产融结合对企业技术创新的影响机制研究——基于A 股上市公司的经验证据

秦天如 梁琳 袁艳红（副教授/博士）

（1 太原理工大学现代科技学院 山西太原 030024 2 新疆大学商学院 新疆乌鲁木齐 830091 3 太原理工大学经济管理学院 山西太原 030024）

一、引言

当今世界正经历百年未有之大变局，科技创新成为提升国家核心竞争力的重要变量。企业是国家科技创新的主力军，提升企业技术创新能力是提高全社会生产效率和实现经济高质量发展的重要途径。近年来，我国实体企业的研发创新活动面临着融资约束，企业普遍存在创新意愿不强、创新资金短缺、创新绩效不佳的问题。产融结合是产业与金融资本深度融合的一种组织形式，是企业外部融资的一种重要手段。“由产到融”的产融结合使产业资本选择性地渗入金融机构，形成服务实体经济发展的金融核心，成为了解决企业融资难和融资贵问题的重要途径。我国经济正处在转型发展的关键时期，非完全市场化的金融资本价格形成机制为金融行业带来了较高的资金回报率，由于资本的逐利性，一些非金融企业将大量资本投入金融领域，以获取更多的短期收益，而过度的金融投资会挤占企业的研发资金，影响企业的创新绩效和可持续发展。抑制实体企业金融化，防止实体经济“脱实向虚”，促进实体经济健康发展，是我国经济实现高质量发展的必由之路。因此，对产融结合与企业技术创新之间的影响机制进行深入研究，对提升企业技术创新能力和完善金融供给侧改革具有重要的现实意义。

国内外学者从不同角度对产融结合的经济效果进行了研究。学者普遍认为，产融结合具有信息获取效应、资本供给效应和经营协同效应，是企业战略转型的首选之项［1-3］。也有学者对产融结合与企业技术创新的关系进行了探索，但尚未达成一致结论。有学者认为，企业实施产融结合模式后，金融机构为了获得更多收益，会推动企业增加研发资金，进而增强企业技术创新能力，保证企业可持续发展，即产融结合对企业技术创新具有“促进效应”［4-5］。也有学者认为，实业资金投入金融资产，将降低创新投入的力度，损害企业长期的研发能力，对企业技术创新产生“抑制效应”［6］。现有研究主要关注产融结合对企业技术创新的影响作用，对其影响机制的研究还不多。鉴于此，本文选取2007—2020年我国沪深A 股非金融上市公司的面板数据来甄别产融结合对企业技术创新的影响机制，并对二者关系是否具有异质性进行了研究，揭示了产融结合影响企业技术创新的传导机制，同时进一步加深了对其影响机理的理解。最后提出了相应的政策建议。

本文的研究贡献主要体现在：（1）现有的以专利数量衡量创新产出的研究多采用OLS 回归模型进行研究，但专利数量作为典型的计数数据，存在非负、离散和零值现象，采用传统OLS 回归可能导致结果出现偏误，而计数模型则能解决这一问题。本文构建计数模型，选择标准负二项回归对产融结合与企业技术创新的关系进行研究，清晰地呈现出产融结合企业与未实施产融结合企业的差距，对现有研究成果形成了有益补充。（2）现有研究主要关注产融结合的创新效应，对产融结合如何影响企业技术创新的传导机制方面的研究相对较少。本文揭示了产融结合影响企业技术创新的作用机理，丰富了产融结合经济效果的研究范畴。

二、理论分析与研究假设

产融结合是实体企业与金融业在经济运行过程中通过互相参股、持股、控股和人事参与等方式实现的融合。产融结合能够实现实体企业与金融机构在资金、资本、人事方面的互补，并在一定程度上影响企业的创新行为。众所周知，企业技术创新活动具有长期性、累积性和收益不确定性，投资者无法独占新技术产生的收益，而创新活力的累积性要求大量资金的持续性投入。在现实中，由于商业银行往往追求投资的安全性和短期效益，对投资周期长而收益不确定性高的创新活动的投资会非常谨慎，所以企业从银行融资有很大难度。而产融结合能够将外部资本市场转化为内部资本市场，降低交易过程的信息不对称及交易费用，缓解企业外部融资难和融资贵的难题，增强企业的融资能力和盈利能力，进而对企业技术创新产生“促进效应”［4］。但产融结合是企业资本金融化的一种形式，过度的金融投资可能会挤占企业用于技术创新的资源，使得企业研发创新活动弱化，创新投入不足，创新绩效下降［7］。同时，产融结合后企业的负债水平和银行借款都会增加，企业偿债压力增大，会进一步提升企业的财务风险［8］，导致企业无暇顾及有利于其长期发展的技术创新活动，从而降低企业的创新绩效。基于以上分析，本文提出如下假设：

H1a：产融结合对企业技术创新绩效具有“促进效应”。

H1b：产融结合对企业技术创新绩效具有“抑制效应”。

三、研究设计

（一）数据来源

本文以2007—2020 年我国A 股上市公司为研究对象。在筛选样本时，剔除以下样本：金融行业企业、ST 和PT企业、净资产为负和数据缺失的企业。创新方面的指标与相关财务数据均来自CSMAR 数据库，产融结合数据来自WIND 数据库。为了消除极端值的影响，针对连续变量的1%和99%进行了缩尾处理。运用STATA 15.0 软件进行数据处理，经过处理，共得到21 696 个样本观测值。

（二）变量定义

本文的被解释变量为企业技术创新绩效（TINV），借鉴已有文献，采用上市公司发明专利申请数来度量。本文的解释变量为产融结合（INDUFIN），借鉴已有文献［5］，定义为非金融企业参股非上市金融机构，若企业参股取值为1，否则为0。考虑到企业产融结合与发明专利申请之间具有一定的时滞性，所以选择提前一期的发明专利申请数作为被解释变量。借鉴已有研究成果［7］，本文选取了一些反映企业财务状况和治理状况的变量作为控制变量，包括企业规模、资产负债率、经营活动现金流量、企业年龄、资本密集度、股权集中度和独立董事占比，同时控制了行业和年度固定效应。各主要变量的定义见表1。

（三）模型设计

由于本文的被解释变量为取非负整数值的离散数据，所以采用计数模型进行研究。构建基准回归模型（1）如下：

其中，TINV 为被解释变量，代表企业技术创新绩效；INDUFIN 为解释变量，代表产融结合；CONTROLS 代表所有控制变量；ε 代表随机误差项。

四、实证结果与检验

（一）描述性统计结果

下页表2 为主要变量的描述性统计结果。企业发明专利申请数的均值为25.92，中位数为7，中位数远小于均值，表明我国非金融类上市公司至少有50%以上的发明专利申请数居于平均水平之下，说明大部分企业的创新绩效较差；发明专利申请数的最小值为0，最大值为465，说明存在严重的两极分化现象；标准差为63.36，说明企业之间的研发创新水平存在显著差异。产融结合的均值为4.2%，说明考察期间平均只有4.2%的企业参股了非上市金融机构，参股比例较低，说明产融结合的规模还比较小。各控制变量的统计结果和现有研究基本相符，不再赘述。

表2 描述性统计结果

（二）基准回归结果分析

下页表2 结果显示，发明专利申请数的均值与标准差相差较大，说明可能存在“过度分散”现象，可以采用计数模型中的负二项回归模型进行研究。采用该模型对基准回归模型（1）进行估计，模型整体检验显著（p=0.0000），alpha的95%置信区间为［1.3226，1.3853］，在1%的显著性水平上拒绝“alpha=0”的原假设，说明数据的确存在“过度分散”现象。采用Vuong 统计量进行检验，估计结果为-3.19，远小于-1.96，排除了零膨胀负二项回归模型。根据计数模型的筛选规则可知，应选择计数模型中的标准负二项回归模型进行研究。

表3 为产融结合对企业技术创新绩效的估计结果。其中，列（1）为不控制行业和年度固定效应的估计结果，列（2）为同时加入控制变量及行业和年度虚拟变量的估计结果。由于负二项回归模型的解释能力主要依靠Log Pseudolikelihood 值来体现，值越大，说明模型的解释力越强，从Log Pseudolikelihood 值可知，加入控制变量且控制了行业和年度虚拟变量后的估计结果的解释能力更强，所以下文均采用加入控制变量并控制行业和年度固定效应后的模型进行分析。从列（2）可以看出，产融结合对企业技术创新绩效具有显著负向影响。为了更清楚地阐释产融结合对企业技术创新绩效的影响效应的经济意义，列（3）和列（4）分别列示出基准回归模型的“发生率比”与“边际效应”的估计结果。其中，列（3）为产融结合与未实施产融结合的企业发明专利申请数的“发生率比”的估计结果，产融结合的估计系数为0.8089，说明在控制其他变量不变的条件下，产融结合企业的年平均发明专利数是未实施产融结合企业的80.89%，即产融结合企业比未实施产融结合企业的年平均发明专利数少19.11%。列（4）为边际效应估计结果，产融结合的估计系数为-5.9687，说明在控制其他变量不变的情况下，产融结合企业的年平均发明专利申请数比未实施产融结合的企业少5.9687 个。以上分析说明产融结合对企业技术创新具有抑制作用。假设H1b 得到证实。

表3 产融结合对企业技术创新绩效的影响效应估计结果

控制变量方面，在控制行业和年度固定效应的前提下，企业规模和经营活动现金流量与企业技术创新绩效间显著正相关；资本密集度和企业年龄与企业技术创新绩效显著负相关；独立董事占比对企业技术创新绩效具有正向影响，但不显著；资产负债率和股权集中度对企业技术创新绩效具有负向影响，但不显著。

（三）稳健性检验

为了保证研究结论的可靠性，本文对基准回归结果进行了一系列稳健性检验。包括替换变量、排除金融危机影响、变换模型和内生性检验，结果见下页表4。

表4 稳健性检验结果

1.替换变量。考虑衡量偏误与遗漏变量问题，本文选用企业专利申请总数代替原被解释变量发明专利申请数，采用模型（1）进行估计，结果见列（1），可以看出与前文基本一致，证实了本文结论的稳健性。

2.排除金融危机影响。由于2008 年的金融危机对我国企业的投资与技术创新造成了一定影响，所以本文剔除了金融危机发生前后的数据，选择样本子区间2010—2020 年的面板数据，采用模型（1）进行估计，结果见列（2），与前文基本一致，证实了本文结论的稳健性。

3.变换模型。本文还运用传统的OLS 模型进行了检验，借鉴现有文献的普遍做法，被解释变量采用企业发明专利申请数加1 取自然对数来衡量，并将其提前一期，采用模型（1）进行估计，结果见列（3），与前文基本一致，证实了本文结论的稳健性。

4.内生性检验。由于产融结合可能存在选择性偏误的内生性问题。为了解决上述问题，本文采用倾向得分匹配法进行稳健性检验。首先，使用企业成长性、资本密集度、经营活动现金流量、独立董事占比作为匹配变量来计算倾向得分值。然后，为参与产融结合的企业匹配一个得分最相近、且没有进行产融结合的企业。最后，利用匹配后的样本，采用模型（1）进行估计，结果见列（4），与基准回归基本相符，证实了本文结论的稳健性。

五、影响机制分析

（一）中介机制分析

前文的分析已证明，产融结合对企业技术创新绩效具有负向影响，那么产融结合为何会对企业技术创新绩效产生抑制作用？其影响机制是怎样的？本文借鉴温忠麟等［9］提出的中介效应检验法，构建如下模型进行研究：

其中，M 为中介变量，表示企业研发资金投入，分别用企业研发资金投入的对数（LNRDK）和企业研发资金投入占营业收入的比重（RDKR）来衡量。模型（2）为解释变量产融结合对中介变量的影响效应回归模型，由于企业研发资金投入数据不是离散数据，所以模型（2）采用普通OLS模型进行估计。模型（3）为同时加入解释变量产融结合及中介变量研发资金投入后形成的中介效应检验模型。

根据熊彼特的创新理论，研发资金投入是企业技术创新的重要影响因素之一，加大研发资金投入能显著促进企业技术创新绩效。但产融结合是企业资产向金融化发展的体现形式，在企业有限的资源约束下，金融投资和实体投资之间存在一定的此消彼长的关系，企业参股金融机构的投资可能会挤出用于技术创新投入的资金，进而降低企业的创新绩效。因此，本文预期产融结合可能通过挤占企业研发资金进而对企业技术创新绩效产生抑制作用。

表5 中的第（1）—（2）列为以企业研发资金投入的对数为中介变量的估计结果。第（1）列为模型（2）的估计结果，可以看出，产融结合对企业研发资金投入影响效应的回归系数a1显著为负；第（2）列为模型（3）的估计结果，可以看出，企业研发资金投入对企业技术创新绩效的回归系数b2显著为正，产融结合对企业技术创新绩效的回归系数b1显著为负，a1和b2的积a1b2的符号与b1的符号一致，说明企业研发资金投入在产融结合对企业技术创新绩效的关系中发挥了部分“中介效应”。第（3）—（4）列为以企业研发资金投入占营业收入的比重为中介变量的估计结果，从这一结果同样可以看出，企业研发资金投入在产融结合与企业技术创新绩效的关系中发挥了部分“中介效应”。从以上分析可以看出，产融结合通过挤占企业研发资金进而对企业技术创新绩效产生抑制作用，与前文的预期一致。

表5 中介效应估计结果

（二）异质性分析

从前文的分析可知，产融结合通过挤占企业研发资金从而对企业技术创新绩效产生了抑制效应。那么，在不同类型的企业中是否存在异质性？为此，本文引入代表企业成长性（GROW）、技术能力（TECH）和产权性质（SOE）的调节变量，对产融结合影响企业技术创新绩效的异质性进行分析。企业成长性采用营业总收入增长率来衡量。关于企业技术能力的定义，借鉴已有文献［10］，将制造业中的通用设备、交通运输设备、通信设备、电气机械及器材、专用设备、仪器仪表、文化办公用机械和计算机及其他电子设备企业定义为高技术企业，其他定义为非高技术企业。当企业为高技术企业时取值为1，否则为0。关于产权性质的定义，当企业为国有产权时取值为1，否则为0。

1.企业成长性的异质性。企业成长性对企业技术创新绩效具有一定影响。不同成长性企业的财务绩效和经营策略具有一定差异，其创新意愿和创新能力也存在一定差异。与高成长性企业相比，低成长性企业的价值创造能力较弱，技术创新的意愿更高，但其面临的融资约束较大。实施产融结合后，低成长性企业更有动力将从金融机构融得的资金投入到技术创新活动中，以提升企业创新能力，进而改善企业经营绩效。而高成长性的企业，其投资扩张的动机和空间较大，伴随其高价值创造能力带来的充裕资金，更易受套利动机驱动将产业资本转移到金融市场，从而挤出企业用于研发投入的资金，进而对企业技术创新绩效产生抑制作用。因此，本文预期，在高成长性企业中，产融结合对企业技术创新绩效的负向影响更显著。

表6 列（1）报告了企业成长性的异质性估计结果。企业成长性和产融结合的交互项系数显著为负，说明企业成长性对产融结合与企业技术创新绩效的关系具有调节作用。即在高成长性企业中，产融结合对企业技术创新绩效的负向影响更显著，与前文的预期一致。

表6 异质性估计结果

2.技术能力的异质性。技术能力对企业技术创新绩效具有一定影响。不同技术能力的企业在资金、技术及创新动力等方面有着显著差异，其产融结合后的投资策略和创新行为也存在一定差异。与非高技术企业相比，高技术企业拥有技术和人才优势，创新能力较强，但其面临的融资约束较大。技术创新是高技术企业存在的基础，也是其发展的动力，要想在激烈的市场竞争中占据一席之地，必须努力提高其技术创新能力，所以其创新意愿比较强烈。产融结合后，高技术企业更有动力将融资得到的资金用于研发投入。因此本文预期，在高技术企业中，产融结合对企业技术创新绩效的抑制作用会减弱。

表6 列（2）为技术能力的异质性估计结果。技术能力和产融结合的交互项系数显著为正，说明企业技术能力对产融结合与企业技术创新的关系具有调节作用。即在高技术企业中，产融结合对企业创新绩效的抑制作用减弱，与前文的预期一致。

3.产权性质的异质性。产权性质对企业技术创新绩效具有一定影响。由于不同产权性质的企业在资源禀赋、融资能力和制度支持等方面存在较大差异，其产融结合的创新效应也不同。与国有企业相比，非国有企业的融资渠道较为单一，其面临的融资约束更大，产融结合后，由于资本的逐利性，其套利动机更强烈。而国有企业拥有更多的融资渠道，更易获得政府资助，其融资约束相对较小。且国有企业经理层的薪酬和晋升是由政治水平、社会贡献和经营业绩等因素决定的，创新绩效也是对经理层考核的重要指标，所以国有企业对研发创新的积极性可能更高。因此，本文预期，在国有企业中，产融结合对企业技术创新绩效的抑制作用减弱。

上页表6 列（3）为产权性质的异质性估计结果。产权性质和产融结合的交互项系数显著为正，说明产权性质对产融结合与企业技术创新绩效的关系具有调节作用。即在国有企业中，产融结合对企业技术创新绩效的抑制作用减弱，与前文的预期一致。

六、进一步分析

前文验证了产融结合对企业技术创新绩效的影响机制。那么，不同程度的产融结合对企业技术创新绩效的影响作用如何？为此，本文将产融结合变量进一步细分为产融结合的广度（BANKNUM）、深度（SHARE）和持续时间（TIME）来进行研究。选择企业每年参股非上市金融机构的数量、最大参股比例以及持续时间来衡量产融结合的广度、深度和持续性，并加入其平方项来进一步考察它们之间是否存在非线性关系。

上页表7 列示了不同程度的产融结合对企业技术创新绩效的估计结果。产融结合广度、深度及持续性的估计系数均显著为负，其平方项系数均显著为正，说明产融结合的广度、深度及持续性均对企业技术创新绩效具有先抑制后促进的非线性影响。随着产融结合广度和深度的提高及持续时间的增加，产融结合对企业技术创新绩效的作用会出现一个拐点。可能的原因是当产融结合程度较低时，由于从外部融资的成本较高，融资得到的资金无法满足企业研发投入的需求，导致企业技术创新不断弱化。随着时间的推移，当产融结合达到一定积累时，企业对金融机构的决策参与权增大，融资能力增强，融资压力降低，企业会增加更多资金进行研发创新活动，从而提升企业技术创新绩效。

表7 不同程度的产融结合对企业技术创新的影响效应估计结果

七、结论与政策启示

本文选取2007—2020 年我国A 股非金融类上市公司的面板数据，对产融结合影响企业技术创新绩效的机制进行了研究。结果表明：产融结合对企业技术创新绩效具有抑制效应；产融结合通过挤占企业研发资金进而对企业技术创新绩效产生抑制作用；产融结合对企业技术创新绩效的影响具有明显的异质性，在高成长性、非高技术企业和非国有企业中，产融结合对企业技术创新绩效的负向影响更显著。进一步分析发现，产融结合的广度、深度与持续时间与企业技术创新绩效之间具有先“抑制”后“促进”的非线性关系。

本文的研究结论对深入理解产融结合对企业技术创新的影响机理提供了微观经验证据，具有重要的政策启示意义：（1）在进行产融结合时，企业应事先做好周密的战略规划，对是否进行产融结合、产融结合的数量、持股比例等事项做好规划和测算，把握好产融结合的进程，最大化产融结合的创新效应；树立长期投资理念，避免一味追求短期利益的套利行为，结合自身特点、经营状况及研发能力，合理配置金融资产，实现企业长期健康稳定发展。（2）政府部门应进一步完善对产融结合的顶层设计，制定有效的产融结合战略规划，促进实体企业与金融机构深度融合；完善财政补贴政策，加大对企业研发投资的扶持力度，帮助企业解决制约创新发展的资金瓶颈问题；完善税收优惠政策，鼓励实体企业加大研发投入，提高研发创新绩效。（3）引导金融资本更好地服务于实体经济的发展，鼓励金融市场资金流向企业研发创新部门；建立专业的产融结合服务型机构，帮助企业解决由于金融经验不足从而产生的产融结合困难，最大化产融结合的协同效应。（4）加大对产融结合的监管力度，对产融结合过程进行风险管控，抑制企业投机性金融投资活动，降低企业金融投资风险，防止实体经济“脱实向虚”，引导产融结合健康稳定发展。