金融股權關聯(lián)、產(chǎn)權性質與研發(fā)投資

李茉菡，章新蓉，2（教授）

一、引言

十九大將構建創(chuàng)新型國家確立為國家戰(zhàn)略目標，這在很大程度上激勵了各級政府以及企業(yè)高度重視研發(fā)投資。作為推動經(jīng)濟發(fā)展的生力軍，企業(yè)借助研發(fā)投資提升自主創(chuàng)新能力的關鍵在于穩(wěn)定的外部融資渠道[1]。但是，現(xiàn)階段我國股票市場與債券市場不完善，企業(yè)外源融資主要依賴銀行貸款，而研發(fā)投資活動的收益不確定、逆向選擇以及道德風險等問題與銀行業(yè)保守穩(wěn)健的經(jīng)營理念相沖突，這意味著研發(fā)投資活動難以獲得外部資金支持[2]。為此，我國政府相繼出臺了一系列扶持政策，積極引導金融資本服務經(jīng)濟增長，解決企業(yè)“融資難、融資貴”問題。比如，2017年3月出臺了指導方針《關于金融支持制造強國建設的指導意見》。隨后，部分企業(yè)陸續(xù)通過參股金融機構的方式進入金融領域，積極尋求金融股權關聯(lián)[3]。萬得數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計結果顯示，截止到2017年年底，我國具有金融股權關聯(lián)的企業(yè)已擴展到1325 家。由此可見，銀行主導型的金融體系下實體企業(yè)以參股金融機構的方式構建金融股權關聯(lián)，有利于資源配置和獲得稀缺資源，有助于研發(fā)投資活動貸款的獲取和享受利息優(yōu)惠[1，4]。

然而，現(xiàn)有文獻主要從融資約束、現(xiàn)金持有、投資效率、股利分配等角度研究金融股權關聯(lián)的經(jīng)濟后果，鮮有文獻聚焦于企業(yè)研發(fā)投資。Lu等[5]、Allen等[6]指出，上市公司參股銀行可以緩解融資約束壓力，且這一緩解作用在民營企業(yè)中尤為明顯[7]，進而導致具有金融股權關聯(lián)的企業(yè)減持現(xiàn)金[8]，企業(yè)風險也會隨之增加[9]。馬超等[10]發(fā)現(xiàn)，具有金融股權關聯(lián)的企業(yè)會分配更多的現(xiàn)金股利。羅勁博[11]、李維安和馬超[12]強調，企業(yè)與銀行構建股權關系后會誘發(fā)過度投資現(xiàn)象，反而降低了投資效率。張勝等[4]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)與銀行構建股權關系后，其資本結構動態(tài)調整更快，縮小了實際資本結構與目標資本結構的偏差。吳漢利、白俊[13]從專利申請的角度進行研究，發(fā)現(xiàn)金融股權關聯(lián)有利于提高企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出。

通過回顧已有文獻可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投資作為促進企業(yè)自主創(chuàng)新的關鍵環(huán)節(jié)，卻鮮有文獻直接研究金融股權關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投資的影響。那么，金融股權關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投資的影響究竟如何？其作用機制又是什么？同時，鑒于“關系型”社會背景以及我國信貸配給“國民差異”的現(xiàn)實，上述作用機制在不同產(chǎn)權性質企業(yè)中是否存在顯著的差異？顯然，厘清上述問題有助于為企業(yè)的轉型升級創(chuàng)造健康有序的融資環(huán)境。為此，本文基于資源依賴理論視角探究金融股權關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投資的影響機制，同時比較這種作用機制在不同產(chǎn)權性質企業(yè)中的差異，并利用2007～2017年滬深兩市A股上市公司的微觀數(shù)據(jù)進行實證檢驗。

本文可能的貢獻在于：①豐富了研發(fā)投資活動融資來源的相關研究。以往關于研發(fā)投資的影響因素主要聚焦于股權激勵[14]、行業(yè)結構[15]以及董事會特征[16]等層面，而本文從金融股權關聯(lián)角度考察了企業(yè)進行研發(fā)投資的誘因，為評估我國正在實施的產(chǎn)融結合政策的合理性提供了新思路。②從金融股權關聯(lián)的內(nèi)在機制角度補充了企業(yè)研發(fā)投資的相關文獻。本文以金融股權關聯(lián)這種金融關系為切入點，探究了非正式制度對企業(yè)研發(fā)投資的影響機理，既拓展了“關系”領域的文獻，也為適當降低銀行等金融業(yè)的準入門檻提供了可靠的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設

（一）金融股權關聯(lián)與研發(fā)投資

作為增強企業(yè)自主創(chuàng)新能力的關鍵環(huán)節(jié)，研發(fā)投資的高投入、高風險、長周期以及資金需求大的特征往往導致內(nèi)源融資不足而依賴于外源融資。作為新興經(jīng)濟體，我國依然處于轉型階段，政治干預以及低效的金融體系在很大程度上限制了企業(yè)的融資渠道，造成基礎資源與創(chuàng)新項目不相匹配[17]。因此，企業(yè)傾向于主動尋求以關系和聲譽為核心的非正規(guī)融資渠道來緩解研發(fā)投資的融資約束問題，而通過持有金融機構股權的方式建立股權聯(lián)系是一種直接且有效的手段[18]。

金融股權關聯(lián)主要通過融資和公司治理兩條途徑來影響企業(yè)的研發(fā)投資。從權益融資層面來看，具有金融股權關聯(lián)的企業(yè)可以直接影響金融機構的信貸決策，而且參股比例越高，話語權越大，對金融機構信貸決策的影響也就越大，自然越有利于參股企業(yè)研發(fā)項目的權益融資。從債務融資層面來看，金融股權關聯(lián)能為參股企業(yè)提供隱性擔保。外部資金供給者會將金融機構視為參股企業(yè)的擔保人而能夠保證其貸款質量或投資收益，進而促進外部資金供給者向企業(yè)提供資金[17]。同時，可以將持有的金融機構的股票作為抵押物，降低貸款違約風險，增強其他金融機構為企業(yè)提供資金的意愿。從治理效應層面來看，金融股權關聯(lián)可以降低信息不對稱，監(jiān)督與約束企業(yè)行為，有效緩解代理問題，提高公司治理水平。金融股權關聯(lián)有利于企業(yè)與金融機構建立直接的信息溝通渠道，促進金融機構及時掌握企業(yè)內(nèi)部信息，促使外部融資內(nèi)部化，降低研發(fā)投資私有信息披露風險[17]。同時，在聲譽約束驅動下，作為關聯(lián)企業(yè)的隱性擔保，金融機構具有強烈的動機監(jiān)督企業(yè)經(jīng)營以及經(jīng)理人的行為，進而緩解代理問題，提高資金使用效率，促進企業(yè)進行研發(fā)投資。綜上，金融股權關聯(lián)既可以直接影響金融機構的信貸決策，又可以依托信息中介、聲譽擔保等強化債務和權益資金提供者的供給意愿，進而推動企業(yè)開展研發(fā)投資活動。基于上述分析，提出以下假設：

H1：金融股權關聯(lián)有利于企業(yè)進行研發(fā)投資。

（二）金融股權關聯(lián)、產(chǎn)權性質與研發(fā)投資

相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)進行自主研發(fā)的動機更強，但其通常面臨著更嚴重的融資約束和信貸歧視[1，19，20]，而金融股權關聯(lián)對非國有企業(yè)融資約束的緩解作用更大。從信貸市場的現(xiàn)實來看，銀行傾向于將貸款投向國有企業(yè)和政府基礎設施方面，非國有企業(yè)作為我國研發(fā)投資的主體力量[1，21]，銀行對其則表現(xiàn)出“惜貸”傾向，而金融股權關聯(lián)為非國有企業(yè)提供的隱性擔保可以增強其他金融機構的貸款意愿[17]。此外，林毅夫、姜燁[22]提出的最優(yōu)金融結構理論認為，中小型銀行在信息搜尋和事后監(jiān)督等方面對非國有企業(yè)的貸款存在比較優(yōu)勢。為了爭奪市場份額，中小型銀行有動機去搜尋和甄別非國有企業(yè)的研發(fā)項目，而金融股權關聯(lián)有利于降低中小型銀行與企業(yè)之間的信息不對稱，促進非國有企業(yè)獲得研發(fā)項目貸款。綜上，信貸歧視和預算軟約束的存在導致非國有企業(yè)研發(fā)項目的融資約束更嚴重，而金融股權關聯(lián)對非國有企業(yè)研發(fā)項目融資約束的緩解作用更顯著。基于上述分析，提出以下假設：

H2：相較于國有企業(yè)，金融股權關聯(lián)對研發(fā)投資的促進作用在非國有企業(yè)中更顯著。

三、研究設計

（一）模型設定及變量說明

為了考察金融股權關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投資的影響，本文構建如下基準模型：

其中：因變量為研發(fā)投資（R&D），用研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值衡量企業(yè)研發(fā)強度；解釋變量為金融股權關聯(lián)（FR 和FRD），參考蔣水全等[23]的研究，若持有金融機構股份，則FR取1，否則為0，若持有金融機構股權比例超過2%，則FRD 取1，否則為0。此外，選取以下關鍵變量作為控制變量：企業(yè)成長性（Growth）；股權制衡度（HZ）；產(chǎn)品市場競爭（HHI），用赫芬達爾指數(shù)度量；企業(yè)規(guī)模（Size），用年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量；自由現(xiàn)金流（CFA），用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額衡量；上市年限（Age）；資產(chǎn)收益率（ROA）；區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展（GDP），用各省人均GDP 的自然對數(shù)衡量；產(chǎn)權性質（Own），非國有企業(yè)取1，否則取0。各變量的具體定義詳見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結果及定義

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2006年股權分置改革前，非流通股的大量存在束縛了實體企業(yè)參股金融機構的行為，而且“德隆”“格林柯爾”事件影響進一步加大了監(jiān)管部門對實體企業(yè)涉足金融領域的管制，而2007年股權分置改革的順利完成為實體企業(yè)參股金融機構提供了契機。因此，本文以2007～2017年深滬兩市A 股上市公司為研究對象，并對樣本做如下處理：①剔除金融類、ST類、*ST類以及數(shù)據(jù)缺失的公司；②刪除同時發(fā)行B 股或H股、N股的公司；③對所有連續(xù)變量進行1%和99%的縮尾處理。經(jīng)此處理，最終得到7428個有效的公司年度數(shù)據(jù)。本文所用數(shù)據(jù)主要來自Wind、CSMAR數(shù)據(jù)庫以及手工收集，人均GDP數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)處理主要采用Stata 14軟件。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1 報告了變量的描述性統(tǒng)計結果。Panel A 的結果顯示，研發(fā)投資（R&D）的均值為0.037，最大值為1.948，這表明整體而言，有3.7%的營業(yè)收入用于企業(yè)研發(fā)投資，而且企業(yè)之間的研發(fā)投資強度存在較大差異。金融股權關聯(lián)（FR 和FRD）的均值分別為0.188 和0.106，說明參股金融機構的上市公司占比達到了18.8%，持有金融機構股權比例超過2%的上市公司占比為10.6%，而且具有金融股權關聯(lián)的企業(yè)中僅有一半企業(yè)持有金融機構股權的比例超過了2%。由此可見，現(xiàn)階段我國實體企業(yè)參股金融機構的融合程度還有待提高。產(chǎn)權性質（Own）的均值為0.482，說明有48.2%的樣本觀測值來自非國有企業(yè)。其余變量的統(tǒng)計結果也基本符合已有研究結論，此處不再贅述。

Panel B中的組間差異檢驗結果顯示，具有金融股權關聯(lián)企業(yè)的研發(fā)投資（R&D）顯著高于不具有金融股權關聯(lián)的企業(yè)；相對于持有金融機構股權比例較低的企業(yè)，持有金融機構股權比例較高企業(yè)的研發(fā)投資（R&D）相對較高。可見，金融股權關聯(lián)有利于企業(yè)加大研發(fā)投資，而且參股機構的股權比例越高，這一促進作用越顯著，這一結果初步驗證了H1。

（二）相關性分析

由皮爾遜相關性結果（限于篇幅，表略）可知，研發(fā)投資（R&D）與金融股權關聯(lián)（FR）之間的相關系數(shù)為0.109，并在5%的水平上顯著，說明金融股權關聯(lián)與研發(fā)投資是正相關關系，初步驗證了H1。產(chǎn)權性質（Own）與研發(fā)投資（R&D）之間的相關系數(shù)為0.138，并在5%的水平上顯著，說明研發(fā)投資強度在不同產(chǎn)權性質的企業(yè)中存在顯著差異。產(chǎn)權性質（Own）與金融股權關聯(lián)（FR）之間的相關系數(shù)為0.032，并在10%的水平上顯著，由此可見，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)更傾向于參股金融機構。其余變量之間的相關性檢驗結果也基本符合預期，說明本文樣本選取比較合理，此處不再贅述。

（三）回歸結果分析

1.金融股權關聯(lián)與研發(fā)投資：主檢驗。表2 報告了金融股權關聯(lián)與研發(fā)投資的檢驗結果。第（1）、（4）列基于全樣本的檢驗結果顯示，控制了影響企業(yè)研發(fā)投資的相關因素后，金融股權關聯(lián)（FR 和FRD）的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正，這說明金融股權關聯(lián)確實有利于推進企業(yè)的研發(fā)投資活動。進一步地，第（2）、（3）列和第（5）、（6）列基于產(chǎn)權性質的檢驗結果顯示，“經(jīng)驗P 值”分別為0.023 和0.012，且均在5%的水平上顯著。由此可見，無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，金融股權關

聯(lián)均有利于促進企業(yè)的研發(fā)投資。但是，相較于國有企業(yè)，金融股權關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用在非國有企業(yè)中更顯著。上述發(fā)現(xiàn)支持了H1和H2。在控制變量方面，企業(yè)成長性（Growth）、股權制衡度（HZ）、產(chǎn)品市場競爭（HHI）、企業(yè)規(guī)模（Size）以及自由現(xiàn)金流（CFA）與企業(yè)研發(fā)投資（R&D）均呈顯著正相關關系，說明企業(yè)盈利能力越強，股權制衡度越高，產(chǎn)品市場競爭越激烈，內(nèi)部儲備現(xiàn)金越充足，越有利于企業(yè)進行研發(fā)投資。其余變量的檢驗結果也基本符合已有文獻的觀點，此處不再贅述。

2.金融股權關聯(lián)與研發(fā)投資：路徑檢驗。前文結果表明，金融股權關聯(lián)有利于企業(yè)進行研發(fā)投資。那么，其中的傳導路徑是什么呢？根據(jù)前文理論分析可知，金融股權關聯(lián)可能通過以下兩條路徑影響企業(yè)的研發(fā)投資活動：①金融股權關聯(lián)有利于企業(yè)獲得資金（權益資金和債務資金），可以緩解融資約束，進而促進企業(yè)進行研發(fā)投資，即融資路徑；②金融股權關聯(lián)可以降低信息不對稱程度，加強中小股東對大股東和管理層的監(jiān)督，緩解代理問題，提升公司治理水平，降低資本成本，有利于企業(yè)進行研發(fā)投資，即公司治理路徑。下文將逐一檢驗這兩條傳導路徑。

（1）檢驗融資路徑。借鑒吳淑娥等[24]的研究，采用企業(yè)吸收權益性投資的現(xiàn)金與期末總資產(chǎn)比值的標準化來衡量權益融資（QYRZ）；以長短期貸款與期末總資產(chǎn)比值的標準化衡量債務融資（Debt）。表3 中第（1）、（2）列報告了權益融資（QYRZ）的中介效應檢驗結果。第（1）列結果顯示，金融股權關聯(lián)（FR）的系數(shù)在統(tǒng)計上并不顯著，說明金融股權關聯(lián)并不能促進企業(yè)獲取權益融資，這可能是因為現(xiàn)階段我國資本市場管制較多，導致上市公司只有達到證監(jiān)會融資標準才能執(zhí)行股權融資[25]，而且股權融資需要公開披露企業(yè)信息，但研發(fā)信息涉及企業(yè)核心機密，通常企業(yè)不會對外披露，這在一定程度上制約了持股金融機構企業(yè)的股權融資功能。此外，第（3）、（4）列報告了債務融資（Debt）的中介效應檢驗結果。第（3）列結果顯示，金融股權關聯(lián)（FR）有利于企業(yè)進行債務融資；第（4）列結果顯示，金融股權關聯(lián)（FR）的系數(shù)和顯著性水平均降低，這表明金融股權關聯(lián)確實可以通過吸收債務融資來加大研發(fā)投資力度。由此可見，債務融資是金融股權關聯(lián)促進研發(fā)投資的一條潛在路徑。

表2 金融股權關聯(lián)與研發(fā)投資：主檢驗結果

表3 金融股權關聯(lián)與研發(fā)投資：路徑檢驗結果

（2）檢驗公司治理路徑。借鑒張學勇和廖理[26]、李茉菡和章新蓉[27]的研究，采用主成分分析法，構建公司治理指數(shù)（Cg）。第（5）、（6）列報告了公司治理（Cg）的中介效應檢驗結果。第（5）列結果顯示，金融股權關聯(lián)有利于提升公司治理水平；第（6）列結果顯示，金融股權關聯(lián)（FR）的系數(shù)和顯著性水平均降低，這表明金融股權關聯(lián)確實可以通過提升公司治理水平來加大研發(fā)投資力度。由此可見，改善公司治理是金融股權關聯(lián)促進研發(fā)投資的潛在路徑。

綜上，本文兩條作用路徑均已證實，即金融股權關聯(lián)主要依賴債務融資路徑和公司治理路徑促進企業(yè)進行研發(fā)投資。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題處理：工具變量法。如前所述，持股金融機構的上市公司更容易融資。同時，為滿足研發(fā)投資活動的資金需求，企業(yè)通常會積極參股金融機構，以拓展融資渠道，加大研發(fā)力度，增強企業(yè)自主創(chuàng)新能力。因此，存在的內(nèi)生性問題可能會干擾本文結論。為解決內(nèi)生性問題，本文借鑒Fisman、Svensson[28]的研究，選取屬于同一行業(yè)所有上市公司持有金融機構股權比例的年度均值（FR_IND）作為工具變量。同時，借鑒張勝等[4]的研究，選取被持股金融機構是否上市（FRI）作為工具變量。如果被持股金融機構是上市公司，那么具有金融股權的企業(yè)可以直接依托證券市場持有其股份，故被持股金融機構是否上市（FRI）可以顯著影響上市公司持有金融機構股份的比例，即FRI 與FR 具有相關性；然而，被持股金融機構是否上市通常并不會影響企業(yè)層面的研發(fā)投資（R&D），故被持股金融機構是否上市（FRI）與研發(fā)投資（R&D）滿足外生性條件。基于上述分析，本文采用IV-2SLS 進行檢驗，檢驗結果如表4所示。

表4中Panel A部分的檢驗結果顯示，金融股權關聯(lián)年度均值（FR_IND）、被持股金融機構是否上市（FRI）與金融股權關聯(lián)（FR）顯著正相關。“弱工具”變量檢驗結果表明，F(xiàn) 值遠大于經(jīng)驗值10，說明不存在“弱工具”變量問題。Panel B部分的檢驗結果顯示，F(xiàn)R 的估計值（PFR）均顯著為正。Hansen J 統(tǒng)計量的p 值均顯著大于10%，說明所有工具變量都是外生的。綜上可知，本文選取的工具變量是有效的，而且基于工具變量法的檢驗結果與前文結論基本一致，故前文研究結論是穩(wěn)健的。

2.其他穩(wěn)健性處理。本文還進行了如下穩(wěn)健處理：①針對互為因果問題，本文將所有解釋變量滯后一期，重新進行回歸，發(fā)現(xiàn)金融股權關聯(lián)依然能夠促進企業(yè)進行研發(fā)投資。②依據(jù)本文研究樣本的行業(yè)分布情況，發(fā)現(xiàn)具有金融股權關聯(lián)的企業(yè)主要集中在制造業(yè)和信息技術行業(yè)，為此僅保留制造業(yè)和信息技術行業(yè)的觀察值，發(fā)現(xiàn)結論并未發(fā)生實質性變化。③替換解釋變量，若企業(yè)持有金融機構股權的比例超過5%，則FRD 取值為1，否則為0；將研發(fā)投資（R&D）定義為研發(fā)投入與年末總資產(chǎn)的比值。重新進行回歸，發(fā)現(xiàn)研究結論未發(fā)生實質性改變。限于篇幅，檢驗結果不再列出。

五、研究結論與啟示

（一）研究結論

已有關于金融股權關聯(lián)經(jīng)濟后果的研究主要集中于企業(yè)融資、投資效率以及股利分配等方面，而本文以研發(fā)投資為切入點，基于資源依賴理論視角探究了金融股權關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投資行為的影響機制，進一步比較分析了這種作用機制在不同產(chǎn)權性質企業(yè)中的差異，并利用2007～2017年滬深兩市A股上市公司的微觀數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結果發(fā)現(xiàn)：①金融股權關聯(lián)可以促進企業(yè)進行研發(fā)投資，而且持有金融機構的股權比例越高，這一促進作用越大；②相較于國有企業(yè)，金融股權關聯(lián)對企業(yè)研發(fā)投資的促進作用在非國有企業(yè)中更顯著；③金融股權關聯(lián)主要依賴債務融資路徑和公司治理路徑促進企業(yè)進行研發(fā)投資，但權益融資路徑并不顯著。

（二）啟示

本文結論具有以下啟發(fā)意義：①應引導和規(guī)范產(chǎn)業(yè)資本滲入金融領域，大力支持有條件的企業(yè)參股或組建金融機構。本文發(fā)現(xiàn)，金融股權關聯(lián)有助于緩解研發(fā)投資活動的融資約束問題，提高參股企業(yè)的財務彈性，優(yōu)化資本配置，是對經(jīng)濟轉軌時期我國市場機制缺陷的有益彌補，這種“關系”型的非正式制度對于民營企業(yè)的自主創(chuàng)新來說彌足珍貴。②應進一步放開金融業(yè)市場，增強銀行業(yè)競爭，加大民營資本進入金融行業(yè)的力度。本文發(fā)現(xiàn)，金融股權關聯(lián)對非國有企業(yè)研發(fā)投資的促進作用更顯著，而現(xiàn)階段能夠參股金融機構的民營企業(yè)依然較少，即不具有金融股權關聯(lián)的民營企業(yè)仍然承擔著嚴重的研發(fā)融資約束壓力。因此，為實現(xiàn)創(chuàng)新型國家的戰(zhàn)略目標，提升民營資本配置效率迫在眉睫，更需要為民營企業(yè)營造有利的融資環(huán)境。

表4 基于工具變量法的檢驗結果