產融結合對企業雙元創新投資的影響機制
——基于企業規模和內部控制的異質性影響

范明珠，王 京，徐璟娜

（中國海洋大學管理學院，山東青島 266100）

0 引言

黨的二十大報告提出堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位，在這一戰略目標的引導下，我國政府進一步推行減稅降費、財政補貼等相關支持舉措，推動微觀企業加大創新投資，以期強化其自主創新能力。然而，盡管創新（尤其是技術創新）是企業獲取長期競爭優勢的關鍵，但其研究周期長、失敗風險高和收益偏態分布等特性限制了企業的投資規模。隨著研究的深入，Lin 等［1］學者們根據不同類型創新在資金需求、風險承擔和收益獲取等方面的顯著差異將其細分為了探索式創新與開發式創新。顯然，這種具有明顯異質性的雙元創新對企業短期發展具有不同影響。這也促使相關學者對雙元創新投資的影響因素進行了諸多探討，Ozer 等［2］、翟淑萍等［3］和李柏洲等［4］相關研究表明外部網絡特征、政府補貼和政策不確定性等外部影響因素與公司治理、組織學習和常識慣性等企業內部因素均對企業雙元創新投資決策具有關鍵作用。

作為一項具有較強不確定性的創造性活動，企業創新行為需要長期穩定的現金流加以支持，但其固有的技術和市場風險約束了企業的外部融資能力。近年來，在我國相關金融發展與扶持政策的激勵下，越來越多的實體企業采用持股金融機構的方式搭建了產業資本和金融資本間的股權聯系，試圖通過產融結合的方式來緩解自身融資約束。在此背景下，相關學者探討了產融結合對企業創新行為的影響，如徐輝等［5］認為產融結合具有信號傳遞效應和決策支持效應，能夠緩解企業融資約束進而促進其創新；但王昱等［6］學者認為過度的產融結合可能導致管理層濫用信貸資金，反而不利于企業創新投資。由此可以發現，相關學者對企業創新過程中產融結合作用的認知尚存在分歧。需要指出的是，根據雙元創新理論，探索式創新和開發式創新在投資規模、研發周期和技術與市場風險等方面存在明顯的異質性，這也導致了二者對企業融資能力和融資方式的要求不盡相同。然而，現有學者很少從創新異質性視角考察產融結合對創新投資的影響，這一研究不足可能導致相關研究結論難以如實反映二者關系的實質。

鑒于此，本研究選取2009—2020 年度我國滬深兩市A 股上市企業為研究對象，試圖探討如下幾個問題：（1）產融結合會如何影響企業雙元創新投資，其影響是否存在異質性？（2）產融結合通過何種路徑影響企業雙元創新投資？（3）在我國現有企業資源與治理環境下，企業規模與內部控制差異是否會對二者關系產生異質性影響？本研究的創新點在于：（1）區別于同質性假定下的創新行為考察，從異質性視角考察了產融結合對雙元創新投資的影響，拓展了企業創新領域的研究視角；（2）通過對金融資產配置和套利動機中介作用的考察，打開了產融結合效應傳導的“黑箱”，刻畫了產融結合影響企業雙元創新的機理和路徑；（3）探討了企業規模與內部控制的異質性影響，從資源基礎與治理環境視角豐富了企業產融結合領域的研究文獻。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 文獻回顧

Aghion 等［7］、藺元［8］和李新春［9］的研究發現，產融結合具有降低交易成本、促進自身融資、實現產業資本與金融資本協同、實現多元化經營和獲取超額收益等功能。然而，雖然產融結合的信息獲取效應和決策支持效應可以緩解企業融資約束［10］，但其也可能改變管理層投資選擇，從而影響投資效率［11］。關于產融結合與企業創新投資的關系，徐輝等［5］、王昱等［6］、王紅建等［12］的相關研究大多基于創新同質性假定從整體上考察產融結合對技術創新投資的影響。事實上，考慮到不同技術創新方式的風險程度與資金需求差異，將所有技術創新視為同質行為來探討產融結合的作用，可能難以反映二者關系的實質。

根據資源基礎理論，具有異質性、難以替代且不可模仿的資源是企業獲取核心競爭力的關鍵［13］。技術創新作為一種創造性破壞行為，是企業獲取超額收益和市場競爭優勢的源泉。但技術創新本身投資規模大、失敗風險高、收益偏態分布和具有溢出效應等特征，不僅可能導致管理層投資積極性不足，而且會影響企業外部融資能力。因此，企業技術創新往往面臨較強的融資約束，難以達到最優投資規模。然而，雙元創新理論認為不同類型的企業技術創新具有異質性，開發式創新與探索式創新存在明顯差異［14］：一方面，開發式創新傾向于利用現有知識和技能進行整合與改進，以實現優化現有產品設計等目的［15］，其創新行為具有小幅度、漸進性等特征，企業承擔的風險較低［16］；而探索式創新往往屬于大幅度和激進式的創新行為，其對原有技術或工藝的突破與顛覆雖然有助于企業開發出新的產品或拓展出新的細分市場［17］，但往往會導致企業研發周期更長，承擔的技術和市場風險也更大［16］。另一方面，探索式創新一般著眼于企業長期發展，追求的是長期競爭優勢和超額收益；而開發式創新的目的往往在于效率提升、流程改善和產品設計完善，更加關注企業短期收益。可以發現，開發式創新與探索式創新在預期收益獲取和投資風險承擔等方面具有明顯異質性。考慮到風險和收益對企業投融資決策的關鍵性影響，二者所面臨的融資難度顯然不同。

作為一種具有信號傳遞效應和決策支持效應的資本融合與配置方式，產融結合具有緩解企業融資約束的作用：產融結合不僅可以使企業與金融機構形成產權聯系，使金融機構獲取更多的“軟信息”，有助于企業獲得貸款或擔保［10］，而且可以使企業獲得隱性背書，向資本市場傳遞積極信號，從而自身降低融資成本；此外，產融結合可能促使企業向金融機構派駐董事或影響其管理層決策選擇，從而使自身獲取關聯貸款等融資優勢［18］。然而，產融結合在緩解企業融資約束的同時也可能會誘發管理層投資短視或套利動機［19-21］，反而會擠出技術與產品創新等風險較高但有利于企業未來發展的長期投資［20,22］。綜上可知，產融結合可能對企業技術創新投資帶來擠出效應。然而，創新并不是一個同質的整體性行為，產融結合對探索式創新與開發式創新的影響可能存在明顯差異。考慮到現有文獻并未對該問題作出系統回答，本研究基于研發投資異質性視角探究了產融結合對企業雙元創新投資的影響。

1.2 理論分析與研究假設

考慮到探索式創新與開發式創新在資金需求、風險承擔和預期收益方面的異質性，產融結合對二者的影響可能體現在如下幾個方面：

首先，從資金投資方向來看，考慮到自身薪酬契約和職位安全，管理層可能更傾向于投資收效更快的項目，對有利于企業長期發展但投資回收期較長、不確定性較高的長期項目，投資積極性不高，而通過產融結合，管理層有了更多進行金融化投資的機會，使其更缺少進行創新投資的動力［20］，這意味著產融結合會約束企業探索式或開發式創新投資。而且由于探索式創新的研究周期更長、不確定性更高，其收益實現時間較開發式創新更長，產融結合對其約束作用可能更大。

其次，從企業投資動機來看，考慮到金融機構在證券投資方面的人才、技術和經驗等優勢［20］，產融結合不僅使企業更容易獲得資金，而且有助于其與金融機構產生更為緊密的聯系，形成關系資源［23］，使企業更容易獲取優質的投資信息，從而可能誘發其資本套利動機，導致企業將更多資金投資于金融資產，反而可能擠出創新投資［22］。相應地，出于快速獲取收益和風險規避的考慮，在金融資產配置過程中，對企業探索式創新的資金擠占可能比開發式創新更嚴重。

最后，從外部監督看，產融結合促使企業和金融機構之間形成了內部資本市場，這不僅提高了企業的融資便利度，還可能導致銀行放松對信貸資金的管理和監督，形成對企業的預算軟約束［24］，而外部監督的軟化容易誘發管理層的自利動機，導致企業產生更多的在職消費和自由現金流［25］，這意味著產融結合可能會造成外部監管弱化，導致管理層可能基于個體私利占用和配置資金，而對高風險創新項目投資的積極性不足。而且由于探索式創新相較于開發式創新更具顛覆性和原創性，其資金需求和失敗風險對管理層個體私利與職位安全的影響更大，這也導致了產融結合對探索式創新投資的約束作用比開發式創新更強。

基于以上理論分析，本研究提出如下假設：

假設1：產融結合會抑制企業雙元創新投資，且相較于開發式創新，產融結合對探索式創新投資的抑制作用更強。

2 研究設計

2.1 樣本選擇與數據來源

本研究選取2009—2020 年度我國A 股上市企業為研究對象。在研究過程中遵循以下標準對樣本數據進行了篩選：（1）剔除相關財務數據缺失和模糊不清的企業；（2）鑒于ST 類和金融類企業財務結構及經營目標的特殊性，剔除此類企業；（3）剔除樣本期間內發生重大資產重組及主營業務發生變化的企業；（4）為降低異常值的影響，對所有連續變量進行上下1%分位的Winsorize 處理，最終得到12 274 個樣本觀察值。其中，雙元創新投入數據為綜合CSMAR 數據庫與上市企業年度財務報告相關明細科目綜合整理所得，企業產融結合數據來自Wind數據庫，其他財務數據主要來自CSMAR 數據庫。

2.2 變量定義

2.2.1 雙元創新投資

我國現行會計準則（《企業會計準則第6 號——無形資產》（2006））將企業研發活動劃分為研究和開發兩個階段，相較于開發階段，企業研究階段的資金需求往往更大，研發和技術成果轉化的不確定性也更高，這意味著在不同研發階段企業的風險承擔和預期收益存在明顯差異。有鑒于此，本研究根據雙元創新理論，并參考畢曉方等［25］的測量方法，采用企業研發活動的費用化支出來衡量探索式創新投資，資本化支出來衡量開發式創新投資，并在研究過程中除以營業收入以消除規模效應的影響。

2.2.2 產融結合

在企業實際經營過程中，企業的產融結合往往通過持股上市或非上市金融機構實現。但兩類金融機構在決策和監管等方面存在明顯差異，這使得企業的持股效果具有異質性。王紅建［21］等相關學者發現，由于上市金融機構具有資本規模大、股權結構分散、信息透明度高和政府監管嚴格等特征，持股上市金融機構對企業經營與財務決策的影響有限，反而是企業利用自身區位優勢持股非上市金融機構更容易產生產業資本與金融資本實質性融合的效果。因此，借鑒王紅建等［21］、王超恩等［27］相關學者的研究方法，本研究以企業是否持股非上市金融機構來衡量其產融結合情況。

2.2.3 控制變量

畢曉方等［26］學者的研究表明，創新投資可能受到企業財務狀況、公司治理和產權制度等因素的影響。借鑒此研究思路，設置財務杠桿、盈利能力、成長能力、周轉能力、資產結構、現金流量、企業稅負、公司治理和產權性質等控制變量。此外，為控制行業環境和宏觀經濟政策等的影響，還設置了行業與年度虛擬變量。各變量定義見表1。

表1 主要變量定義

2.3 模型構建

基于上述理論分析，構建如下回歸模型對相關研究假設進行檢驗：

模型（1）和模型（2）分別用于考察產融結合對探索式創新投資和開發式創新投資的影響。在模型中，RI 和DI 分別代表探索式創新投資和開發式創新投資；Fin 代表產融結合；Control 代表控制變量；ε為模型的隨機誤差項；i、t分別代表企業和年份；α0為截距項；α1為核心解釋變量產融結合的系數；λ為控制變量的系數。

3 實證結果及分析

3.1 描述性統計

表2 列示了主要變量的描述性統計結果。由表2可知，探索式創新（RI）均值為4.080，標準差為3.710；開發式創新（DI）均值為0.498，標準差為1.414，說明樣本企業的創新投資具有明顯差異。由于雙元創新投資為放大了100 倍的統計值，說明樣本企業的創新投資水平并不高，仍應繼續鼓勵企業提高創新積極性；產融結合（Fin）均值為0.060，表明約有6%的樣本企業持有金融機構股權；產權性質（SOE）均值為 0.296，說明研究樣本中約有29.6%的企業其實際控制人為國有性質。此外，從主要控制變量來看，樣本企業的財務杠桿（Lev）、資產結構（RTA）、現金流量（CF）、企業稅負（Tax）和股權集中程度（Top10）總體差異較小，而盈利能力（EPS）、成長能力（TobinQ）、周轉能力（Turn）和獨立董事有效性（Idwork）等樣本間差異明顯。

表2 主要變量的描述性統計結果

3.2 回歸結果及分析

3.2.1 基準回歸結果

表3 列示了基于模型（1）和模型（2）的基準回歸結果。由表3 可知，在RI 組中，Fin 的系數為-0.493，通過了1%水平下的顯著性檢驗。這說明產融結合對企業探索式創新投資具有負向影響。相應地，在DI 組中，Fin 的系數為-0.183，通過了1%水平下的顯著性檢驗，這說明產融結合對企業開發式創新投資同樣具有負向作用。財務結構等控制變量對雙元創新投資的影響與翟淑萍等［3］及畢曉方等［25］的研究基本一致，而且，組間系數差異通過了1%水平下的顯著性檢驗，相較于開發式創新投資，產融結合對企業探索性創新投資的負向影響更大（-0.493＜-0.183）。該結果為研究假設1 提供了經驗證據。綜上可知，企業持股金融結構對自身探索式創新投資和開發式創新投資均具有負向影響，且對探索式創新投資的負向作用更大。

表3 基準回歸結果

3.2.2 穩健性檢驗

為保證研究結論的可靠性，進行如下穩健性檢驗：（1）被解釋變量的其他度量方式。借鑒畢曉方等［26］的研究方法，進一步對雙元創新投資進行計算（具體計算方法為：RI2=費用化支出/資產總額×100；DI2=資本化支出/資產總額×100）后重新加入模型進行了回歸分析。（2）改變樣本區間。國家稅務總局于2017 年下發的《國家稅務總局關于研發費用稅前加計扣除歸集范圍有關問題的公告》（國家稅務總局公告2017 年第40 號），進一步明確了企業研發費用歸集范圍和稅收優惠，考慮到這一政策對企業研發決策的沖擊，剔除2017 年及之后的樣本數據后重新進行了回歸分析。由表4 可知，主要回歸結果無實質性變化,這表明本文的研究結論是穩健的。

表4 穩健性檢驗結果

3.2.3 互為因果的內生性檢驗

需要指出的是，盡管企業產融結合會約束自身創新投資，但現實中同樣可能存在企業傾向于通過增加創新投資而非進行金融化以獲取長期競爭優勢的情況。即持股金融機構與企業雙元創新投資之間可能存在互為因果的關系。有鑒于此，本研究借鑒王超恩等［27］的研究方法，選取同行業其他企業持股非上市金融機構水平（同行業其他樣本企業持股非上市金融機構數量的均值Fin_industry）和同年度其他企業持股非上市金融機構水平（同年度其他樣本企業持股非上市金融機構數量的均值Fin_year）作為工具變量，采用2SLS 法對內生性問題的干擾進行了考察，檢驗結果如表5 所示。可以發現，在控制了互為因果的內生性問題的干擾后，研究結論依然穩健。

表5 互為因果的內生性檢驗結果——工具變量法

3.3 作用機制分析——基于企業金融資產配置與資本套利動機的分析

相對于金融化投資，創新投資雖然有利于企業長期發展，但也存在失敗風險高、收益實現周期長和溢出效應明顯等缺陷。管理層在投資過程中出于薪酬契約和職位安全的考慮，可能更傾向于選擇收效更快而非回收期較長、不確定性較高的長期項目［20］。一方面，當企業選擇產融結合時，其與金融機構更為緊密的聯系可以產生相應的關系資源［23］，管理層不但可以掌握更多資金，而且更容易利用金融機構在證券投資方面的人才、技術和經驗等優勢［20］，這可能導致其更多地將資金配置于金融資產，從而擠出創新投資［22］。另一方面，產融結合可以使企業實現資本市場內部化，這不僅使管理層更容易獲取優質的投資信息［22］，而且可能弱化外部金融機構對企業資金管理與監督［24］，從而誘發管理層的自利動機，導致其產生資本套利行為，擠出企業創新投資。可以發現，產融結合可能導致企業更多地將資金配置于金融資產或進行資本套利，從而削減自身創新投資。

有鑒于此，本研究借鑒中介效應的檢驗方法，通過金融資產配置和資本套利動機來考察產融結合影響企業雙元創新投資的作用路徑。借鑒顧海峰等［28］、戚聿東等［29］相關學者的研究方法，分別選取企業金融化投資（衡量方法為：（交易性金融資產+可供出售金融資產+持有至到期投資+衍生金融資產+投資性房地產）/總資產）和投資收益占比（投資收益占凈利潤比重）的中位數為標準設置虛擬變量CA，高于中位數則CA 取1，代表強資本套利動機；反之CA 取0，代表弱資本套利動機）作為金融資產配置和資本套利動機的代理變量。具體檢驗模型如下：

模型（3）、模型（4）和模型（5）中：Fininvest 代表企業金融資產配置；CA 代表企業資本套利動機；β0、γ0、η0為截距項；β1、η1為核心解釋變量產融結合的系數；γ1、η2為中介變量金融資產配置和資本套利動機的系數。

金融資產配置的中介效應檢驗的回歸結果如表6 所示。在RI 組里，綜合模型（1）及模型（3）—（5）可知，產融結合會增加企業金融資產配置，從而降低其探索式創新投資。在DI 組里，綜合模型（2）—（5）可知，產融結合會增加企業金融資產配置，從而降低其開發式創新投資。這表明產融結合確實可能導致企業更多地將資金配置于金融資產，從而擠出自身雙元創新投資。

表6 中介效應檢驗的回歸結果——金融資產配置

同理，資本套利動機的中介效應檢驗的回歸結果如表7 所示。在RI 組里，綜合模型（1）及模型（3）—（5）可知，產融結合會提升企業資本套利動機，從而降低其探索式創新投資。在DI 組里，綜合模型（2）—（5）可知，產融結合會提升企業資本套利動機，從而降低其開發式創新投資。這表明產融結合確實會導致企業產生資本套利動機，從而降低自身雙元創新投資。

表7 中介效應檢驗的回歸結果——資本套利動機

3.4 異質性分析——基于企業規模與內部控制的影響分析

3.4.1 企業規模的影響

創新投資資金需求大、失敗風險高和信息不對稱等特性決定了企業需要具備良好的資源基礎和外部融資能力。與中小企業相比，大企業不僅更具資金實力和融資能力，而且在人力、技術和制度等方面更具優勢［30-31］，可以為企業創新提供良好的資源基礎。需要指出的是，探索式創新和開發式創新在投資規模、預期收益獲取和風險承擔等方面存在的明顯差異決定了二者對企業資源基礎的依賴程度不同［3,26］。因此，就產融結合與雙元創新投資的關系而言，大企業自身的資金實力、融資能力和資源優勢可以提供更好的資源環境，其更為完善的治理機制和監管制度也可以在一定程度上約束管理層的自利行為，從而緩解產融結合對企業雙元創新投資的擠出效應。而且與開發式創新相比，產融結合對探索式創新（資金需求更大、失敗風險更高和研發周期更長）的擠出效應更大，這也意味著相對于開發式創新，大企業的資源和制度優勢對產融結合與探索式創新負向關系的緩解作用可能更明顯。因此，本研究認為企業規模的支持效應在產融結合與探索式創新投資的關系中更為顯著。

3.4.2 內部控制的影響

現代企業所有權與經營權分離產生的道德風險問題和財務決策過程中信息不對稱引發的逆向選擇問題導致企業投資往往偏離最優水平。由于我國正處于“新興+轉軌”的特殊發展時期，外部治理環境尚不夠完善，這使得企業內部控制的作用更為關鍵。一般而言，高水平的內部控制既可以約束管理層代理問題，也可以緩解信息不對稱的影響［32］，可以為企業投資決策提供更好的內部治理環境［33］。就產融結合與企業雙元創新投資的關系而言，考慮到創新投資的特性和管理層的職位安全及薪酬契約實現程度，更高水平的內部控制可能緩解產融結合對企業創新投資的擠出效應。而且與開發式創新相比，探索式創新更高的創新程度和失敗風險不僅可能導致其成為企業不愿對外披露的商業機密，而且容易誘發管理層的道德風險問題，這也意味著相較于開發式創新，內部控制對產融結合與企業探索式創新負向關系的約束作用可能更明顯。因此，本研究認為內部控制的治理效應在產融結合與探索式創新投資的關系中更為顯著。

有鑒于此，本研究考察了企業規模和內部控制對產融結合與企業雙元創新投資關系的異質性影響。借鑒范明珠等［34］、龐廷云等［35］、孫玥璠等［36］相關學者的研究方法，分別選取資產規模（以資產總額的自然對數衡量）和內部控制指數（以DIB 發布的上市企業內部控制指數衡量）作為企業規模和內部控制的代理變量。具體檢驗模型如下：

模型（6）中：Size 代表企業規模；IC 代表內部控制；μ0為截距項；μ1為核心解釋變量產融結合的系數；μ2為企業規模或內部控制的系數；μ3為產融結合與企業規模或內部控制交互項的系數。

基于企業規模與內部控制的異質性檢驗的回歸結果如表8 所示。相較于開發式創新，企業規模對產融結合與企業探索式創新負向關系的緩解作用更為明顯。相應地，在內部控制的異質性檢驗中，相較于開發式創新，內部控制對產融結合與企業探索式創新負向關系的約束作用更為明顯。

表8 異質性檢驗的回歸結果

4 結論與討論

4.1 研究結論

基于我國A 股上市企業2009—2020 年度的財務數據，本研究從研發投資異質性視角探究產融結合對企業雙元創新投資的影響，分析二者關系的作用機理，并考察企業規模與內部控制的異質性影響。研究結果表明，產融結合抑制了企業創新投資，且與開發式創新相比，產融結合對探索式創新投資的抑制作用更明顯，該結論在考慮了內生性問題的影響后依然成立。機制分析發現，產融結合通過誘發企業金融化投資和資本套利動機，從而抑制其雙元創新投資。基于企業情境因素的異質性檢驗發現，企業規模和內部控制具有調節效應，且相較于開發式創新，企業規模和內部控制對產融結合與探索式創新投資的負向關系的約束作用更強。

4.2 管理啟示

基于以上研究結論，本文衍生出如下管理啟示：

首先，優化外部金融環境，引導企業正確對待產融結合。技術創新關系到企業的短期收益獲取和長期發展能力，企業要想在市場競爭中占據長期優勢，必須進行創新投資。因此，政府部門一方面應推動金融市場發展，提升金融服務實體經濟的能力和效率，為企業深化產融結合提供政策支持，同時應充分發揮引流作用，加大對企業研發創新項目的扶持力度，促進企業研發創新和生產能力提升；另一方面，政府部門應進一步完善金融市場秩序和監管政策，有效規范企業產融結合行為，防止過度金融化問題的出現，確保產融結合合法合規，穩健推進。

其次，合理選擇產融結合方式，豐富企業創新資源基礎。盡管探索式創新與開發式創新的投資規模、預期收益和風險承擔等方面存在顯著差異，但二者均具有創新投資資金需求大、失敗風險高和收益偏態分布的特性，這就要求企業在創新過程中具有堅實的資源基礎。因此，企業應根據自身規模和發展需要，選擇符合自身償債能力的產融結合路徑及方式，盡可能降低產融結合帶來的財務風險；同時應合理配置企業金融資產，將更多資金和資源投入到技術研發和生產部門，加強對基礎研究和應用研究的投入，以不斷提高研發創新水平和市場競爭能力，實現長期穩定增長。

最后，優化內部治理機制，提高企業創新投資意愿。良好的內部治理機制可以對管理層進行有效監督和激勵，減少管理層的短期投機逐利行為，促使其決策趨向于企業長期發展目標。因此，企業應進一步優化內部控制制度和公司治理機制，不斷提升企業管理團隊開展產融結合業務的專業水平，積極與金融機構溝通交流，緩解產融結合造成的代理問題，從而提高企業投資決策的科學性，為企業創新投資提供資源支持。