新三板分層制度、融資約束與企業研發投入

李延軍 徐慢

摘? ?要：基于2014—2021年新三板中小企業的面板數據實證考察分層制度對研發投入的影響，從微觀角度分析融資約束在其中發揮的作用機制，并進一步分視角探討分層制度對不同類型企業研發投入存在的異質性影響。結果表明：新三板分層制度顯著促進中小企業研發投入提升，融資約束在分層制度對研發投入的影響中發揮中介作用；異質性研究表明，分層制度對研發投入的促進作用在民營企業、東部地區企業以及高科技企業中更加顯著，且融資約束發揮中介傳導作用；進一步研究表明，融資約束對研發投入的抑制作用存在分段現象。文章研究成果對于加快推進新三板改革進程、改善中小企業融資環境、提升中小企業的研發能力有一定參考價值。

關鍵詞：分層制度；研發投入；融資約束；中介效應；雙重差分

中圖分類號：F832.5? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2023）04-0067-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.04.009

一、引言

新三板掛牌企業是我國中小企業的典型代表，2016年新三板掛牌了10163家企業，然而，體量高速增長導致掛牌企業質量存在參差不齊的現象，統一的監管制度無法滿足企業需求，市場的交易、定價和融資功能也未得到充分發揮（田娟娟和邢天才，2014）[1]。為進行差異化管理，2016年6月，新三板公布了市場分層管理準則，通過內部分層將企業劃分為基礎層和創新層，并且每年進行完善和動態調整。新三板推出的分層制度，一方面，加強企業和第三方投資合作對接，減少外界信息搜尋成本；另一方面，實行差異化管理準則，對更高層次企業的治理、信息披露以及市場行為要求更加規范。

新三板集聚眾多科技型中小企業，以創新為核心競爭力，所以探討分層制度的推出對中小企業研發投入產生的影響具有重要意義。但縱觀以往學者對新三板分層制度的探究，更多關注于其對企業股票流動性（李金甜等，2020；洪方韡和蔣岳祥，2020）[2，3]、公司治理（姚云，2016）[4]、盈余管理（潘紅波等，2020；袁瑩翔等，2019）[5，6]等方面的影響，雖有學者提出新三板推出分層制度后企業融資渠道有所拓寬、資金配置效率得到提升（常紅利等，2019）[7]，但鮮有文獻直接對分層制度與研發投入之間的關系進行深入探討。基于此，本文從融資約束角度出發，基于“分層制度—融資約束—企業研發投入”的研究路徑，運用雙重差分模型剖析分層制度對企業研發投入的影響，采用逐步回歸法檢驗融資約束的中介傳導作用，挖掘新三板分層制度對中小企業研發投入的影響機制；進一步將樣本進行分類，分析在不同產權性質、不同地理區位以及不同行業下分層制度對研發投入的影響以及融資約束的作用機制是否存在差異，研究結論為發揮分層制度的作用機制提供有益的借鑒，對于推動改革的穩健進行、帶動社會經濟發展有著重要的作用。

二、理論分析與研究假設

（一）分層制度與企業研發投入

新三板分層制度配備了差異化制度安排，在滿足中小微企業不同發展階段差異化需求的同時，對進入創新層的企業提出更高的信息披露及公司治理規范要求。具體而言，一方面，新三板對創新層在信息披露上提出分行業信息披露、提高信息披露頻率以及執行更嚴格的審計準則等要求，通過緩解代理問題和融資問題對研發投入產生顯著正向影響（徐輝等，2020）[8]；另一方面，新三板分層制度進一步規范創新層企業公司治理，健全股東大會、對外投資、投資者關系管理以及利潤分配等制度安排，提升創新層企業整體規范化水平，良好的公司治理結構能夠有效促進企業各項監督和激勵機制的運作，避免因管理層短視行為而導致研發投入不足（胡妍等，2020）[9]。據此提出假設H1。

假設H1：分層制度通過差異化制度管理促進企業研發投入。

（二）分層制度、融資約束與企業研發投入

債務融資和股權融資是外部融資的兩大重要來源，其中債務融資是大多數中小企業主要的融資方式。由于研發活動具有收益滯后性、高風險性以及保密性等特點（Holmstrom，1993）[10]，研發活動中的信息不對稱性問題、委托代理問題尤為嚴重，因此，創新型企業在我國信貸市場上難以順利融通到資金（解維敏和魏化倩，2016）[11]。分層制度可以通過提高信息透明度和股票流動性緩解企業融資約束，進而對研發投入產生影響。一方面，對于缺乏信息的第三方而言，新三板的內部分層具有信號傳遞功能。新三板分層制度從盈利性、成長性和創新能力等方面篩選質量更好的企業進入更高層級，而資產規模和盈利能力等條件未達到創新層標準的企業停留在基礎層，有助于揭示公司質量差異（趙崇博等，2020）[12]，加強企業與金融機構之間的溝通合作，增進投資者對企業的認同與信心，拓寬融資渠道，進而有效緩解企業面臨的融資約束。另一方面，新三板市場流動性不足是抑制中小企業融資效率提升的主要原因（齊岳等，2021）[13]，分層制度通過對基礎層和創新層企業的差異化制度管理，引導要素合理配置，提高創新層企業股票流動性（何牧原和張昀，2017）[14]?；诠善绷鲃有砸鐑r理論，股票流動性提高有助于減少投資者要求的流動性風險補償，降低企業融資成本。因此，分層制度對創新層企業股票流動性產生的正向影響，降低了創新層企業的融資難度和成本，有利于其在研發活動中獲取更多資金支持（謝雪燕等，2019）[15]。據此提出假設H2。

假設H2：新三板分層制度進一步優化了中小企業的融資環境，緩解融資約束，進而促進企業研發投入。

（三）新三板分層制度對企業研發投入影響的異質性

國有企業規模較大且信貸風險較低，因此，在獲得銀行貸款等外部融資上更具有優勢（翟華明等，2019）[16]。與國有企業相比，民營企業獲取資金的渠道有限，在多數政策福利以及經濟資源流向國有企業的情況下，民營企業受到更為嚴重的融資約束（董小紅等，2021）[17]。企業對外融資困難不僅限制企業的生產經營（盛丹和王永進，2014）[18]，對企業的創新投入也產生了抑制作用（郭聯邦和王勇，2020）[19]。對此，提出假設H3。

假設H3：與國有企業相比，新三板分層制度更有助于緩解民營企業的融資約束，進而促進其研發投入。

我國不同地理區位的城市發展水平和金融發展程度相差較大，東部地區市場化程度較高，基礎設施完善，擁有豐富的資源，在經濟發展水平和對外開放程度上顯著高于其他地區，在面臨政策調整時東部地區企業具有更快的反應速度和更高的適應能力，通過掌握技術優勢獲得競爭優勢以及搶占市場份額（馬晶梅等，2020；耿成軒和曾剛，2019）[20，21]。王宏偉等（2021）[22]通過對我國創新環境進行測度，指出東部城市在創新環境上具有領先優勢。中部城市金融發展落后于東部地區，西部城市資源匱乏，信息不暢通，制造業以傳統產業為主，創新活力不足，因而，中西部企業更傾向于把資金投入日常經營發展以及風險小的項目中（孫久文和胡俊彥，2022；賀勝兵等，2021）[23，24]。分層制度引導投融資精準對接，更有利于金融發展水平和資源稟賦更高的東部地區企業研發投入水平提升。對此，提出假設H4。

假設H4：新三板分層制度緩解融資約束、提升研發投入水平的作用具有區域差異性，對東部地區企業研發投入的促進效果優于中西部企業。

在日新月異的市場中，創新為企業高質量發展提供源源不斷的動力（黨力等，2015）[25]。企業創新離不開研發活動，加大研發投入是高科技公司提升經營績效和市場競爭力的重要途徑（胡亞敏等，2018）[26]。企業進行技術創新通常需要在人力和物力上進行長期投資，而且在短期內不能獲得回報，甚至面臨研發失敗的風險（劉寶華和王雷，2018）[27]，因此，高科技中小企業研發活動面臨著嚴重的融資約束問題。對高科技中小企業來說，研發活動的資金需求量較大，更加需要良好的金融發展環境（陳志剛等，2017）[28]。新三板創新層以高科技企業為主，分層制度引導企業投融資對接，因此，分層制度對于高科技型企業融資約束緩解和研發投入促進效果更為明顯。據此，提出假設H5。

假設H5：新三板分層制度更有助于優化高科技企業的融資環境，進而提升該類企業的研發投入。

鑒于以上分析，本文提出分層制度對研發投入影響的理論模型，如圖1所示。

三、研究設計

（一）數據說明與樣本選擇

新三板分層制度于2016年6月正式實施，鑒于數據可得性，本文使用2014—2021年掛牌的新三板企業的面板數據進行實證分析，并對樣本進行篩選：（1）剔除進入創新層之后又被調出的企業；（2）剔除金融行業的企業；（3）剔除連續多年數據缺失的企業，并采用插值法對個別年份缺失的數據進行處理。本文所涉及的數據來源于東方財富choice數據庫和全國中小企業股轉系統，并對數據進行了1%和99%分位的縮尾處理。

（二）變量選取與測度

1. 被解釋變量：研發投入。本文參考彭華濤和吳瑤（2021）[29]的研究，選取研發費用與企業資產的比值來衡量企業研發投入，穩健性檢驗中采用研發費用與營業收入的比值衡量研發投入。

2. 核心解釋變量：分層制度。新三板分層制度自2016年6月開始實施，首批953家企業進入創新層，之后每年調入一部分企業，因此，采用多期雙重差分模型全面衡量分層制度政策效應。以每個年度基礎層的企業為對照組，每個年度進入創新層且之后未退出的企業為實驗組，且該類企業未進入創新層以前也作為對照組。根據每年新三板公布的創新層名單對分層制度變量Reform進行賦值，如果企業在當年屬于創新層，則Reform取值為1，否則取值為0。

3. 中介變量：融資約束水平。本文采用Hadlock和Pierce（2010）[30]設計的SA指數度量新三板企業融資約束情況，具體計算公式如（1）所示：

[SA=|-0.737×size+0.043×size2-0.04×age|]? （1）

其中，[size]（單位為百萬元）為企業資產總額的自然對數，[age]為企業年齡。[SA]數值越大，說明企業的融資約束水平越高。

4. 控制變量。在研究新三板分層制度對企業研發投入的影響時，選取資產負債率、資產收益率、企業成長性、第一大股東持股比例、現金持有和固定資產比例等作為控制變量，他們也是匹配變量，文章相關變量和符號如表1所示。

（三）模型設定

1. 傾向得分匹配。本文所要考察的是新三板分層制度對企業研發投入的影響，將分層制度的推出視為一項準實驗，采用傾向得分匹配方法將實驗組與對照組企業進行匹配，有助于克服樣本選擇問題。借鑒劉曄等（2016）[31]的做法，采用逐期匹配方式，以1∶3最近鄰匹配方式為898家創新層企業匹配對照組。再使用匹配后樣本進行雙重差分，企業進入實驗組的條件概率為：

[LogitPit|D=1=β+βi×Xit+εit]? ? （2）

[Pit|D=1]為新三板中小企業進入創新層的概率，[Xit]為匹配變量。利用式（2）估計進入創新層的概率，再用得分相近的實驗組和對照組進行配對。限于篇幅，匹配過程省略。

2. 雙重差分模型。本文以2014—2021年新三板中小企業為研究對象，在進行傾向得分匹配之后，我們得到了進入創新層的企業以及匹配后的基礎層企業。采用多期雙重差分模型來實證檢驗分層制度對企業研發投入的促進作用，模型設定如下：

[RDit=α0+α1Reformit+α2Xit+μi+ηt+εit]? ?（3）

在模型中，[i]表示中小企業，[t]表示年份；[RDit]表示企業當年的研發投入水平；[Reformit]為分層制度變量，如果企業[i]在年份[t]是創新層，則[Reformit]取值為1，否則為0；[Xit]為影響企業研發投入的控制變量，[μi]代表個體固定效應，[ηt]代表時間固定效應，[εit]代表隨機誤差。若[α1]顯著為正，則表示分層制度對企業具有研發投入促進作用。

構建模型（4）和（5）考察融資約束在分層制度與研發投入之間的中介效應是否成立：

[SAit=β0+β1Reformit+β2Xit+μi+ηt+εit]? ? ? ?（4）

[RDit=λ0+λ1Reformit+λ2SAit+λ3Xit+μi+ηt+εit]（5）

在模型中，[SA]為融資約束變量，若[α1]、[β1]和[λ2]均顯著，則說明新三板分層制度通過緩解融資約束促進企業研發投入，假設H2成立。更進一步分析，如果[λ1]顯著，且[λ1<α1]，則融資約束是分層制度與研發投入關系的部分中介；若[λ1]不顯著，表明融資約束是分層制度與研發投入關系的完全中介（溫忠麟和葉寶娟，2014）[32]。

四、實證分析

（一）描述性統計

表2為變量的描述性統計結果，其中RD均值為4.091，最大值28.19與最小值有較大差距，說明新三板中小企業在研發投入上差異較大。first均值為0.473，中位數為0.457，最大值為0.972，說明新三板中小企業具有股權高度集中的特點。ROA均值為0.0690，標準差為0.108，最大值為0.416，最小值為-0.295，說明我國新三板中小企業盈利能力存在一定差距。SA均值為2.972，標準差為0.509，說明新三板中小企業融資需求被抑制。

（二）相關性分析

相關性檢驗結果如表3所示。研發投入與分層制度的相關系數為0.2，表現出顯著正相關性。各變量之間的相關系數絕對值均低于0.4，說明不存在明顯的多重共線性問題。進一步計算各變量的方差膨脹因子VIF，結果顯示VIF值均小于5，說明變量之間不存在嚴重多重共線性問題。因此，可以進行回歸分析。

（三）基準回歸結果分析

本文運用多期雙重差分模型實證分析新三板分層制度對企業研發投入的影響，并檢驗融資約束是否在二者關系中發揮中介作用，檢驗結果如表4所示。表4的列（1）報告了新三板分層制度對中小企業研發投入的影響，分層制度對研發投入的影響系數在1%水平上顯著為正，這一結果表明分層制度通過差異化制度管理，促進市場資源合理配置，對創新層企業研發投入提升有顯著影響，初步證明假設H1成立。列（2）顯示分層制度變量與融資約束的回歸系數在1%水平下顯著為負，說明新三板分層制度能夠通過提高股票流動性和降低信息搜集成本來減弱企業的融資約束。列（3）匯報了分層制度與融資約束對研發投入的回歸結果，其中，分層制度變量與研發投入在1%水平上呈現正相關關系，融資約束對研發投入的影響在5%水平上顯著為負，說明融資約束顯著抑制企業研發投入。列（1）—（3）回歸結果表明，新三板分層制度通過緩解融資約束顯著提升中小企業研發投入，且融資約束是分層制度與研發投入關系的部分中介，假設 H2成立。

（四）異質性分析

1. 產權異質性。國有企業經營風險較小，更易獲取外部融資。新三板分層制度對企業研發投入有一定影響，但影響程度可能因企業產權性質不同而呈現出一定的差異。對不同產權性質的企業進行回歸，結果見表5。

由表5列（1）、（4）結果可知，在民營企業組，分層制度對研發投入的回歸系數為0.785，且在1%水平上顯著，而國有企業組系數[α1]為正但不顯著，說明新三板分層制度對民營企業研發投入的促進效果明顯，對國有企業影響不明顯。列（3）中分層制度對民營企業研發投入的回歸系數為0.738，在1%水平上顯著，融資約束對研發投入的回歸系數為-1.070，在1%水平上顯著，說明融資約束在民營企業分層制度與研發投入之間存在部分中介效應，假設H3成立。

實證結果顯示，民營企業進入創新層緩解融資約束進而促進研發投入，而分層制度對國有中小企業研發投入的影響不顯著，主要有以下原因：我國國有企業成立時間較早，經濟實力更為強大，融資環境更加寬松；此外，國有企業與政府聯系較為密切，緊跟政策腳步和需求，擁有政策先機，較少受資金限制。因此，分層制度在民營企業更能發揮改善融資環境、緩解融資約束的作用，產生的研發投入促進作用更為顯著。

2.地理區位異質性。 中西部城市與東部城市之間的區位差別可能造成分層制度對企業研發投入的影響存在差異。因此，按照地理區位，將樣本劃分為中西部地區企業和東部地區企業，分別進行回歸。東部地區包括北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南10個省份。結果如表6所示。

由表6列（1）、（4）結果可知，分層制度對中西部企業研發投入的回歸系數[α1]為0.712且在1%水平上顯著，對東部企業研發投入的回歸系數[α1]為0.800，在1%水平上顯著。該結果說明不管是東部的新三板企業還是中西部的新三板企業，進入創新層都對其研發投入產生了正向促進作用；但相對中西部企業而言，東部企業受到分層制度的正向促進作用更為明顯。綜合列（1）—（3）結果，對中西部地區的企業而言，分層制度對研發投入的總效應[α1]為0.712，分層制度對融資約束的直接效應[β1]為-0.0504，在加入融資約束變量后分層制度對研發投入的效應[λ1]為0.732，融資約束對研發投入的效應[λ2]為0.386但不顯著。為此，進行Sobel檢驗以驗證融資約束中介效應的存在性，得到 Z 值為7.493，P<5%，表明融資約束在分層制度與中西部地區企業研發投入關系間存在遮掩效應。對于東部地區的企業而言，分層制度對研發投入的總效應[α1]為0.800，分層制度對融資約束的直接效應[β1]為-0.0429，加入融資約束變量后分層制度對研發投入的效應[λ1]為0.720，融資約束對研發投入的效應[λ2]為-1.874，說明融資約束在分層制度與東部企業研發投入的關系中為部分中介。分層制度對于緩解東部地區企業融資約束、促進研發投入有更顯著的效果，因此，假設H4成立。

分層制度對研發投入的促進效應在東部地區更顯著的原因可能在于，中西部地區企業多以傳統制造業為主，各地區之間的創新要素流動受到限制，產業集聚程度不足，而東部地區企業因交通便利，自然資源稟賦較高，市場資源相對豐富，設施齊全，高質量人才聚集，分層制度實施能促進創新要素聚集和提高資源配置效率，進而大幅提高研發投入。

3.行業異質性。不同行業企業對研發投入的需求不同，在信貸市場上面臨的融資環境也有所差別，分層制度對不同行業的企業產生的影響也會有所不同。本文按照國家統計局 GB/T 4754 行業分類標準，將設備制造行業和文化、辦公用機械行業劃為高科技行業，其余則為非高科技行業，分別進行回歸。

由表7列（1）、（4）結果可知，分層制度對高科技企業研發投入回歸的系數[α1]為1.034且在1%水平上顯著，非高科技企業系數[α1]為0.501，在1%水平上顯著，相對非高科技企業而言，高科技企業受到創新層正向促進作用更為明顯。綜合列（1）—（3）結果可知，融資約束在分層制度與研發投入之間均存在部分中介效應。綜上，假設H5成立。

分層制度對高科技企業研發投入促進效果更加顯著的原因可能在于：不同類型企業對融資和研發的需求不同，非高科技企業往往依靠勞動力，無須大量知識和技術也可持續經營；而高科技企業產品更新換代快，對技術和設備要求較高，企業只有創新才能在市場競爭中脫穎而出，因此對研發投入的需求較高。

（五）門檻回歸模型

上文通過多期雙重差分模型實證研究發現分層制度對新三板中小企業研發投入產生了促進作用，緩解融資約束為其作用機制?？紤]到融資約束對研發投入可能存在非線性影響，以融資約束為門檻變量，重點考察分層制度背景下新三板中小企業的融資約束對研發投入是否存在非線性影響。門檻回歸基本方程如式（6）所示：

[yit=αi+β1Xit×Iqit≤γ+β2Xit×Iqit>γ+εit]? （6）

其中，[yit]是被解釋變量，[Xit]是解釋變量，[qit]是門檻變量，[γ]是門檻值。[I（·）]為指示函數，當門檻變量取值在相應的范圍內時，函數值取值為1，否則為 0。[εit]為隨機擾動項。

1. 門檻存在性檢驗。本文繼續使用2014—2021年的面板數據進行考察。被解釋變量為企業研發投入，控制變量的選取與上文相同，門檻變量為融資約束。

運用Bootstrap進行300次抽樣，估計得到的門檻值以及門檻個數如表8所示。融資約束單一門檻F統計值在1%水平上顯著，而雙重門檻不顯著。因此，融資約束對企業研發投入的影響存在門檻效應，且存在1個門檻。門檻估計值與 95%的置信區間如表9所示。

2. 門檻回歸結果分析。通過門檻存在性檢驗結果可知，融資約束在不同區間內對企業研發投入的影響不同，單門檻的具體形式設定如式（7）所示：

[RDit=α0+βXit+φ1SAit×ISAit≤γ+φ2SAit×ISAit>γ+εit]? ? ? ? （7）

表10列出了以融資約束為門檻變量的回歸結果，當融資約束水平小于等于門檻值2.0487時，融資約束對研發投入的系數為-0.748，在1%水平下顯著；當融資約束大于門檻值2.0487后， 融資約束對中小企業研發投入的影響為-1.268，并在1%的水平下顯著。可以看出，外界融資限制程度增強時，企業研發投入受其抑制作用有明顯上升。

五、穩健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

新三板分層制度在2016—2021年逐步推進，因此，采用多期雙重差分模型解決政策實施時點不一致問題。通過共同趨勢檢驗驗證分層制度實施之前實驗組和控制組是否存在趨勢變化，參照Beck等（2010） [33]構建模型如式（8）所示：

[RDit=θ+j=-75αjReformi，t-j+δXit+μi+ηt+εit]? ?（8）

其中，[RD]是采用研發費用與總資產比值進行衡量的研發投入，[Reformi，t-j]為分層制度變量，如果企業[i]在[t-j]時期進入了創新層，該變量取值為1，否則為0。因此，[α0]衡量的是分層制度當期的政策效果，[α-7]到[α-1]衡量的是實行分層制度之前1～7期的政策效果，[α1]到[α5]衡量的是分層制度之后1～5期的政策效果。如果[α-7]到[α-2]顯著為0，那么就說明政策實施之前第2～7期創新層和基礎層之間不存在顯著差異（以-1期為基準組），即平行趨勢假設成立。

在分層制度推出之前系數在0附近波動，說明在分層制度實施之前，實驗組和對照組在研發投入水平上具有相同的發展趨勢，滿足平行趨勢假定。分層制度實施后系數有明顯的上升趨勢，表明分層制度對研發投入有顯著的提升效果。

（二）更換檢驗方式

上文使用了最近鄰匹配，為驗證結果穩定性，本文運用較為精準的半徑匹配法（半徑為0.05）。表12整理了半徑匹配下使用多期雙重差分模型的回歸結果，與上文結論一致。所以，分層制度通過緩解融資約束促進研發投入結果穩健。

（三）更換被解釋變量

本文將被解釋變量更換為研發費用與營業收入的比值，其他變量不變。采用逐期匹配方式，按照近鄰匹配法進行處理，回歸結果如表13所示。列（1）報告了分層制度對研發投入的直接影響，分層制度回歸系數在1%水平上顯著為正，說明進入創新層能夠明顯促進企業的研發投入。列（2）說明分層制度改善了新三板中小企業融資環境。列（3）顯示分層制度對研發投入的影響在1%水平上顯著，融資約束變量不顯著，所以進行Sobel檢驗以驗證融資約束中介效應的存在性，得到 Z 值為4.566，P<5%，表明融資約束在分層制度與研發投入關系間發揮中介作用，“分層制度—融資約束—研發投入”路徑具有穩健性。

（四）分位數回歸

由上文可知分層制度促進企業研發投入，為探究不同研發投入水平下分層制度對其產生的影響，本文對匹配后的企業在下四分位數、中位數與上四分位數的水平下進行檢驗。估計結果見表14。分層制度對研發投入的影響均是顯著為正的，表明不同研發投入水平的企業，分層制度均對其產生促進作用，假設H1結果穩健。此外，Reform的系數呈現先減后增趨勢，并且分層制度對研發投入水平較低的新三板中小企業的激勵效應更為明顯。低研發投入水平的中小企業通常受到更為嚴重的融資約束，分層制度提高其資金運轉的邊際效應更高。

六、結論

本文基于2014—2021年新三板中小企業的面板數據，采用多期雙重差分模型實證研究分層制度對企業研發投入的影響，并檢驗其影響的內在機制。研究結果表明，新三板分層制度顯著促進企業研發投入，融資約束在其中發揮中介傳導作用。產權異質性檢驗結果表明，民營企業進入創新層顯著促進研發投入提高，國有企業進入創新層后研發投入水平的提升不明顯，分層制度通過緩解融資約束影響研發投入的機制在民營企業有顯著效果；地理區位異質性結果表明，相較于中西部地區，分層制度對東部地區的企業研發投入促進作用更加明顯，融資約束在東部地區企業發揮部分傳導作用，在中西部地區具有遮掩效應；行業異質性結果表明，相較于非高科技企業，分層制度更有助于高科技企業研發投入提升，且融資約束在不同行業均存在部分中介作用。進一步分析發現，在分層制度背景下，融資約束對研發投入的抑制作用存在分段現象，當融資約束水平跨過門檻值2.0487后，融資約束對企業研發投入起到更加顯著的負向影響。文章研究成果對于加快推進新三板改革進程、改善中小企業融資環境、提升中小企業的研發能力有一定參考價值。

基于此，提出如下建議：首先，加快推進新三板市場的改革進程。持續深化東部、中部地區的分層制度，進一步提升西部地區市場一體化程度，實現東中西部協調發展；激發國有企業科技研發動力，發揮財政資金撬動作用；進一步支持高科技企業創新活動開展。其次，改善中小企業融資環境。企業研發活動需要長期投入，營造良好的外部融資環境有助于研發項目的開展。因此，應加強金融機構對高新技術型企業的貸款支持力度，強化政府對研發項目的支持，落實惠企政策。最后，完善信息披露制度。新三板中小企業規模較小，在技術研發上具有高風險、保密性等特點，獲取外界資金困難。為此，要建立配套產品的供需信息平臺，及時公布創新相關信息，積極開展行業交流，提高信息透明度。

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