政府引導基金與企業創新
——基于風險投資機構異質性視角

張慧雪 ,王建業 ,張春雨

(1.中山大學 自貿區綜合研究院,廣東 廣州 510275;2.廣東外語外貿大學 會計學院,廣東 廣州 510006;3.廣西師范大學 經濟管理學院,廣西 桂林 541001)

風險投資在支持創新創業活動、促進金融市場發展和提高經濟增長等方面發揮著獨特且不可替代的作用,對提高國家經濟增長率、促進就業、提高創新水平有著重要意義[1]。正因如此,各國政府都對風險投資表現出濃厚的興趣,紛紛出資成立國有風險資本,促進新興產業和高科技產業的發展,例如美國小企業創新研究計劃(SBIR)、歐洲投資基金(ETF)、加拿大創業投資基金(LSVCC)等。中國從2002 年開始引入政府引導基金,政府引導基金是由政府設立并按照市場化方式運作的政策性基金,主要是為引導社會資金進入創業投資領域,支持創新創業活動[2]。現階段我國政府引導基金以參股運作模式的間接投資為主,通過委托外部風險投資機構進行管理,重在市場化運作。投中研究院報告顯示,截至2022 年末,我國共成立1 531 只政府引導基金,自身規模累計達27 378 億元。

政府引導基金是將政府的“有形之手”與市場的“無形之手”相結合,政府發揮政策性引導,風險投資機構發揮市場化作用。已有關于政府引導基金的研究主要集中在以下兩方面:第一,政府引導基金對風險投資機構的影響。現有文獻主要從引導基金參股對風險投資機構的后續募資和投資展開[3-6]。學者們認為引導基金參股能提高風險投資機構的后續募資速度和募資金額,促進風險投資機構投向高科技企業和早期企業。并且上述作用在參股低聲譽風險投資機構、民營風險投資機構時更顯著,原因是引導基金產生了政治關聯。第二,政府引導基金對被投資企業的影響。現有文獻主要從引導基金對被投資企業的融資約束、技術創新、經營績效等方面構建了理論框架并提出實踐方案[7-9]。基于信號傳遞效應假說,宮義飛等[8]研究發現引導基金的通過降低企業的信息不對稱緩解了企業融資困境。基于激勵效應假說,程聰慧等[2]研究發現引導基金投資促進了企業創新產出。

現有研究存在以下三方面不足:第一,未將政府引導基金、風險投資機構與被投資企業納入同一個研究框架。現有文獻要么研究政府引導基金對風險投資機構的影響,要么研究政府引導基金對被投資企業的影響,但是將三者割裂開來無法從政府引導基金設立的根本上探究其發揮作用的機制[2,4]。第二,政府引導基金對企業創新的作用機制較少涉及。以往文獻較多從政府引導基金特點或被投資企業特點研究其對企業創新的影響,作用路徑較少涉及,而認清作用路徑有助于提高政府引導基金政策效果的發揮[6]。第三,存在樣本選擇偏差問題。現有研究大多以上市企業為樣本,但是政府引導基金發揮作用的對象主要是未上市企業,成功上市的企業只是其中一部分,容易產生樣本選擇性偏差[10]。

本文的研究貢獻主要表現在以下幾方面:第一,從風險投資機構異質性視角研究政府引導基金如何更好地促進企業創新。將政府引導基金、風險投資機構與被投資企業三者統一納入分析,在理論上完善了政府引導基金的研究框架,在實踐上有利于從政府引導基金設立的目的去尋找其實現政策目標的途徑。第二,從資源稟賦論角度解釋了風險投資機構參與政府引導基金管理對企業創新行為的影響。不同類型的風投機構促進企業創新的資源稟賦不同,考慮資源稟賦,既符合風險投資機構特點,也能更全面地分析政府引導基金委托不同類型的風險投資機構對企業創新行為的差異性影響。第三,以新三板掛牌企業為研究樣本,減少幸存者偏差對研究結論的干擾。與未上市企業相比,新三板掛牌企業相關的信息披露更加完整。與上市企業相比,新三板掛牌企業大多為新成立的中小企業,其中不乏“專精特新”企業,適合作為政府引導基金發揮作用的研究對象。

一、理論基礎與假設提出

(一)國有風險投資機構的作用

從政府引導基金能否發揮對企業創新的引導作用來看,主要存在“社會價值假說”與“私人利益假說”。社會價值假說認為,政府風險資本通過較少追求經濟收益而更多追求社會收益來發揮政策引導作用[11]。私人利益假說認為,由于代理問題的存在,使得政府風險資本為了謀取更多私人利益而偏離委托人的設立初衷[12]。

1.社會價值假說。創新創業活動對于產業結構升級優化、創造就業機會和促進區域經濟發展具有重要意義,但是許多經濟學家認為在創新創業過程中存在嚴重的市場失靈問題[13]。對于創新企業來說,首先,由于缺乏技術樣本或者配套技術發展不完善,創新性強的產品研發失敗的風險較高。其次,產品的商業化會受到各種外部因素的影響,創新技術能否得到市場認可存在較大的不確定性。最后,創新活動的專業性和復雜性導致信息不對稱程度較高,投資創新活動過程中的逆向選擇和道德風險問題突出。而創業企業成立時間短、規模小,因此存在新生者劣勢,即企業缺乏資源和健全的公司治理結構,資信水平較低,社會影響力有限。董靜等[14]研究認為,創業企業存在較高的代理風險、經營風險和外部風險。

國有風險資本是緩解創新市場失靈的重要政策工具[15]。不同于稅收減免或直接補貼等其他財政手段,國有風險投資被稱為“實作政策”,除了能夠為創新創業企業發展提供必要的資金,還具有其他特殊的優勢。風險資本投資需要進行投資篩選和盡職調查,有利于國有資本有針對性地扶持創新性較強或者社會效益更大的項目,符合“社會收益假說”。Butler et al.[16]研究認為,風險投資家是很好的“偵察兵”,能夠識別出具有發展潛質的企業。因此,國有風險資本可以充分識別投資風險和投資價值,保障國有風險資本投資的有效性。

對于國有風險資本而言,因為第一大股東屬于國資背景,當政府引導基金委托國有風險投資機構進行管理時,二者同屬于政府出資,即通過股權穿刺到最終層的大股東都是政府。根據委托代理理論,由于委托人與代理人目標不一致,由此會產生代理成本,代理成本包括委托人的監督成本、代理人的自我約束成本以及使企業價值最大化的剩余損失[17]。聯系到本文的研究情境,政府引導基金作為委托人,目標是促進創新創業。作為代理人的風險投資機構,目標是獲得經濟收益,二者產生了代理沖突。但是當委托人與代理人同為政府時,二者的目標都是在兼顧經濟收益的同時更注重社會價值,對失敗的容忍度較高,因此會減少代理沖突,降低代理成本,進而更好地促進企業創新[18]。

基于上述理論分析,提出假設H1a:政府引導基金委托國有風險投資機構能促進企業創新。

2.私人利益假說。然而,政府引導基金委托國有風險投資機構也可能抑制企業創新。首先,容易產生資源重復配置問題,降低投資效率。國有風險資本通過為微觀市場注入政府資源、增加微觀市場主體的政府資源稟賦來發揮政策效應。結合本文的研究情境,政府引導基金委托國有風險投資機構能夠幫助其獲得政治資源。但是,國有風險投資機構作為典型的國有企業,本身擁有比較豐富的政治資源,因此政府引導基金參股的補充作用比較弱。

其次,國有風險資本是政府干預風險投資市場的手段,政治力量及政治利益的介入往往會產生尋租行為,導致投資行為的扭曲。國有風險投資機構的資金主要來自中央或地方國資委、地方政府、發改委或者科技部等政府部門,高管一般具有政府部門的工作經歷,使得國有風險投資機構必然擁有更多的政治資源和社會資源,具有尋租的能力[19]。另外,國有風險投資機構有保值增值的壓力,這與投資對象的高風險有潛在沖突,導致管理者有尋租的動機。余琰等[11]研究認為,國有風險投資機構的代理問題更加復雜,代理人會利用政府資源更多地謀求私人利益而非社會利益,導致國有風險投資機構偏離政策初衷。

最后,國有風險投資機構的投后管理能力不足,無法更專業、更有效地幫助被投資企業發展。與民營風險投資機構相比,國有風險投資機構缺乏經驗和技能,即使投資了社會價值和公共利益更高的企業,也無法有效地進行管理。國有風險投資機構的管理層并非市場化聘用,而是政治選派,導致缺乏有效的監督管理手段和價值增值的技能[19]。黃福廣等[10]研究表明,國有風險投資機構高管缺乏必要的專業知識背景,導致其投資高科技企業的能力不足。此外,國有風險投資機構的經理人獲得的報酬通常是固定的,缺乏有效的激勵手段。民營風險投資機構的薪酬一般是2%的管理費和20%的績效收入,并根據不同外部環境和投資經理人能力進行調整,而國有風險投資機構薪酬在很長時間內的變動非常小,導致無法吸引有能力的經理人。

基于上述理論分析,提出假設H1b:政府引導基金委托國有風險投資機構能抑制企業創新。

(二)高聲譽風險投資機構認證效應假說

政府引導基金對風險投資機構具有較為靈活的選擇機制。在參股運作模式下,政府引導基金作為母基金,選擇風險投資機構作為管理人,并且要求風險投資機構進一步募集社會資本,共同設立風險投資子基金。在每個投資子基金合同到期后,政府都可以對受托的風險投資機構進行評估,并據此決定其后期是否繼續聘用。政府引導基金對于風險投資機構的激勵,完全依賴契約形式,即利用契約規定利益分配,在決定委托之前簽訂好契約[20]。政府引導基金對于風險投資機構和子基金的管理,既不涉及政府人事管理,也不涉及國有企業的激勵制度。因此,從理性人的角度分析,政府為了提高國有風險資本的利用效率和政績,完全有動機選擇高聲譽風險投資機構進行管理。

參與政府引導基金的運作,對于風險投資機構也具有一定的吸引力。一方面,更有利于風險投資機構進行早期投資,提高投資收益。政府引導基金會有一定的優惠政策,鼓勵風險投資子基金進行早期高科技企業的相關投資,從收益獎勵和風險補償兩個角度設計激勵機制,如設置早期投資的容錯率,降低對投資的收益要求等[21]。實際上,早期項目的投資一旦成功,給投資人帶來的收益更豐厚。如果對于早期失敗給予一定的容忍度,有能力的風險投資機構更愿意進入早期階段獲得超額收益。另一方面,通過與政府合作,風險投資機構更容易獲得各種政府資源,獲得更多的投資機會[11]。風險投資機構通常都管理著大量資本,不僅包括政府引導基金,也包括所募集的其他獨立風險投資基金。與政府建立聯系,也有利于風險投資機構其他非政府引導子基金的運作。

認證效應假說認為政府風險資本通過借助風險投資機構聲譽的認證作用,降低微觀市場主體與其他市場主體之間的信息不對稱來發揮政策引導作用[4]。通過上述從政府引導基金和風險投資機構兩方面進行分析,政府引導基金會優先選擇高聲譽風險投資機構作為受托人。高聲譽風險投資機構對企業具有認證作用,同時向其他投資人傳遞了良好的信號[22]。高聲譽風險投資機構進入企業,證明該企業相較同行其他企業更有競爭力。尤其早期高科技企業,由于信息不對稱程度嚴重,被市場識別更加困難,一旦高聲譽風險投資機構進入會被市場認為經歷了一次成功的篩選,有利于后續其他機構的跟投,更好地緩解企業融資約束,促進企業創新。

基于上述理論分析,提出假設H2:政府引導基金委托高聲譽風險投資機構能促進企業創新。

二、樣本選取與模型設定

(一)樣本選取和數據來源

本文的研究樣本是新三板,新三板企業數量多且以中小企業為主,對風險資本需求大。使用該板塊作為研究樣本能規避以上市公司如中小板和創業板等為樣本產生的幸存者偏差問題,也能規避以未上市企業為樣本的數據披露不完整問題。由于新三板在2012 年9 月注冊成立,在此之前的數據信息披露不完整,所以本文使用2013—2019 年新三板掛牌企業為樣本,但不包括如下企業:(1)金融類(銀行、證券、保險及其他金融類企業)與房地產企業,因為金融類企業的財務準則與一般制造業企業的財務準則不同,相關信息的可比性較弱。(2)標識為ST 及?ST 類企業,因為該類企業面臨退市風險,財務信息可能不準確。(3)財務信息、公司治理信息異常或缺失的企業,財務信息缺失會影響實證結果的可靠性。其中政府引導基金數據來自清科數據庫私募通(PEdata),風險投資機構數據來自CVSOURCE 投中數據庫,企業專利數據來自色諾芬(CCER)新三板專利庫,企業研發和財務數據來自萬得數據庫(Wind),同時配合部分手工收集和整理。為了克服極端值的影響,對連續變量前后各1%進行了Winsorize 縮尾處理。

(二)變量界定

1.因變量。本文因變量主要為企業創新投入,參考已有文獻使用企業總的研發費用來衡量[23]。

2.自變量。對于風險投資機構產權性質,參考余琰等[11]的研究并考慮到數據的可獲得性,使用風險投資機構第一大股東的產權性質來決定。將投資方被注明是國有股或國有法人股認定為國有風險投資機構,否則為非國有風險投資機構。

對于風險投資機構聲譽,將自變量分為高聲譽風險投資機構和低聲譽風險投資機構。關于機構聲譽的測量,參考楊敏利等[4]的研究并考慮到數據的完整性,使用投中數據庫中關于風險投資機構的排名來衡量。

3.控制變量。(1)企業特征變量:關于企業特征變量,借鑒已有文獻[23],本文選取企業規模、企業資產負債率、企業年齡、企業成長性、企業盈利能力、有形資產占比作為控制變量。(2)公司治理變量:除了公司財務指標等特征變量外,本文衡量了公司治理結構指標。對股權結構的變量,本文選取前十大股東持股比例之和來衡量。董事會結構變量選取董事會規模來衡量[23]。(3)其他變量:其他變量包括機構投資者持股比例、風險投資機構規模、企業所在行業和企業所在地區的省份[23]。

因變量、自變量和主要控制變量的具體說明如表1 所示。

表1 主要變量及說明

(三)實證模型

為了檢驗風險投資機構的產權性質對政府引導基金與企業創新關系的影響,建立模型(1)。

為了檢驗風險投資機構的聲譽對政府引導基金與企業創新關系的影響,建立模型(2)。

其中,因變量lnrdi,t為企業i當年的研發支出總額。自變量gvci,t表示風險投資機構的產權性質,該變量為1 代表國有風險投資機構,為0 則代表非國有風險投資機構。自變量reputationi,t表示風險投資機構的聲譽高低,該變量為1 代表高聲譽風險投資機構,為0 則代表低聲譽風險投資機構。因變量是連續變量,自變量是0-1 虛擬變量,采用最小二乘法(OLS)進行回歸,并控制行業和年份固定效應,controlsi,t為控制變量。回歸系數中,α0為常數項,α1為自變量回歸系數,α2為控制變量回歸系數,εi,t為誤差項。

三、檢驗結果及分析

(一)描述性統計

表2 給出了主要變量的描述性統計結果。由表2 可以看出,因變量創新投入的均值為5.536,創新投入最低的企業為0,最高的企業為8.438,標準差為2.559,說明各企業之間創新投入差距很大。在創新產出方面,專利總數的均值為1.861,大約為5.43 個,發明專利總數的均值為1.380,大約為2.97 個,與程聰慧等[2]的研究比較接近。經過傾向匹配得分法配對后政府引導基金占比約為23.9%,政府引導基金委托的風險投資機構中國有風險投資機構占比為35.7%,委托的風險投資機構中高聲譽風險投資機構占比為17.3%。

表2 主要變量描述性統計

(二)實證結果分析

1.國有風險投資機構作用的檢驗。對模型(1)進行回歸,回歸結果見表3。

表3 風險投資機構產權性質對引導基金與企業創新關系的影響

對于研發投入而言,首先僅用自變量是否為國有風險投資機構進行純凈回歸,然后添加相關控制變量,最后添加行業和年份固定效應。(1)列回歸結果顯示,在未加入任何控制變量的情況下國有風險投資機構與企業研發投入在5%水平上顯著負相關,二者的回歸系數是-0.360。(2)列加入相關控制變量后,國有風險投資機構與企業研發投入在1%水平上顯著負相關,二者的回歸系數是-0.544。(3)列加入相關控制變量和行業與年份固定效應后,國有風險投資機構與企業研發投入在1%水平上顯著負相關,二者的回歸系數是-0.531。由此可以看出,無論是否添加控制變量或固定效應,國有風險投資機構與企業研發投入都存在顯著的負相關關系。因此,表3 的結果支持了假設H1b,即政府引導基金委托國有風險投資機構進行管理抑制了企業創新。

2.國有企業的調節作用。上述回歸結果顯示政府引導基金委托國有風險投資機構抑制了企業創新,這可能與被投資企業的特點有關[10]。進一步考慮如何提高企業創新,將被投資企業的產權性質加以考慮,即當政府引導基金委托國有風險投資機構進行管理,同時投資的企業也是國有企業時,能否通過降低代理沖突進而促進企業創新。因為此時委托人與代理人的產權性質都是政府,能減少由于目標不一致產生的代理成本,而且政府資本對創新的失敗容忍度較高,更有利于企業創新活動的開展。據此,將被投資企業根據產權性質劃分為兩類,即國有企業與非國有企業,新增調節變量是否為國有企業(nature),當被投資企業是國有企業時,該變量為1,否則為0。此時的自變量變為是否為國有風險投資機構(gvc)與是否為國有企業(nature)二者的交乘項,其他的因變量、控制變量與主回歸一致,繼續使用模型(1)進行回歸,回歸結果見表4。

表4 國有企業調節的回歸結果

由表4 的回歸結果可以看出,(1)列在不加入控制變量的情況下,當國有風險投資機構投資國有企業時,二者的回歸系數是1.975,在10%水平上顯著正相關。(2)列加入相關控制變量后,當國有風險投資機構投資國有企業時,二者的回歸系數是3.121,在1%水平上顯著正相關。(3)列加入相關控制變量、行業和年份固定效應后,二者的回歸系數是2.300,在1%水平上顯著正相關。上述結果表明,當政府引導基金委托國有風險投資機構同時投資企業為國有企業時,能夠顯著提高被投資企業的研發投入。

3.高聲譽風險投資機構的作用檢驗。對模型(2)進行回歸,結果見表5。(1)列回歸結果顯示,在未加入控制變量的情況下風險投資機構聲譽與企業研發投入在5%水平上顯著正相關,二者的回歸系數是0.375。(2)列結果顯示加入相關控制變量后,風險投資機構聲譽與企業研發投入在1%水平上顯著正相關,二者的回歸系數是0.550。(3)列加入相關控制變量和行業與年份固定效應后,風險投資機構聲譽與企業研發投入在1%水平上顯著正相關,二者的回歸系數是0.495。由此可以看出,無論是否添加控制變量或固定效應,風險投資機構聲譽與企業研發投入都存在顯著的正相關關系。因此,表5 的結果驗證了假設H2,即政府引導基金委托高聲譽風險投資機構促進了企業創新。

表5 風險投資機構聲譽對引導基金與企業創新關系的影響

4.融資約束作用的檢驗。企業進行創新的必要條件是具備資金,但創業企業普遍資金匱乏,存在嚴重的融資約束困境,此時風險投資機構的投資尤其是高聲譽風險投資機構的參與至關重要。一方面,高聲譽風險投資機構自身募資能力強,有利于后續投資活動的開展,為企業帶去更多資金。另一方面,高聲譽風險投資機構能夠形成良好的引導示范效應,帶動其他風險投資機構的跟投,更好地緩解企業融資約束。據此可推測,融資約束越大的企業,高聲譽風險投資機構發揮的促進作用越強。借鑒盧太平等[24]對融資約束變量的測量。按照融資約束程度的中位數對樣本企業進行分組,位于中位數以上的為高融資約束組,位于中位數以下的為低融資約束組,繼續使用模型(2)進行回歸。由表6的回歸結果可以看出,風險投資機構聲譽與企業的研發投入在高融資約束組顯著正相關,二者的回歸系數是0.538,在1%水平上顯著。在低融資約束組,風險投資機構聲譽與企業的研發投入在5%水平上顯著正相關,二者的回歸系數是0.491。由此可以看出,高聲譽風險投資機構在高融資約束組促進企業創新的作用更強,即企業的融資約束起到了調節作用。

表6 融資約束作用的回歸結果

(三)穩健性檢驗

1.國有企業的分組回歸。在主回歸中使用國有企業作為調節變量,結果發現國有企業正向調節了國有風險投資機構對企業研發投入的影響。為了使結果更穩健,此處作分組回歸,檢驗國有風險投資機構是否投資國有企業時更能提高企業創新。自變量、因變量與控制變量同模型(1),使用模型(1)繼續回歸,結果見表7。

表7 國有企業分組的回歸結果

由表7 的回歸結果可以看出,當國有風險投資機構投資非國有企業時會顯著降低企業的研發投入,二者的回歸系數是-0.522,在1%水平上顯著負相關。說明政府引導基金委托國有風險投資機構但投資企業為非國有企業時,能顯著降低企業的研發投入。回歸結果與上文交乘項的回歸結果一致,說明無論國有企業作為調節變量還是作為分組變量均不影響結論的穩健性。

2.更換變量測量。(1)更換自變量的測量。在主回歸中風險投資機構聲譽使用的是風險投資機構排名,在穩健性檢驗中使用風險投資機構成立年限(reputation1)和風險投資機構管理資金規模(reputation2)作替換,依然使用模型(2)進行回歸,回歸結果見表8。由表8 回歸結果的(1)列可以看出,當風險投資機構聲譽為成立年限時,不加入控制變量的情況下風險投資機構聲譽與企業研發投入在5%水平上顯著正相關,回歸系數是0.028。(2)列加入相關控制變量后,風險投資機構聲譽與企業研發投入在10%水平上顯著正相關,回歸系數是0.028。當風險投資機構聲譽為管理資金規模時,(6)列回歸結果顯示,風險投資機構聲譽與企業研發投入在5%水平上顯著正相關,二者的回歸系數是0.128。說明風險投資機構的聲譽越高,企業的研發投入越大,替換自變量測量不會改變原結論的穩健性。(2)更換因變量的測量。上文主回歸中關于企業創新使用的因變量為研發投入,但是企業創新除了投入同時也應該關注產出,因此在穩健性檢驗中增加創新產出變量,使用發明專利與專利總數之比(ratio)來衡量[23]。繼續使用模型(1)和(2)進行回歸檢驗,自變量和其他控制變量與主回歸一致,回歸結果見表9。

表8 更換自變量測量方式

表9 更換因變量測量方式

由表9(3)列的回歸結果可以看出,在加入相關控制變量和行業與年份固定效應后,國有風險投資機構對企業的發明專利產出有顯著負向影響,二者的回歸系數是-0.079,在1%水平上顯著。說明政府引導基金委托國有風險投資機構進行管理顯著降低了企業的發明專利產出,抑制了企業創新。從(6)列的回歸結果可以看出,高聲譽風險投資機構對企業的發明專利產出有顯著正向影響,二者的回歸系數是0.079,在10%水平上顯著。說明風險投資機構聲譽越高,企業的發明專利產出越多。上述結果表明替換因變量的測量不會影響原結論的穩健性。

3.樣本替換。(1)刪除研發投入為0 的樣本。為了防止研發投入為0 的企業對回歸結果產生干擾,在穩健性檢驗中把研發費用為0 的研究樣本刪除[25],使用模型(1)和(2)進行回歸,因變量、自變量和其他控制變量與主回歸一致,回歸結果見表10。由表10 的(3)列結果可以看出,國有風險投資機構與企業的研發投入在5%水平上顯著負相關,二者的回歸系數是-0.158,說明政府引導基金委托國有風險投資機構進行管理顯著降低了企業的研發投入。(6)列回歸結果顯示,高聲譽風險投資機構與企業的研發投入在1%水平上顯著正相關,二者的回歸系數是0.373,說明政府引導基金委托高聲譽風險投資機構進行管理能顯著提高企業的研發投入。上述結果表明替換樣本不會影響原結論的穩健性。(2)刪除創新發達地區。企業創新存在一定的地區聚集效應,為排除該影響,將創新產出高的地區加以剔除,主要包括北京、上海和廣東[25]。剔除后使用模型(1)和(2)進行回歸檢驗,因變量、自變量和其他控制變量與主回歸一致,回歸結果詳見表11。由表11 的回歸結果可以看出,國有風險投資機構對企業的研發投入仍然顯著負相關。(3)列加入相關控制變量和行業及年份固定效應后,國有風險投資機構與企業的創新投入回歸系數是-0.426,在1%水平上顯著。上述結果無論從經濟顯著性還是統計顯著性分析均與主回歸基本一致,因此替換樣本不會影響原結論的穩健性。

表10 刪除研發投入為0 樣本的回歸結果

表11 刪除創新發達地區樣本的回歸結果

四、研究結論與啟示

政府引導基金作為一種政策工具,在理論上被認為有助于解決市場失靈、促進企業創新。但是由于存在的政治壓力和激勵不足等問題,政府引導基金能否實現政策目標、促進企業創新值得探討。

以2013—2019 年新三板掛牌企業為研究樣本,采用清科數據庫等公開數據為主,并結合部分手工收集和整理的數據,檢驗政府引導基金能否通過委托外部風險投資機構促進企業創新,主要包括對社會效應假說和認證效應假說的檢驗。對于社會效應假說,檢驗發現當政府引導基金委托國有風險投資機構并且投資國有企業時,能顯著提高企業的研發投入。對于認證效應假說,研究發現政府引導基金委托高聲譽風險投資機構能促進企業創新,且融資約束越大的企業促進作用越強。

本文的研究結論對我國政府制訂國有風險資本的投資策略有重要啟示。首先,根據政府引導基金委托國有風險投資機構并且被投資企業也是國有企業時,政府引導基金能促進企業創新可知,只有當政府引導基金、國有風險投資機構以及被投資企業同為國有背景時,才能降低代理成本進而促進企業創新。因此政府引導基金在選擇受托機構時,如果選擇了國有風險投資機構,那么投資標的盡量以國有企業為主,以更好地發揮引導作用促進企業創新。其次,根據政府引導基金委托高聲譽風險投資機構能促進企業創新可知,政府應該盡可能選擇高聲譽風險投資機構進行管理,以便借助風險投資機構的聲譽認證作用實現政府引導基金的引導功能。最后,本文的研究樣本是新三板企業,是成長型企業的代表。新三板相比中小板和創業板,企業正處于快速成長期,相比未上市企業,信息披露得相對完整,因此適合作為風險資本的研究樣本。隨著我國資本市場全方位發展,北京證券交易所的成立,多層次板塊的逐漸推出,新三板給我們提供了一個良好的研究試驗場。

本文從風險投資機構異質性視角研究了政府引導基金如何更好地促進企業創新,得出了較為穩健的結論,但仍存在一定局限性,未來研究可以繼續拓展。第一,本文基于清科數據庫提供的全國范圍內政府引導基金數據展開研究。但是我國地理范圍廣闊,各地政府引導基金政策具有多樣性,例如,政府引導基金的組成、對風險投資管理機構的激勵等政策存在差異,這些均會導致政府引導基金發揮作用的大小和機制可能不同,后續可分地區展開更細致的研究。第二,本文只從風險投資機構異質性視角展開研究,但是影響政府引導基金作用發揮的因素有很多,后續可以通過案例研究等方法,拓展政府引導基金促進企業創新的解釋機制。第三,雖然在控制了企業財務特征、公司治理特征以及風險投資機構相關特征后,運用分組回歸、變換變量測量、樣本替換等方法解決了可能存在的內生性問題。但是因為缺少外生沖擊事件和較好的工具變量,并不能完全排除內生性問題的干擾,后續可以通過尋找合適的工具變量更好地解決內生性問題。