產融結合類型、研發投資與創新產出

譚小芳，張伶俐

(大連海事大學 航運經濟與管理學院，遼寧 大連 116026)

0 引言

創新是經濟發展的源動力，企業創新能力決定其市場競爭力。由于研發投資風險較大、回報期長以及信息披露的局限性，對研發項目的資金支持程度成為制約企業研發創新能力的首要因素。持續穩定的研發資本投入是增強企業研發創新能力的前提，研發創新項目不僅需要在前期投入大量資金，在研發期間更需要持續的資金、技術等資源支持。更重要的是，如何將研發投資有效轉化為創新產出？企業經營還要面臨生產、管理、市場和后續發展等方面的風險，導致大多數企業對研發后期產業化和商業化支持不足。即使有一定資金投入產品研發，受后期中試、商業化和產業化水平不高，對投資風險的預測與防控不足等因素影響，企業研發成果轉化成功率不高，研發投入并沒有有效轉化為創新產出[1,2]。

隨著產融結合逐漸深入，持股外部金融機構的產融結合已初具規模，不少學者關注到持股金融機構為企業研發投資提供資金支持。張思菊[3]發現產融結合通過緩解融資約束提高企業研發投入；王超恩等[4]指出產融結合能緩解融資約束，促進制造業企業創新產出。在此基礎上，持股比例如何影響企業獲取金融資源的能力也進一步得到了探討。當持股比例達到一定程度時，參股金融機構能夠促進企業成長，而持股比例較低時，企業對金融機構決策的影響較小，難以為企業自身研發籌集充足資金[5]；楊竹清[6]發現，產融結合可以促進研發投入即發明專利、實用新型、外觀設計創新產出，絕對控股金融企業能強化產融結合對研發創新的積極作用；譚小芳等[7]實證發現產融結合對制造企業具有緩解研發投資不足、加劇研發投資過度的單向調節作用，說明大多數產融結合型企業停留在持股金融機構以獲取金融資源的初級階段，表現為維持投資慣性。盡管產融結合能為研發提供一定資金支持，但是持股外部金融機構以股權為紐帶形成的產融結合主要為財務性投資，屬于合作型產融結合。雖然創業能通過股權關聯獲取一定的低成本資金，但雙方為獲取各自利益僅建立短期合作關系。有學者實證研究發現，股票市場傾向于短期利潤，導致短期目標與研發創新的長期性相沖突，受“短視”投資者的壓力，企業不得不放棄部分有價值的研發項目[8]。因此，外部股權融資使經營者傾向于犧牲長期研發收益而追求短期股票回報，進而抑制企業創新[9,10]。為了保證研發資金的長期供給，實現研發活動穩步推進，近年來不少企業發展內設型產融結合，即設立財務公司等服務于自身發展戰略的自有金融子公司，調度企業自有資金進行研發投資，研發投資存續期更長，并且對研發投資失敗的容忍度更高，還能提供研發投資戰略上的支持與引導，給投資項目更大的創新空間，更有助于創新產出。因此，合作型、內設型產融結合對研發投資的金融支持程度以及對創新產出的調節作用截然不同。

綜上所述，作為增強企業創新能力的重要組成部分，產融結合緩解企業研發融資約束問題得到了驗證，但基于股權關聯的產融結合能否有效促進企業創新尚未得到一致結論。

1 理論分析與研究假設

1.1 產融結合類型與研發投資

產融結合是指實體企業通過控股、參股等方式，直接或間接獲取金融機構股權，以此對金融機構經營決策施加不同程度的影響，進而獲取外部金融資源的行為[6]。持股外部金融機構，通過股權獲取金融機構的利潤，主要作為財務性投資，因此屬于合作型產融結合。雖然合作型產融結合能夠通過持有外部金融機構的股權募資獲取一定融資便利，但研發創新是企業長期性戰略性活動，風險性高、回報期長，長期大量的研發投入必須具有容忍失敗的機制[11,12]。外部金融機構更關注企業短期績效，而持續大量資金投入需求以及高昂的調整成本使企業短期績效極易受其影響，存在前期投入無法收回的風險，進而降低合作型產融結合對研發活動的資金支持程度。

內設型產融結合是指企業設立服務于長期發展戰略的自有金融子公司，金融子公司追求企業長期價值，甚至利用金融運作的風險投資經驗主動捕捉適合企業投資的研發創新項目，因此對研發投資的風險容忍度更高。而且，內設型產融結合是母子公司產融協同利潤中心，對企業資金進行統一調配與運營管理，合理利用閑置資金進行投資，擴大盈利來源并吸納其它資本投入，擁有較雄厚的金融資本為研發活動提供長期金融集成服務，對研發項目相關信息進行專業分析，緩解信息不對稱問題[13,14]，進而促使企業管理層利用企業自有資金提高研發投入水平，使研發投資存續期更長，更利于長期創新。

內設型產融結合的金融子公司主要有財務公司、銀行、投資公司、基金管理公司、證券公司等，不同類型的金融子公司具有不同的金融關系網、投資運作經驗等互補性資源[15]，支持企業發展的金融資本更強大，對研發投資的資金支持程度更大，能更好地發揮內設型產融結合對研發投資的金融功能。基于上述分析，本文提出如下假設：

H1：相比合作型產融結合，內設型產融結合更有利于提升企業研發投資水平；

H2：內設型產融結合多元化更能強化產融結合對研發投資的支持程度。

1.2 產融結合類型對研發投資與創新產出的調節作用

研發創新具有較高的不確定性和失敗風險[16,17]，投資過程中資金投入期限較短、對風險的預測與防控不足及投資項目的市場化程度較低等原因均會導致研發資金斷鏈。研發成果轉化不僅需要大量資金支持，更需要根據企業環境并運用豐富的資本投資經驗對投資過程中的風險進行合理分散，引導其產業化落地。金融子公司服務于企業長期發展戰略，不僅具備豐富的產業知識和投資管理經驗，而且相比外部金融機構，對研發投資項目的市場需求以及是否匹配企業未來發展方向有著較為準確的評估，監督企業投資運作并對企業創新方向進行指導和修正，更有利于降低研發投資風險，從而引導研發投資的創新產出。另一方面，研發投資的保密性使其信息披露有限[18,16]，外部金融機構難以掌握研發項目具體信息，在監督缺失的情況下持股外部金融機構容易引發管理層的機會主義行為，即在沒有對研發項目進行充分評估的情況下，將資產投入風險高、回報率低的創新項目中[17]，不利于研發成果轉化。企業自有金融子公司能夠全面掌握研發項目進展，更了解項目的市場機遇及風險水平，能進一步減少逆向選擇，有助于抑制管理層機會主義行為[19]，迫使管理層投資有利于企業長遠發展的創新項目，優化研發資源配置，控制項目運營并最大化規避風險。

與通過持股外部金融機構的合作型產融結合不同，內設型產融結合通過設立自有金融子公司調度金融資源，有效的產融結合不僅為研發投資提供長期穩定的資金支持，更重要的是將金融資源服務于企業長期發展戰略，通過股權、人事融合，將金融資源與經營資源、金融知識與經營知識有效整合，增強企業對研發投資項目風險的識別能力和管理運作能力，提高對研發投資失敗的容忍度，給投資項目更大的創新空間，引導技術成果產業化、商業化，促進研發投資成果轉化。

此外，內設型產融結合下多類型的自有金融子公司與企業是風險共擔的利益共同體。金融子公司的金融投資運作網絡相互聯結，資金來源和投資主體多元化，社會資本價值高，有更強的資金、規模、信息、運作等優勢，金融子公司之間相互支撐，深諳研發投資的風險和潛在收益，為研發投資項目的不同發展階段匹配相應的金融支持與產業引導，將具備投資價值的研發項目納入多種資產組合，更有利于分散研發投資風險[20]。不同金融子公司之間交錯延展的金融資源網及集中統一的戰略目標，既分散了單一融資模式為主的資金供給單一化、信貸風險集中化等財務風險，又有助于控制研發項目運作風險，更有利于研發創新產出。由一大批金融專家組成強大的金融財團，準確預測未來市場變化，引導企業研發投資項目加入技術聯盟或開展技術合作[21]，運用其自身管理經驗和金融行業資源，實現研發投資項目市場化、商業化，促進研發資本有效產出。基于上述分析，本文提出如下假設：

H3：相比合作型產融結合，內設型產融結合更有利于為研發投資提供引導，促進有效的創新產出；

H4：內設型產融結合多元化更能強化產融結合對研發投資與創新產出關系的調節作用。

2 研究設計

2.1 研究方法

2.1.1 傾向得分匹配法(PSM)

為了進一步驗證產融結合類型與企業研發投資水平之間的關系，避免樣本非隨機分配對檢驗結果造成的選擇性偏差，本文選用傾向得分匹配法(PSM)評估產融結合類型與企業研發投資水平的因果效應。PSM將多個特征濃縮為一個指標——傾向得分值(Propensity Score) ，將影響企業創新產出和產融結合類型選擇的主要因素轉化為接受處理的條件概率，并以此為每一個實施內設型產融結合的企業(處理組)匹配一個與之在內設型產融結合前最為相近的合作型產融結合企業(對照組)。

步驟一： 計算傾向得分值。傾向得分值是指企業實施內設型產融結合的條件概率，有：

P(Xi)=Pr[Di=1|Xi]=+E(Di|Xi)]

(1)

Xi為第i家企業多個維度的特征，表示影響企業實施內設型產融結合的因素；Di作為虛擬性變量，表示第i家企業是否設立自有金融子公司，即是否實施內設型產融結合，實施則 D = 1，否則D = 0，據此將樣本劃分為處理組(D = 1)與控制組(D = 0) ；P為企業設立自有金融子公司的概率，即傾向得分值。實證分析中的PS值往往無法測量，按照 Dehejia[22]及Lian[23]估計傾向得分值方法，本文采用 Logit 模型進行估計。

PS(Xi)=P(Xi)=Pr[Di=1|Xi]=Exp(βXi)/[1+Exp(βXi)]

(2)

其中，PS(Xi)為第i家企業實施內設型產融結合的傾向得分；Exp(βXi) /[1 + Exp(βXi)]表示邏輯分布的累積分布函數；Xi是由一系列可能影響企業實施內設型產融結合的企業特征變量構成的向量，即協變量；β為各樣本企業多維度特征變量對應的Logit回歸系數，由此可以獲取各樣本企業的傾向得分值。

步驟二：對處理組與控制組樣本進行得分匹配。理論上是找到兩個傾向得分完全相同的樣本并計算平均處理效應，但由于PS值是一個連續變量，很難在處理組與控制組中找到兩個傾向得分完全相同的樣本。現有文獻采用最近鄰匹配(Nearest Neighbor Matching)、半徑匹配(Radius Matching)、核匹配(Kernel Matching)解決PS值的匹配問題。某家進行過研發投入的企業平均處理效應可以表示為：

ATT=E[RD1i-RD0i|Di=1]=E{E[RD1i-RD0i|Di=1,p(Xi)]}=E{E[RD1i|Di=1,p(Xi)]-E[RD0i|Di=0,p(Xi)|Di=1]}

(3)

其中，RD1i和 RD0i分別表示同一家企業在合作型和內設型兩種產融結合類型下的研發投資水平。在獲取傾向得分值后，本文選用最近鄰匹配、半徑匹配以及核匹配方法對處理組和控制組樣本進行配對分析，并核算各匹配方法的ATT值。

步驟三：檢驗兩個樣本組的共同支撐假設(Common Support Assumption) ，需要保證實施內設型產融結合的企業能夠通過傾向得分值找到與之匹配的未實施內設型產融結合的企業。雖然可以得出每個企業實施內設型產融結合的概率，但當傾向值過高或過低時，無法找到與之相匹配的企業。因此，最終使用的“匹配樣本”可能小于最初樣本數。

步驟四：評定匹配后的平衡性(Balancing Assumption)。在匹配完成后，如果協變量在處理組與控制組間的樣本均值不存在顯著差異，此時配對樣本是“平衡”的。

步驟五：對處理組和控制組的差異進行統計推斷。因為配對樣本的傾向值近似，PSM方法也控制了協變量對研發投入的影響。因此，在匹配好的樣本中只需比較處理組(D = 1)與控制組(D = 0)的研發投入是否存在顯著差異，就可以估計出合作型、內設型兩種產融結合類型對企業研發投資水平的影響。

2.1.2 工具變量法(IV)

研究不同產融結合類型對研發投資與創新產出的調節效應，可能存在兩種內生性問題：①遺漏變量。企業創新產出受企業特征、外部環境等多種因素影響，雖然本文在已有研究基礎上控制了一系列影響創新產出的變量，但仍可能存在一些遺漏，導致模型估計結果出現誤差；②反向因果。創新產出多的企業創新績效更高，更傾向于繼續加大研發投入，同時更為積極地調度產融結合相關資源，一般的估計方法會使估計系數有偏和非一致。針對模型可能存在的內生性問題，結合工具變量回歸進行進一步識別，采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行估計。本文選取研發人員占比(RD2)作為研發投資強度(RD1)的工具變量。一方面，企業研發人員數量相對穩定，核心研發團隊質量會直接影響創新產出，但研發人員數量占比不會對現期創新產出產生直接影響；另一方面，研發人員占比與研發投資水平有較強相關性，研發人員占比越大，研發投資水平越高。因此，選用研發投資強度(RD1)作為工具變量衡量企業研發投資水平，以檢驗不同產融結合類型對研發投資與創新產出關系的調節作用。

2.2 樣本數據

創業板和中小板企業在上市招股說明書中對研發支出信息有較詳細的披露，而主板上市公司則對研發支出信息披露較少。此外，創業板和中小板上市企業多為處于高速增長期的高科技企業，更注重研發創新。近年來，高科技企業為獲取金融支持進行不同程度的產融結合，因此選取2010-2017年中小板和創業板上市公司為研究對象，共獲得1 196家樣本數據。剔除金融類、ST公司以及數據信息披露不詳的樣本企業，對樣本連續變量進行Winsor (1% -99%)處理，以控制極端值影響。一共得到897家樣本企業，963個有效企業-年度觀測值。本文數據主要來源于Wind 數據庫(上市公司投資非上市金融企業數據、財務數據等)和CSMAR數據庫(如研發投入、專利發明等數據)，使用統計軟件Stata13.0進行分析。

2.3 變量定義

2.3.1 解釋變量

本文解釋變量為兩類產融結合：將持股外部金融機構界定為合作型產融結合，將設立金融子公司界定為內設型產融結合。將產融結合類型虛擬變量(CIF)和研發投資(RD)的交互項引入到解釋變量，用以檢驗產融結合類型對研發投資與創新產出關系的調節作用。若CIF×RD的系數顯著大于0，說明在同等研發投入水平下，設立自有金融子公司的內設型產融結合更能促進創新產出。

2.3.2 被解釋變量

研發投資水平的衡量指標一般有：研發投入占營業收入比例、研發投入占期初總資產比例以及研發投入占市值比例。考慮到資產構成不同的企業風險承受能力的差異、資本市場不完善，市值具有較大波動性，且無法避免企業內部操控股價等行為，本文將研發投入占營業收入比例作為研發投資水平的度量指標，更加符合收入與支出配比原則[24]。同時，用研發人員數量占比作為研發投資水平的替代變量。

創新產出從創新績效和突破式創新兩方面衡量。創新績效是創新產出的傳統衡量指標，表示企業的整體創新產出水平，包括實用新型、外觀設計和發明專利，常常以專利申請總量反映[25-27]。在企業的3種創新類型中，發明專利屬于突破式創新或顛覆性創新，突破了現有技術限制，能產生對產業發展有顛覆性推動作用的產品或服務，創新程度較高。相比于對現有產品和技術進行改造的實用新型和外觀設計，突破式創新有更高的技術含量和創新價值，是提高企業創新技術水平并帶動產業結構升級的根本，因此，發明專利能準確衡量更具創新性的產出水平。此外，根據張鳳兵等[28]的研究，專利授權量受滯后特性和人為因素的影響較大，尤其是發明專利申請授權周期更長，難以準確反映企業當年研發投資的創新產出效果。黎文靖和鄭曼妮[27]、Funk等[29]等大多數研究者認為，專利申請量比專利授權量更能真實反映出創新績效水平。因此本文借鑒鐘昌標等[30]、鄒雙等[31]的研究，以發明專利申請量(IPA)表示企業的突破式創新水平。考慮到創新活動是一個較長的時間區間，創新成果存在一定的時滯性，本文采用滯后一期的專利申請量度量企業當期創新產出。

2.3.3 控制變量

分析產融結合類型對研發投資的影響，主要考慮企業特征如何影響研發投資規模。借鑒國內外學者的研究結論和成果，選擇企業規模(Size )、經營活動現金流(CFO)、政府補助(GS)、營運資金與借款比(CLR)、第一大股東持股比例(Top1)、長期資本負債率(DCR)6個變量作為控制變量。規模越大的企業需要越多的資金周轉，更需要通過研發創新升級轉型。經營活動現金流量直接影響企業生產經營，現金流較少必然會影響研發資本持續投入。政府補助是企業研發創新的政策資源，政府補助資金越多，研發投資規模越大。第一大股東持股比例反映了股權集中度，影響企業作出研發投資等重大經營決策。營運資金與借款比反映企業短期償債能力。長期資本負債率衡量企業的長期資本結構，反映長期償債能力，如果企業債務規模較大、償債壓力較重，對外融資困難，必然影響研發投資活動。引入年度(Year)和行業(Industry)作為虛擬變量，變量說明見表1。

表1 變量及說明

2.4 模型設計

模型(1)檢驗合作型、內設型產融結合類型(CIF)對研發投資水平的影響。被解釋變量研發投資水平(RD)用研發投入/營業收入(RD1)衡量；在內設型產融結合樣本中用模型(2)檢驗金融子公司類型多元化(CIFM)對研發投資支持的強化作用。

RDi,t=?+β1CIFi,t+β2Controlsi,t+εi,t

(1)

RDi,t=?+β1CIFMi,t+β2Controlsi,t+εi,t

(2)

模型(3)檢驗不同產融結合類型(CIF)對研發投資水平(RD)與創新產出(Innovation)關系的調節作用。創新產出Innovation從創新績效(TPA)、突破性創新(IPA)兩方面衡量，CIF×RD為產融結合類型CIF與研發投資水平RD的交乘項，β3系數反映了CIF對RD與Innovation關系的調節作用。為了驗證假設H4，在內設型產融結合樣本中用模型(4)檢驗內設型產融結合多元化(CIFM)對提高創新產出的強化作用。

Innovationi,t=?+β1CIFi,t+β2RDi,t+β3CIFi,t×RDi,t+β4Controlsi,t+εi,t

(3)

Innovationi,t=?+β1CIFMi,t+β2RDi,t+β3CIFMi,t×RDi,t+β4Controlsi,t+εi,t

(4)

3 實證分析

3.1 產融結合類型與研發投資

3.1.1 傾向得分值估計

(1)描述性統計。Logit模型測算顯示，產融結合類型虛擬變量的均值為0.774 7，說明樣本中內設型產融結合企業占比較大，中小板創業板高新技術企業產融結合程度較高；內設型產融結合CIFM均值為1.703 8，最大值30，最小值1，說明大部分內設型產融結合企業設有1家金融子公司，個別企業設立了多家金融子公司，運用金融資本的能力相差懸殊。創新績效均值為178.629 3，突破性創新產出均值僅為40.081，說明樣本企業突破性創新產出能力相對較弱，最大值與最小值表明創新產出差距較大。實施產融結合的樣本企業研發投入水平及創新產出相差懸殊，有必要深入研究不同產融結合類型對研發投資的影響，以及對創新產出的調節作用。

(2)Logit模型估計結果。為了獲得平均處理效應(ATT)的估計值，避免異方差帶來的不利影響，先用Logit模型估計傾向得分，即在控制匹配變量產融結合類型CIF的情況下，估計樣本企業中研發投入概率預測值。傾向得分匹配的Logistic結果顯示，經營活動現金流(CFO)、企業規模(Size)、政府補助(GS)、營運資金與借款比(CLR)對研發投資有正向影響；第一大股東持股比例(Top1)、長期資本負債率(DCR)對研發投資呈負向影響。經營活動現金流(CFO)、企業規模(Size)、第一大股東持股比例(Top1)、長期資本負債率(DCR)顯著性水平為1%，政府補助(GS)在5%水平上顯著正相關，營運資金與借款比(CLR)顯著性水平接近10%。因此，在選擇恰當的匹配變量后，使用Logit模型估計研發概率作為匹配時參照的傾向得分，χ2=150.04，模型整體得分比較顯著，說明所選匹配向量對傾向得分有顯著影響。

3.1.2 樣本匹配效果分析

平行假設要求匹配后各變量在處理組和控制組間不存在顯著差異，一般認為，匹配后標準偏差的絕對值越小匹配效果越好。匹配后標準偏差均大幅下降，除第一大股東持股比例(Top1)略大于5%外，其它變量均遠小于5%，表明匹配效果較好。依據T值檢驗，在傾向得分值匹配前，比較變量均值，發現存在顯著性差異，而匹配后的處理組與控制組變量均值差異不顯著。

3.1.3 產融結合類型效果分析

依據前文樣本匹配結果，估計各樣本匹配方法的ATT值，以探究產融結合類型對企業研發支出的潛在影響，并進一步探究內設型產融結合類型中金融子公司多元化對企業研發支出的作用差異。

(1)產融結合類型與研發支出。表2中k近鄰匹配(k=4)結果顯示，匹配后處理組的企業研發投資規模(RD1)均值為5.089 4，控制組企業研發投資規模(RD1)均值為3.156 7，ATT平均處理效應為1.932 6，在1%的水平上顯著。基于PSM方法的檢驗表明，在控制企業其它主要特征后，設有金融子公司的企業研發投入水平比與之相匹配的持股外部金融機構的企業平均高出1.932 6，采取內設型產融結合類型使研發投資規模增加了61.22%。這表明，在控制企業其它主要特征后，相比合作型產融結合，內設型產融結合更能擴大樣本企業研發投資規模，與之前的假設一致。如果不根據企業特征值進行匹配，直接計算合作型產融結合企業和內設型產融結合企業的研發投入水平，那么匹配前兩組樣本的研發投入之差為1.655 5，比匹配后的ATT值(1.932 6) 略低，即低估了產融結合下不同模式對研發投入的影響。這也證明PSM方法能消除企業其它特征變量對研發投入的影響，有效解決內生性問題，得到的ATT結果更為準確。半徑匹配與核匹配檢驗結果也證明本結論具有較強的穩健性，H1得到驗證。

表2 產融結合類型對研發支出的影響

注：“匹配前”指未進行PS值配對前的樣本，“匹配后”指進行“匹配”之后的樣本；“處理組”和“控制組”分別表示內設型產融結合與合作型產融結合的企業； ***，**，*分別表示在1%，5%，10%水平上顯著。下同

(2)內設型產融結合多樣化研發支出。因為在傾向得分匹配過程中，內設型產融結合多樣化被視為處理變量，所以需要對該變量使用啞量法進行重新度量。將企業當年僅有一類金融子公司的定義為單一內設型產融結合，賦值為0；有兩類及以上金融子公司的界定為內設型產融結合多樣化，賦值為1，表3列示了內設型產融結合多元化與研發投入傾向得分匹配的結果。k近鄰匹配(k=4)結果顯示，匹配后處理組貸款數量均值為 5.475 4，控制組貸款數量均值為4.031 7，處理效應ATT為1.443 7，T檢驗通過顯著性檢驗，說明內設型產融結合多樣化使研發投資增加了35.81%。半徑匹配、核匹配結果顯示，ATT均通過顯著性檢驗，與近鄰匹配一致。檢驗結果說明內設型產融結合多樣化會強化產融結合對研發投資的支持程度，H2成立。

表3 內設型產融結合多樣化對研發支出的影響

3.2 產融結合、研發投資交互項與創新產出

3.2.1 基準模型回歸

(1)產融結合類型、研發投資交互項與創新產出。不同特征的產融結合類型對研發投資與創新產出關系的調節作用可能存在差異，本文根據模型(3)進行OLS回歸，從表4可以看出，研發投資與創新產出在10%水平上顯著正相關；產融結合類型CIF與創新產出TPA在1%水平顯著正相關；產融結合類型、研發投資交互項RD1×CIF與創新績效在5%水平顯著正相關，顯著性水平與相關系數均顯著大于研發投資與創新產出單獨回歸系數。進一步檢驗創新程度更高的突破式創新，發現研發投資RD1與突破性創新IPA在10%水平上顯著正相關，相關系數小于研發投資與創新績效的系數；產融結合類型CIF與突破性創新IPA在1%水平上顯著正相關，相關系數大于產融結合類型與創新績效的系數；產融結合類型、研發投資的交互項RD1×CIF系數顯著為正(P<0.1)，且顯著性水平、交互項系數均大于研發投資單獨回歸系數的絕對值。

(2)內設型產融結合多元化、研發投資交互項與創新產出。對于內設型產融結合企業，多類型金融子公司之間的金融業務以企業發展戰略為核心，向外延伸，利用自身專業、豐富的金融運作經驗，引導創新性研發投資項目，通過多元化的金融業務分散風險，促進研發創新產出。為了檢驗上述影響機制，針對內設型產融結合樣本企業，創建虛擬變量內設型產融結合多元化CIFM，若該企業擁有多類型金融子公司則取1，否則取0，并進一步研究金融子公司類型多樣化是否強化產融結合對研發投資與創新產出關系的調節作用。從表5可以看出，內設型產融結合多元化(CIFM)與創新績效(TPA)在1%水平上顯著正相關；內設型產融結合多元化、研發投資交互項(RD1×CIFM)與創新績效(TPA)在1%水平上顯著正相關，顯著性水平與相關系數均顯著大于研發投資與創新績效單獨回歸系數。進一步檢驗創新程度更大的突破式創新，發現內設型產融結合多元化(CIFM)與突破性創新(IPA)在1%水平顯著正相關，相關系數大于內設型產融結合多元化與創新績效的相關系數；內設型產融結合多元化、研發投資交互項(RD1×CIFM)系數在10%水平上顯著正相關，且交互項系數均大于研發投資單獨回歸系數的絕對值。

表4 產融結合類型、研發投資交互項與創新產出回歸結果

注：小括號內數值表示為回歸系數的標準誤，下同

表5 內設型產融結合多元化、研發投資交互項與創新產出回歸結果

3.2.2 工具變量回歸

采用Hausman-Wu檢驗，檢驗模型的內生性問題，結果顯示，產融結合類型(CIF)與創新績效(TPA)回歸P=0.721 1，異方差穩健的DWH檢驗結果顯示P= 0.720 0；內設型產融結合多元化(CIFM)與創新績效(TPA)回歸P=0.614 6，DWH檢驗P= 0.611 3，即產融結合類型(CIF)、內設型產融結合多元化(CIFM)均為外生變量，二者與創新績效(TPA)回歸均不存在內生性。研發投資(RD1)與創新績效(TPA)回歸P=0.015 4，研發投資與產融結合類型交互項(RD1×CIF)回歸P=0.029 5，研發投資與內設型產融結合多元化交互項(RD2×CIFM)回歸P=0.000 3，均在接近1%的顯著性水平上拒絕基準模型回歸中“所有解釋變量均為外生”的原假設，即研發投資RD1為內生變量，基準模型的回歸存在內生性問題。

為了使結果更穩健，選取研發人員占比(RD2)作為研發投資(RD1)的工具變量，用兩階段最小二乘法進行估計。弱工具變量檢驗發現，工具變量研發投資人員占比(RD2)估計系數為30.448，在1%水平上顯著；研發人員占比與產融結合類型交互項(RD2×CIF)估計系數為28.489，在1%的水平上顯著；研發人員占比與內設型產融結合多元化交互項(RD2×CIFM)的估計系數為39.284 1，在1%水平上顯著。在第一階段回歸中，F統計量均大于10，說明模型不存在弱工具變量的問題，即工具變量與內生解釋變量相關。

(1)產融結合類型、研發投資交互項與創新產出。兩階段最小二乘法的回歸結果如表6所示，研發投資(RD2)與創新績效(TPA)在1%水平上顯著正相關；產融結合類型、研發投資交互項(RD2×CIF)與創新績效(TPA)在1%水平顯著正相關，相關系數顯著大于前者。進一步檢驗創新程度更高的突破式創新，發現研發投資與突破性創新產出在5%水平上顯著正相關，顯著性強于研發投資與創新績效；產融結合類型、研發投資的交互項(RD2×CIF)在1%水平上顯著正相關，顯著性水平、交互項系數均大于研發投資單獨回歸系數。回歸結果與基準回歸模型一致，進一步驗證了相較于合作型產融結合，內設型產融結合更注重引導企業實施突破性創新，能有效調節研發投資的創新產出，H3成立，回歸結果具有較強穩健性。

表6 產融結合類型、研發投資交互項與創新產出的工具變量回歸結果

(2)內設型產融結合多元化、研發投資交互項與創新產出。兩階段最小二乘法回歸結果表明(受篇幅限制，未列示相關數據)，內設型產融結合多元化、研發投資交互項(RD2×CIFM)與創新績效(TPA)在1%水平上顯著正相關，相關系數顯著大于研發投資與創新產出單獨回歸結果。內設型產融結合多元化、研發投資交互項(RD2×CIFM)與突破式創新在1%水平上顯著正相關，且顯著性水平、交互項系數均大于研發投資單獨回歸系數。回歸結果與基準回歸模型一致，進一步驗證了在內設型產融結合中，金融子公司類型多元化更能促進企業實施突破性創新，調節研發投資創新產出的作用更強，回歸結果具有較強的穩健性，H4得到支持。

以上回歸結果表明，研發投資能提升創新績效，但對突破性創新產出的促進作用有所減弱；內設型產融結合對創新產出的正向作用更強，促進了突破性創新，并進一步調節研發投資的創新產出。這說明，內設型產融結合更注重引導企業進行創新程度更大的突破性創新，進一步調節研發投資的創新產出，金融子公司類型多元化進一步強化該作用。金融子公司為企業發展戰略提供金融服務，其金融運作經驗、風險管理能力及研發創新的前瞻性，能夠幫助企業準確捕捉有助于提升企業市場競爭力的突破性創新項目，有效預測研發投資風險。金融子公司多元化通過多種金融業務組合分散研發風險，引導研發投資項目的市場商業化落地，進而促進有效產出。

3.3 穩健性檢驗

鑒于創業板、中小板多為高速增長的高科技企業，主要從事研發創新活動，產品銷售收入能夠反映企業創新績效。考慮到創新績效具有時滯性，本文采用滯后一期的產品銷售收入作為專利申請量的替代變量進行穩健性檢驗。由表8可見，研發投資(RD2)與創新績效(SR)負相關，產融結合類型、研發投資交互項(RD2×CIF)與創新績效(SR)在1%水平上顯著正相關，內設型產融結合多元化、研發投資交互項(RD2×CIFM)與創新績效(SR)在1%水平上顯著正相關，且相關系數大于產融結合類型、研發投資交互項(RD2×CIF)。

雖然研發投資能夠提高以專利申請量衡量的創新績效(表6、表8)，但創新成果轉化為經濟價值具有一定時滯性，考慮創新績效的經濟學概念及商業價值后，發現研發投資并不一定能提高企業創新績效(表7)。內設型產融結合能夠有效調節研發投資的創新績效，而金融子公司多元化的調節作用更為顯著，進一步說明內設型產融結合更注重研發投資的商業價值，能促進企業創新績效實質性提高，這與前文一致，說明研究結果具有較好的穩健性。

表7 穩健性檢驗回歸結果

4 結論與建議

合作型產融結合利用股權與外部金融機構建立金融關聯，由此獲取的外部融資便利為研發投資提供的支持有限；內設型產融結合通過設立金融子公司，為企業研發創新等長期發展戰略服務，能持續提供研發資金支持，同時金融運作優勢又能引導有效創新產出。本文基于創業板、中小板上市公司2010-2017年數據，研究合作型和內設型產融結合如何影響企業研發創新，得到如下結論：

(1)基于傾向得分匹配方法，實證分析了產融結合類型對研發投入的影響。通過構造與處理相匹配的對照組，可以在一定程度上減少樣本選擇性偏差。在控制企業匹配變量后，考察產融結合類型對研發投入的影響，發現相比持股外部金融機構的合作型產融結合，設立金融子公司的內設型產融結合更能提升企業研發投入水平，內設型產融結合多元化能夠強化產融結合對研發投資的支持程度。

(2)采用工具變量法，實證分析合作型、內設型產融結合類型對研發投資與創新產出的調節作用，發現內設型產融結合能夠有效調節研發投資的創新產出，更注重引導企業開展突破性創新，金融子公司類型多元化進一步強化這一作用。穩健性檢驗結果發現，內設型產融結合更注重對研發投資經濟價值的引導，更能提高企業研發投資的商業價值。

本文研究結論具有重要理論意義和現實意義。首先，目前國內外實證研究更多關注持股金融機構對企業研發創新的影響，而本文以產融結合類型為焦點，考察了設立金融子公司的內設型產融結合對企業研發創新的影響，為產融結合深化的戰略協同作用提供了新證據。其次，本文的結論為企業創新產融結合類型、更好地調動金融資本為自身發展戰略服務提供了依據。產融結合已成為眾多企業做大做強的妙策良方，但大多數產融結合型企業僅通過持股外部金融機構獲取金融資源便利，仍存在金融空轉、脫虛向實等現象，未能與企業發展戰略協同。本文的結論表明，內設型產融結合能更顯著地提升企業研發創新能力、創造研發投資的經濟價值，實現以實體產業為依托，金融資本引領企業發展的產融結合戰略協同作用。最后，內設型產融結合類型多元化對企業研發創新的促進作用更強。因此，企業應當注重發展內設型產融結合，通過設立金融子公司，為自身研發創新提供長期戰略協同服務，既得到研發資金保障，更能獲得豐富的行業資源、運作管理經驗，引導研發投資項目市場化、商業化，提升企業創新能力和經濟價值。同時，應給予金融子公司相應的稅收優惠，出臺相應金融政策支持金融子公司發展，鼓勵金融子公司發展模式多元化，發展多種金融模式以增強金融協同作用，為實體產業研發創新戰略實施提供金融引領和資金支持，同時引導創新成果商業化、市場化。