產融結合、研發投入與企業績效
——來自高新技術企業的經驗證據

潘雅瓊，楊泊遠

（武漢科技大學 恒大管理學院，湖北 武漢 430065）

一、引言

在科技創新引領經濟發展的進程中，作為重要推動力量的高新技術企業，常常面臨研發投入大、資金短缺等融資約束問題。產融結合，即產業資本通過參股、控股金融機構等方式與金融資本融合起來（陳兆波，2015）[1]，為企業提供了新的資金來源渠道。高新技術企業紛紛開展各種形式的產融結合，如參股控股銀行、保險公司，開設金融子公司，購買金融衍生產品等。產融結合能否提升企業績效？通過怎樣的路徑影響企業績效？不同類型的產融結合，其效果是否存在差異？這些問題的研究具有重大的理論和現實意義。

學者們對產融結合的研究經歷了從模式、動機到效果的歷程。對于產融結合的動機研究，學術界基本達成共識，包括：（1）減少信息不對稱，降低融資成本，企業更容易獲得來自銀行、保險等的信貸支持（Houston 等，2014；黎文靖和李茫茫，2017）[2-3]；（2）企業將產融結合獲得的資金用于擴大生產等方面的投資，緩解投資不足，減少非效率投資（邢會等，2021）[4]；（3）產融結合提升了企業融資能力，對風險的承擔水平更高（黃光明和劉放，2018）[5]；（4）企業通過產融結合緩解資金短缺的困擾，加大研發投入力度，推動企業創新活動（Hsu 等，2014）[6]，優化內部資源配置（陳美和夏卓秀，2019）[7]。

產融結合的經濟效果如何，尤其對企業績效的影響，研究結論存在分歧。大部分學者認為產融結合對企業績效存在正向促進作用，能顯著提升企業績效（張冬，2021）[8]，特別當企業持股金融機構的股權穩定性越高，這種正面影響越大（Elyasiani 和Jia，2010）[9]。少部分學者得出相反結論，產融結合會惡化公司業績（藺元，2010）[10]，但這種負面影響會隨著時間的推移逐漸減弱（黃斌和馮儉，2020）[11]。還有一部分認為兩者之間無顯著關系，尤其是產融結合程度不高時（張慶亮和孫景同，2007）[12]。

本文可能的貢獻在于：（1）全面考量產融結合類型。前人研究產融結合時，僅僅考察實體企業持股上市或者非上市金融企業，本文創新性地以企業持股金融機構上市與否和持股類型，作為產融結合的分類依據。樣本涵蓋持股上市和非上市金融機構，持股銀行、非銀行和綜合類金融機構，全面分析產融結合類型對企業績效的差異性影響。（2）研究方法的綜合運用具有一定的創新性。相較于現有研究單一使用多元線性回歸，本文采取傾向得分匹配法測度產融結合與企業績效的關系，逐步回歸法評估研發投入的中介效應，面板回歸檢驗不同類型的產融結合影響企業績效的差異性。（3）研究對象選擇上，不同于前人多以企業整體作為樣本，本文聚焦高新技術企業，研究更具針對性。

二、機理分析與研究假設

（一）產融結合對高新技術企業績效的影響

科技創新是一項高投入、高風險的活動，在研究開發階段需要投入巨大的資金和研發人才，但結果卻存在不確定的因素，既可能獲得巨額的回報，也可能以研發失敗而告終。高新技術企業尋求與金融機構資本聯合，為擴展資金來源，推動企業發展帶來契機。首先增加了金融機構對企業的了解，減少了彼此間的信息不對稱，降低了交易成本，緩解了融資約束；其次，高新企業涉足金融業開展多元化經營，拓寬了業務渠道和收益來源，實現了資本增值；最后，產業資本和金融資本的滲透融合，有效整合了資源，實現了雙贏和協同效應（杜傳忠等，2014）[13]。

提出假設H1：產融結合能提升高新技術企業績效。

（二）研發投入的中介效應

創新是高新技術企業發展的第一動力，通過對新產品和新技術的研究開發，企業可以獲得超過市場平均水平的利潤，推動企業短期業績和長期發展。由于研發活動的不確定性，高新技術企業往往面臨資金短缺的困境。產融結合使企業更容易從金融機構獲得貸款，為研發投入創造了穩定的資金環境，從而提高企業的創新績效。

提出假設H2：研發投入在產融結合影響企業績效的過程中具有中介效應。

（三）產融結合類型對企業績效作用的差異性

根據金融機構上市與否和類型的不同，本文將產融結合分為：持股上市和非上市金融機構的產融結合，持股銀行類、非銀行類和綜合類金融機構的產融結合。

根據金融發展理論，金融業的特殊地位使其受到嚴格的監管，上市門檻較高。只有資本充裕、內控完善、管理規范、信息透明的金融機構才可能上市。因此，企業持股的金融機構上市與否，其產融結合的效果可能會不同。

提出假設H3a：持股上市與非上市金融機構對高新技術企業績效的影響有顯著差異。

高新技術企業產融結合的方式呈多元化，即可參股銀行，也可投資保險、證券、基金、信托等非銀行金融機構，還可兼具銀行和非銀行的綜合型融合。不同類型的金融機構具有不同的業務范圍和資金實力，對企業績效可能產生不同影響。

提出假設H3b：持股不同類型金融機構對高新技術企業績效的影響有顯著差異。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

數據來源于Wind 數據庫，樣本來源于國泰安數據庫高新技術企業資質認定子庫，時間跨度2008—2020 年。刪除數據缺失過多的樣本、ST 股、時間跨度點（即2008 年和2020 年）實施產融結合的樣本。若同一企業當年多次進行產融結合，則視為一次并用最高持股比例來代表。最終獲取480 家高新技術企業，5 760 個觀測值。

（二）變量設定

各變量定義及說明如表1 所示。

表1 變量定義及說明

四、實證分析

（一）產融結合與企業績效的PSM 匹配

1.PSM 模型構建。本文運用傾向得分匹配模型，對比企業實施和不實施產融結合的績效差異，研究產融結合是否會影響高新技術企業績效。分析步驟如下：

（1）樣本分組，實施產融結合的企業為處理組（Tr=1），未實施的為對照組（Tr=0），選取協變量和測度標準來定義“相似性”。

（2）設定打分匹配指標，運用Logit 回歸估計傾向得分。Logit 回歸模型為：

（3）選擇匹配方法實施匹配，計算平均處理效應（ATT）。本文采用1∶2 近鄰匹配法，將實施產融結合的企業和未實施的企業進行匹配，得到ATT值，記為：

式（2）中，Perf1、Perf0分別表示實施和未實施產融結合的企業績效，X為匹配變量。

（4）假設檢驗（共同支撐和平衡性）驗證匹配效果。

2.Logit 模型估計結果。Logit 模型估計結果顯示（表略），除了X5 值外，其他匹配變量至少在10%的水平下顯著，說明這些PSM 匹配變量對產融結合的作用顯著。具體而言，當企業凈資產越多，資產負債率越高，成立年限越長，股本數越大，管理費用越高，存貨周轉率和總資產周轉率越高，越有可能參與產融結合。而股權集中度、托賓Q 值、董事會規模、高層薪酬、營業收入和總資產增長率越高，企業實施產融結合的概率則越小。

3.PSM 匹配結果及穩健性檢驗。表2 顯示了企業平均參與效應（ATT）。采用1∶2 近鄰匹配法，實施產融結合的企業比未實施的企業，ROA高出0.004 35，ROE高出0.009 47，說明處理組的績效在匹配前低于對照組，匹配后則高于對照組。盡管變化值非常小，但ATT數值為正表明產融結合提升了高新技術企業績效，符合H1 假設。采用2 近鄰卡尺匹配法進行穩健性檢驗，ROA和ROE的ATT值分別為0.004 35 和0.009 57，均通過顯著性檢驗，說明該傾向得分匹配結果可靠，假設H1 仍然成立。

表2 傾向得分匹配結果

4.共同支撐性假設與平衡性檢驗。共同支撐假設結果（表略）顯示，在5 605 個觀測值中，5 476 個滿足共同支撐（處理組919，對照組4 557），表明97.7%的觀測值滿足共同支撐假設。匹配后的核密度圖（圖略）顯示，匹配后處理組和對照組在絕大部分區域重疊，滿足共同支撐假設。平衡假設檢驗結果（表略）顯示，匹配后絕大部分變量的標準偏差明顯降低，通過平衡性檢驗。

（二）研發投入的中介效應檢驗

1.逐步回歸法方法論及模型構建。本文采取逐步回歸法（溫忠麟等，2004）[14]，檢驗研發投入在產融結合作用于企業績效中是否存在中介效應。構建以下模型：

其中，X15 為固定資產凈額/總資產；X16 為獨立董事人數；X17 為現金流量凈額/總資產；其他變量如表1 所示。式（4）中控制變量參考劉婧等（2019）[15]。

逐步回歸中介效應檢驗過程如下：（1）檢驗式（3）Tr的系數θ1，評估產融結合對企業績效的總效應；（2）檢驗式（4）Tr的系數α1，即產融結合與研發投入的關系；（3）檢驗式（5）Tr的系數β1和Rd的系數β2，即同時考察產融結合和研發投入對企業績效的影響。若θ1、α1和β2均顯著，表明研發投入具有顯著的中介效應。進而，若β1不顯著，則為完全中介效應；相反，則是部分中介效應。

2.Rd 中介效應檢驗結果。表3 顯示第（1）列、第（2）列分別以ROA和ROE衡量企業績效，Tr的系數對應為0.009 1 和0.015 3，均在10%水平下通過顯著性檢驗，表明實施產融結合能提升企業績效，與前文PSM 結論一致。第（3）列Tr的回歸系數為0.357 4，表明產融結合能顯著推動研發投入。第（4）列、第（5）列Rd的系數分別為0.004 2 和0.008 5，均通過顯著性檢驗。據此假設H2 成立，產融結合通過研發投入促進企業績效，且研發投入存在部分中介效應。

表3 中介效應檢驗結果

（三）產融結合類型對企業績效的差異性影響

1.模型構建。本文構建面板數據模型，測度產融結合類型對企業績效作用的差異性。其中，D 表示產融結合類型，在考察金融機構是否上市對績效的差異影響時，D 代表上市（List）和非上市（UnList）；在檢驗不同類型金融機構對績效的差異影響時，D 代表銀行（Bank）、非銀行（Other）和綜合類（Com）。

2.上市/非上市金融機構對企業績效的差異性影響。如表4 所示，第（1）列、第（2）列中List 系數分別為0.023 5 和0.039 3，均在1%水平下顯著，表明持股上市金融機構顯著提升高新技術企業績效。第（3）列、第（4）列中UnList系數均為負值，被解釋變量為ROE時沒有通過顯著性檢驗，說明持股非上市金融機構對高新技術企業績效沒有顯著的影響。因此，假設H3a 成立，高新技術企業績效與持股金融機構是否上市有顯著關系，持股上市金融機構對企業績效的推動作用明顯優于持股非上市金融機構。

表4 上市/非上市金融機構對企業績效的影響

3.銀行/非銀行/綜合類產融結合對企業績效的差異性影響。如表5 所示，第（1）列、第（2）列中Bank的系數為正且不顯著，表明單純銀行類產融結合對企業績效作用不明顯。第（3）列、第（4）列中Other的系數均為負，只有以ROE為被解釋變量的結果顯著，表明非銀行類產融結合與企業績效呈負相關。第（5）列、第（6）列中Com的系數分別為0.023 6 和0.042 8，均在1%水平下顯著，表明綜合類產融結合能顯著提升高新技術企業績效。因此，假設H3b成立，高新技術企業績效與不同類型的產融結合顯著相關。其中，綜合類產融結合具有顯著的正向作用，而僅持股銀行類或非銀行類的產融結合對企業績效的影響不顯著。

表5 銀行/非銀行/綜合類產融結合對企業績效的影響

五、結論及建議

本文以2008—2020 年A 股高新技術上市公司為樣本，運用傾向得分匹配法、逐步回歸法和面板數據多元回歸，考察產融結合與企業績效的關系。

研究發現：

（1）產融結合顯著提升了高新技術企業績效。

（2）機制研究顯示，研發投入具有部分中介效應，產融結合通過促進研發投入對高新技術企業績效產生正向影響。

（3）不同類型的產融結合對高新技術企業績效具有差異性影響。持股上市金融機構比投資非上市金融機構，有更顯著的正向作用。相比單獨持股銀行類或非銀行類金融機構，綜合類產融結合更能顯著提升企業績效。

建議如下：

（1）因地制宜，實施產融結合。高新技術企業應積極利用產融結合的正向作用，加強與金融機構的合作，根據自身特性和風險承擔能力，選擇合適的金融工具，謹慎高杠桿投資，確保產融結合匹配企業資本規模。

（2）加大研發投入力度，提高創新水平。產融結合擴寬了高新技術企業的資金來源后，要增加研發、把錢花在刀刃上，爭取核心關鍵技術的突破。

（3）合理選擇產融結合對象，最大限度地發揮效果。注意產融結合的差異性作用，盡量選擇持股上市金融機構，參與兼具銀行和非銀行類綜合型、多元化的產融結合，實現實業和金融業雙贏協同。