產(chǎn)融結(jié)合、研發(fā)投入與企業(yè)績效
——來自高新技術(shù)企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

潘雅瓊，楊泊遠

（武漢科技大學(xué) 恒大管理學(xué)院，湖北 武漢 430065）

一、引言

在科技創(chuàng)新引領(lǐng)經(jīng)濟發(fā)展的進程中，作為重要推動力量的高新技術(shù)企業(yè)，常常面臨研發(fā)投入大、資金短缺等融資約束問題。產(chǎn)融結(jié)合，即產(chǎn)業(yè)資本通過參股、控股金融機構(gòu)等方式與金融資本融合起來（陳兆波，2015）[1]，為企業(yè)提供了新的資金來源渠道。高新技術(shù)企業(yè)紛紛開展各種形式的產(chǎn)融結(jié)合，如參股控股銀行、保險公司，開設(shè)金融子公司，購買金融衍生產(chǎn)品等。產(chǎn)融結(jié)合能否提升企業(yè)績效？通過怎樣的路徑影響企業(yè)績效？不同類型的產(chǎn)融結(jié)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(xiàn)實意義。

學(xué)者們對產(chǎn)融結(jié)合的研究經(jīng)歷了從模式、動機到效果的歷程。對于產(chǎn)融結(jié)合的動機研究，學(xué)術(shù)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(yè)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(yè)將產(chǎn)融結(jié)合獲得的資金用于擴大生產(chǎn)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(chǎn)融結(jié)合提升了企業(yè)融資能力，對風(fēng)險的承擔(dān)水平更高（黃光明和劉放，2018）[5]；（4）企業(yè)通過產(chǎn)融結(jié)合緩解資金短缺的困擾，加大研發(fā)投入力度，推動企業(yè)創(chuàng)新活動（Hsu 等，2014）[6]，優(yōu)化內(nèi)部資源配置（陳美和夏卓秀，2019）[7]。

產(chǎn)融結(jié)合的經(jīng)濟效果如何，尤其對企業(yè)績效的影響，研究結(jié)論存在分歧。大部分學(xué)者認為產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)績效存在正向促進作用，能顯著提升企業(yè)績效（張冬，2021）[8]，特別當(dāng)企業(yè)持股金融機構(gòu)的股權(quán)穩(wěn)定性越高，這種正面影響越大（Elyasiani 和Jia，2010）[9]。少部分學(xué)者得出相反結(jié)論，產(chǎn)融結(jié)合會惡化公司業(yè)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(guān)系，尤其是產(chǎn)融結(jié)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(chǎn)融結(jié)合類型。前人研究產(chǎn)融結(jié)合時，僅僅考察實體企業(yè)持股上市或者非上市金融企業(yè)，本文創(chuàng)新性地以企業(yè)持股金融機構(gòu)上市與否和持股類型，作為產(chǎn)融結(jié)合的分類依據(jù)。樣本涵蓋持股上市和非上市金融機構(gòu)，持股銀行、非銀行和綜合類金融機構(gòu)，全面分析產(chǎn)融結(jié)合類型對企業(yè)績效的差異性影響。（2）研究方法的綜合運用具有一定的創(chuàng)新性。相較于現(xiàn)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(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)績效的關(guān)系，逐步回歸法評估研發(fā)投入的中介效應(yīng)，面板回歸檢驗不同類型的產(chǎn)融結(jié)合影響企業(yè)績效的差異性。（3）研究對象選擇上，不同于前人多以企業(yè)整體作為樣本，本文聚焦高新技術(shù)企業(yè)，研究更具針對性。

二、機理分析與研究假設(shè)

（一）產(chǎn)融結(jié)合對高新技術(shù)企業(yè)績效的影響

科技創(chuàng)新是一項高投入、高風(fēng)險的活動，在研究開發(fā)階段需要投入巨大的資金和研發(fā)人才，但結(jié)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(fā)失敗而告終。高新技術(shù)企業(yè)尋求與金融機構(gòu)資本聯(lián)合，為擴展資金來源，推動企業(yè)發(fā)展帶來契機。首先增加了金融機構(gòu)對企業(yè)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(yè)涉足金融業(yè)開展多元化經(jīng)營，拓寬了業(yè)務(wù)渠道和收益來源，實現(xiàn)了資本增值；最后，產(chǎn)業(yè)資本和金融資本的滲透融合，有效整合了資源，實現(xiàn)了雙贏和協(xié)同效應(yīng)（杜傳忠等，2014）[13]。

提出假設(shè)H1：產(chǎn)融結(jié)合能提升高新技術(shù)企業(yè)績效。

（二）研發(fā)投入的中介效應(yīng)

創(chuàng)新是高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展的第一動力，通過對新產(chǎn)品和新技術(shù)的研究開發(fā)，企業(yè)可以獲得超過市場平均水平的利潤，推動企業(yè)短期業(yè)績和長期發(fā)展。由于研發(fā)活動的不確定性，高新技術(shù)企業(yè)往往面臨資金短缺的困境。產(chǎn)融結(jié)合使企業(yè)更容易從金融機構(gòu)獲得貸款，為研發(fā)投入創(chuàng)造了穩(wěn)定的資金環(huán)境，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新績效。

提出假設(shè)H2：研發(fā)投入在產(chǎn)融結(jié)合影響企業(yè)績效的過程中具有中介效應(yīng)。

（三）產(chǎn)融結(jié)合類型對企業(yè)績效作用的差異性

根據(jù)金融機構(gòu)上市與否和類型的不同，本文將產(chǎn)融結(jié)合分為：持股上市和非上市金融機構(gòu)的產(chǎn)融結(jié)合，持股銀行類、非銀行類和綜合類金融機構(gòu)的產(chǎn)融結(jié)合。

根據(jù)金融發(fā)展理論，金融業(yè)的特殊地位使其受到嚴格的監(jiān)管，上市門檻較高。只有資本充裕、內(nèi)控完善、管理規(guī)范、信息透明的金融機構(gòu)才可能上市。因此，企業(yè)持股的金融機構(gòu)上市與否，其產(chǎn)融結(jié)合的效果可能會不同。

提出假設(shè)H3a：持股上市與非上市金融機構(gòu)對高新技術(shù)企業(yè)績效的影響有顯著差異。

高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)融結(jié)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(gòu)，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(gòu)具有不同的業(yè)務(wù)范圍和資金實力，對企業(yè)績效可能產(chǎn)生不同影響。

提出假設(shè)H3b：持股不同類型金融機構(gòu)對高新技術(shù)企業(yè)績效的影響有顯著差異。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫，樣本來源于國泰安數(shù)據(jù)庫高新技術(shù)企業(yè)資質(zhì)認定子庫，時間跨度2008—2020 年。刪除數(shù)據(jù)缺失過多的樣本、ST 股、時間跨度點（即2008 年和2020 年）實施產(chǎn)融結(jié)合的樣本。若同一企業(yè)當(dāng)年多次進行產(chǎn)融結(jié)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(shù)企業(yè)，5 760 個觀測值。

（二）變量設(shè)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(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)績效的PSM 匹配

1.PSM 模型構(gòu)建。本文運用傾向得分匹配模型，對比企業(yè)實施和不實施產(chǎn)融結(jié)合的績效差異，研究產(chǎn)融結(jié)合是否會影響高新技術(shù)企業(yè)績效。分析步驟如下：

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

（2）設(shè)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(yīng)（ATT）。本文采用1∶2 近鄰匹配法，將實施產(chǎn)融結(jié)合的企業(yè)和未實施的企業(yè)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(chǎn)融結(jié)合的企業(yè)績效，X為匹配變量。

（4）假設(shè)檢驗（共同支撐和平衡性）驗證匹配效果。

2.Logit 模型估計結(jié)果。Logit 模型估計結(jié)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(chǎn)融結(jié)合的作用顯著。具體而言，當(dāng)企業(yè)凈資產(chǎn)越多，資產(chǎn)負債率越高，成立年限越長，股本數(shù)越大，管理費用越高，存貨周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，越有可能參與產(chǎn)融結(jié)合。而股權(quán)集中度、托賓Q 值、董事會規(guī)模、高層薪酬、營業(yè)收入和總資產(chǎn)增長率越高，企業(yè)實施產(chǎn)融結(jié)合的概率則越小。

3.PSM 匹配結(jié)果及穩(wěn)健性檢驗。表2 顯示了企業(yè)平均參與效應(yīng)（ATT）。采用1∶2 近鄰匹配法，實施產(chǎn)融結(jié)合的企業(yè)比未實施的企業(yè)，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(shù)值為正表明產(chǎn)融結(jié)合提升了高新技術(shù)企業(yè)績效，符合H1 假設(shè)。采用2 近鄰卡尺匹配法進行穩(wěn)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(jié)果可靠，假設(shè)H1 仍然成立。

表2 傾向得分匹配結(jié)果

4.共同支撐性假設(shè)與平衡性檢驗。共同支撐假設(shè)結(jié)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(shè)。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(qū)域重疊，滿足共同支撐假設(shè)。平衡假設(shè)檢驗結(jié)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(fā)投入的中介效應(yīng)檢驗

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

其中，X15 為固定資產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)；X16 為獨立董事人數(shù)；X17 為現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn)；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(yīng)檢驗過程如下：（1）檢驗式（3）Tr的系數(shù)θ1，評估產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)績效的總效應(yīng)；（2）檢驗式（4）Tr的系數(shù)α1，即產(chǎn)融結(jié)合與研發(fā)投入的關(guān)系；（3）檢驗式（5）Tr的系數(shù)β1和Rd的系數(shù)β2，即同時考察產(chǎn)融結(jié)合和研發(fā)投入對企業(yè)績效的影響。若θ1、α1和β2均顯著，表明研發(fā)投入具有顯著的中介效應(yīng)。進而，若β1不顯著，則為完全中介效應(yīng)；相反，則是部分中介效應(yīng)。

2.Rd 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。表3 顯示第（1）列、第（2）列分別以ROA和ROE衡量企業(yè)績效，Tr的系數(shù)對應(yīng)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(chǎn)融結(jié)合能提升企業(yè)績效，與前文PSM 結(jié)論一致。第（3）列Tr的回歸系數(shù)為0.357 4，表明產(chǎn)融結(jié)合能顯著推動研發(fā)投入。第（4）列、第（5）列Rd的系數(shù)分別為0.004 2 和0.008 5，均通過顯著性檢驗。據(jù)此假設(shè)H2 成立，產(chǎn)融結(jié)合通過研發(fā)投入促進企業(yè)績效，且研發(fā)投入存在部分中介效應(yīng)。

表3 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

（三）產(chǎn)融結(jié)合類型對企業(yè)績效的差異性影響

1.模型構(gòu)建。本文構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，測度產(chǎn)融結(jié)合類型對企業(yè)績效作用的差異性。其中，D 表示產(chǎn)融結(jié)合類型，在考察金融機構(gòu)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(gòu)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(gòu)對企業(yè)績效的差異性影響。如表4 所示，第（1）列、第（2）列中List 系數(shù)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(gòu)顯著提升高新技術(shù)企業(yè)績效。第（3）列、第（4）列中UnList系數(shù)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(gòu)對高新技術(shù)企業(yè)績效沒有顯著的影響。因此，假設(shè)H3a 成立，高新技術(shù)企業(yè)績效與持股金融機構(gòu)是否上市有顯著關(guān)系，持股上市金融機構(gòu)對企業(yè)績效的推動作用明顯優(yōu)于持股非上市金融機構(gòu)。

表4 上市/非上市金融機構(gòu)對企業(yè)績效的影響

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

表5 銀行/非銀行/綜合類產(chǎn)融結(jié)合對企業(yè)績效的影響

五、結(jié)論及建議

本文以2008—2020 年A 股高新技術(shù)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(shù)據(jù)多元回歸，考察產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)績效的關(guān)系。

研究發(fā)現(xiàn)：

（1）產(chǎn)融結(jié)合顯著提升了高新技術(shù)企業(yè)績效。

（2）機制研究顯示，研發(fā)投入具有部分中介效應(yīng)，產(chǎn)融結(jié)合通過促進研發(fā)投入對高新技術(shù)企業(yè)績效產(chǎn)生正向影響。

（3）不同類型的產(chǎn)融結(jié)合對高新技術(shù)企業(yè)績效具有差異性影響。持股上市金融機構(gòu)比投資非上市金融機構(gòu)，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(gòu)，綜合類產(chǎn)融結(jié)合更能顯著提升企業(yè)績效。

建議如下：

（1）因地制宜，實施產(chǎn)融結(jié)合。高新技術(shù)企業(yè)應(yīng)積極利用產(chǎn)融結(jié)合的正向作用，加強與金融機構(gòu)的合作，根據(jù)自身特性和風(fēng)險承擔(dān)能力，選擇合適的金融工具，謹慎高杠桿投資，確保產(chǎn)融結(jié)合匹配企業(yè)資本規(guī)模。

（2）加大研發(fā)投入力度，提高創(chuàng)新水平。產(chǎn)融結(jié)合擴寬了高新技術(shù)企業(yè)的資金來源后，要增加研發(fā)、把錢花在刀刃上，爭取核心關(guān)鍵技術(shù)的突破。

（3）合理選擇產(chǎn)融結(jié)合對象，最大限度地發(fā)揮效果。注意產(chǎn)融結(jié)合的差異性作用，盡量選擇持股上市金融機構(gòu)，參與兼具銀行和非銀行類綜合型、多元化的產(chǎn)融結(jié)合，實現(xiàn)實業(yè)和金融業(yè)雙贏協(xié)同。