强发展动力、实现现代化经济体系建设的六大任务的重要保障的当代，国有企业技术创新作为落实治国理政思想的载体和推动经济社会发展的抓手，受到党和政府的高度重视，国有企业落实创新驱动发展战略不仅是顺应新时期国际竞争由价格优势向产品创新转变，增强企业的竞争力、影响力、风险抵御能力的现实要求，同时，利用国有企业基于国家利益进行持续创新投资和可控利润分配属性，发挥国有企业在调节收入分配和促进经济增长方面的“稳定器”政策工具职能，将有助于调节社会发展主要矛盾，缓解公共卫生危机影响，促进经济复苏，为经济社会高质量发展打造“强引擎”和“排头兵”。

尽管传统公司治理理论认为国有企业效率低于以公众持股为特征的私营企业，但经济下行周期中国有企业利用其体制优势可以基于整体利益扩大长期投资，与私营企业的短期主义、加工外包等行为特征形成强烈反差。这种逆周期调节行为迫使我们反思传统结论。与民营控股企业不同的是，国有控股企业实施技术创新还拥有以下特定的体制优势：

一是战略控制优势。与民营企业对具有公共产品属性和高昂开发成本的创新缺乏兴趣和能力不同，由于国有企业的经营目标不仅限于纯追求利润最大化，其在进行研发成果转化时，可能采取降低产品售价等有利于社会整体的定价方式，达成多方共赢。其次，国有企业作为国家技术蛙跳战略的重要参与者，国有控股身份使其更加便捷地参与创新深度协作和获取跨学科知识，从而促进其在高端价值链的突破；最后国有企业相对稳定的工作环境也帮助其从更广的范围内吸引创新型人才进行创新决策。

二是资源整合优势。主要指的是国有企业通过行政干预方式获取其他企业资源的能力，包括整合上下游产业链资源、非国有企业资源和中小企业资源方面的能力，这种资源的整合往往表现为以国有企业为核心的产业同盟和企业间并购，而国有企业自身稳定的管理层队伍，在强化外部整合能力的同时，也有助于国有企业内部资源的整合，形成组织自我学习的长效机制，从而提升企业的竞争能力。

三是融资成本优势。现行体制下，国有企业比民营企业更容易获得财政和金融机构的资金支持，从而使其对创新失败的承受曲线外移，持续性创新投入的现金流保障更加高效。持续的外部资金流入还加剧了国有企业的大企业效应，外部融资成本进一步降低，对降低创新成本形成转嫁。

总之，国有企业在体制上的独特属性，是其保持在长期技术投资、创造较强外部性技术和服务社会整体产业升级的过程方面创新效率优势的最根本来源。

5 主要结论和政策建议

本文在企业生产要素时变特征的基础上，基于我国内生经济增长产业体系下生产要素的供给从规模数量为主转向数量、质量、结构并重，生产要素的配置也由外部干预为主向自主内生转化并重发展趋势，提出了技术作为关键要素对企业成长的作用，认为在企业技术要素配置过程中，通过自主研发方式获取技术要素会受到较强融资约束的影响。根据实物期权模型的推演，提出了在市场波动水平一定情况下，融资约束制约企业的技术创新进而不利于技术要素资本的积累的理论分析框架。对我国上市企业样本数据的实证分析结果也进一步表明，企业融资约束与企业技术要素资本比重之间存在显著的相关性，企业融资约束程度的增加将抑制企业的技术资本的形成。其他影响中国企业技术资本形成的的因素还包括：投资研发强度、盈利能力和企业规模均正相关于企业技术资本，而股权集中度则与企业技术资本负相关。基于企业股权性质的异质性分析还表明：国有控股上市企业技术资本对融资约束的回归系数无法通过显著性检验，国有控股企业技术资本形成中，由于受到了体制性因素的影响，从而表现出与非国有企业不同的融资约束相应程度，这些体制性因素可能体现在国有企业独有的战略控制优势、资源整合优势以及资金成本优势方面。

基于本文的研究结论，建议应从缓解企业创新投入的融资约束程度实施政策调节，具体包括：

一是加速培育多层次资本市场体系：做大风险投资基金。以政府资金为主，瞄准科技成果转化链条中“从实验室到中试”这一最早期阶段开展天使投资。以整合后的各类财政补贴作为基金的长期持续补充，以切实发挥基金的规模效应；加大对天使投资基金的直接补贴力度，借助基金通道降低对高价值科技成果识别的成本；增强技术与金融的联动，出台差异化技术市场扶持优惠政策，降低金融机构投放科技成果转化类金融产品的自身成本，支持银行探索将贸易融资的风险管理理念、零售贷款中的跟借随还技术、保理业务的跟单技术等成熟的债权管理技术引入技术市场交易中。

二是运用知识产权政策工具调节企业行为规范、激励企业创新和配置技术创新资源。知识产权制度尽管有经济和法律两大特性，但从根本上它是一套解决市场投入失灵问题的次优化经济制度，因为毕竟，产权保护的同时意味着专有性而带来的垄断。让高质量的技术产权产生财富效应，这是技术要素配置的价值导向。确保技术创新主体获得超额的市场回报而使侵权的行为受到惩戒，这是技术转化为现实生产力中所面临的巨大挑战，而能否对这个风险进行有效规避是技术转化中资本介入所首要重视因素之一，从而将规避技术转化的侵权风险转向知识产权制度的完善。我国知识产权制度应进一步在服务产业和服务资本上发挥桥梁纽带作用，通过技术保护影响金融资本向产业的流动，着力打造以技术产权为核心价值导向的资本市场生态，然而目前，我国的专利与资本市场投融资数据上仍缺乏有效沟通机制，技术专利信息孤立于资本市场。因此，知识产权政策首要发力方向应该是促进数据的融合，使其与产业数据、企业数据、信用数据、财务数据之间形成联动。