融資約束、研發(fā)投入與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展

孫立雪

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北 武漢 430073）

一、引言

2020年，中共中央政治局會議提出要堅持穩(wěn)中求進的工作總基調(diào)，立足新發(fā)展階段，堅持新發(fā)展理念，構(gòu)建新發(fā)展格局，以推動高質(zhì)量發(fā)展為主題。如何繼續(xù)穩(wěn)定發(fā)揮企業(yè)在高質(zhì)量發(fā)展中的引擎作用變得備受矚目。當前，研發(fā)作為企業(yè)提高創(chuàng)新產(chǎn)出的有效保障，被定義為高投入、高風(fēng)險、高失敗率的經(jīng)濟活動［1］得到了很多關(guān)注。但據(jù)《2019年全國科技經(jīng)費投入統(tǒng)計公報》顯示，我國2.23%的研發(fā)經(jīng)費投入強度與發(fā)達國家3%—4%的研發(fā)經(jīng)費投入強度相比仍然有較大的提升空間。

2021年北京證券交易所的設(shè)立充分彰顯了黨中央國務(wù)院對提升企業(yè)直接融資比重的迫切期望，也釋放出了資本市場深化改革的積極信號。目前，我國企業(yè)普遍面臨的融資約束在很大程度上限制了其發(fā)揮引擎作用，影響其可持續(xù)發(fā)展。因此，把融資約束與研發(fā)投入結(jié)合起來考察它們對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響對企業(yè)在發(fā)展過程中實現(xiàn)價值最大化具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

本文可能的創(chuàng)新之處為：第一，在研究視角上，以融資約束通過研發(fā)投入抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展為切入點，豐富了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的相關(guān)研究，一定程度上彌補了現(xiàn)有文獻較少將二者結(jié)合進行研究的不足。第二，本文運用門檻回歸模型研究了融資約束與研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，有助于促進企業(yè)進一步探索融資約束與研發(fā)投入的友好臨界點，為企業(yè)解決融資難與創(chuàng)新慢等問題提供思路。第三，考慮到我國金融機構(gòu)對不同類型企業(yè)的信貸政策存在偏好，本文將所有樣本企業(yè)按照所在地區(qū)、所處行業(yè)以及公司性質(zhì)進行劃分，分類探討融資約束、研發(fā)投入與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展間的關(guān)系，使得研究結(jié)論更加全面與細致。

二、文獻綜述

與本文相關(guān)的文獻可以歸為兩類：一是融資約束對研發(fā)投入的影響研究；二是融資約束和研發(fā)投入分別對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響研究。具體梳理如下：

關(guān)于融資約束對研發(fā)投入的影響研究，有學(xué)者認為企業(yè)創(chuàng)新投資的不足已成為制約中國企業(yè)自主創(chuàng)新能力提高的瓶頸，企業(yè)創(chuàng)新活動正面臨融資約束［2］。一方面，融資約束所帶來的緊縮現(xiàn)金流會制約企業(yè)研發(fā)。劉波等（2017）發(fā)現(xiàn)，正向和負向現(xiàn)金流沖擊對研發(fā)策略分別存在著相互對立的“資助效應(yīng)”與“預(yù)防效應(yīng)”，當企業(yè)遭遇負向資金流沖擊時，融資約束會促使企業(yè)通過減少研發(fā)投入以應(yīng)對財務(wù)困境并控制破產(chǎn)風(fēng)險。［3］胡亞茹等（2018）通過分析我國上市公司面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，融資約束越強，研發(fā)投入的順周期性越強。［4］另一方面，融資約束伴隨的銀行偏好與投資者信心不足等外部因素會抑制企業(yè)研發(fā)。張璇等（2017）研究發(fā)現(xiàn)，與具有銀行授信的企業(yè)相比，沒有銀行授信的企業(yè)會降低研發(fā)投入的可能性。［5］企業(yè)研發(fā)具有風(fēng)險大、周期長、成本不可逆及回報度不確定等多重特征，這些特征使得企業(yè)研發(fā)投入會受到更多的外部融資約束。任曙明和呂鐲（2014）認為當遭受融資約束時，裝備制造企業(yè)很難通過研發(fā)活動來提高生產(chǎn)率，這與研發(fā)活動較高的外部融資成本與調(diào)整成本有關(guān)。［6］但是，也有學(xué)者指出雖然融資約束會抑制企業(yè)研發(fā)投入強度，但高融資約束的企業(yè)研發(fā)效率明顯高于低融資約束的企業(yè)。［7］這可能是因為面臨更高經(jīng)營風(fēng)險的企業(yè)會通過調(diào)整企業(yè)的債務(wù)比重來改變企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)，進而激發(fā)企業(yè)研發(fā)活力以提高研發(fā)投資效率。［8］

由有關(guān)融資約束與研發(fā)投入如何影響企業(yè)發(fā)展的研究可知：其一，融資約束會對企業(yè)持續(xù)平穩(wěn)發(fā)展產(chǎn)生負向效應(yīng)進而抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，主要表現(xiàn)在企業(yè)的成長性［9］、投資效率［10］、技術(shù)效率［11］與創(chuàng)新行為［12］等方面。其二，研發(fā)投入通過培育企業(yè)核心競爭力對外產(chǎn)生了一定的威懾效應(yīng)［13］，進而會影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。曹澤和李東（2010）運用面板數(shù)據(jù)模型分析發(fā)現(xiàn)，不同類型的研發(fā)投入均對全要素生產(chǎn)率的增長起正向促進作用，但研發(fā)活動的溢出效果有所不同。［14］也有學(xué)者借助CES生產(chǎn)函數(shù)得出研發(fā)投入雖然增加了我國技術(shù)知識存量，但并沒有轉(zhuǎn)化為全要素生產(chǎn)率的提高［15］，進而認為研發(fā)投入阻礙了全要素生產(chǎn)率提升。［16］

上述文獻表明，融資約束和研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展均存在顯著影響。但是，當前研究仍存在一些不足之處：一是研究維度不夠多?，F(xiàn)有研究文獻主要聚焦研發(fā)投入和融資約束單方面對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，很少有文獻同時結(jié)合這兩個要素系統(tǒng)考察其相互作用。二是研究跨度不夠大。因為金融機構(gòu)對不同類型企業(yè)信貸政策不同，因此需要更多的細化研究?；诖?，本文從融資約束與研發(fā)投入間的關(guān)系出發(fā)，分析在經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌背景下企業(yè)應(yīng)如何改進以實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。

三、研究假設(shè)

本文將結(jié)合研發(fā)投入分析融資約束對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制。具體分析如下：

第一，融資約束直接抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，主要表現(xiàn)為以下幾個方面：首先，限制企業(yè)投資決策。融資約束增加了企業(yè)陷入流動性困境的可能性，當企業(yè)面臨融資約束且金融投資比重過重時，其配置的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)會愈加復(fù)雜且期限相對固化，從而影響其短期變現(xiàn)能力。短期變現(xiàn)能力的降低會影響企業(yè)資金的流動性，而受資金限制的企業(yè)很可能會放棄部分活動資金需求量大的投資項目，從而限制了企業(yè)的投資決策行為，阻礙企業(yè)進步。其次，削弱企業(yè)發(fā)展能力。融資約束會誘導(dǎo)企業(yè)高管增加金融項目投資，企業(yè)也會相應(yīng)地越來越依賴金融渠道獲利，只重視眼前利益從而忽視企業(yè)長期發(fā)展規(guī)劃。這將不斷擠占企業(yè)發(fā)展資源，惡化發(fā)展環(huán)境，削弱發(fā)展能力。再次，增加企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險。宏觀經(jīng)濟波動對企業(yè)金融化行為有著重要影響，經(jīng)濟環(huán)境的不確定性會引起地區(qū)內(nèi)融資環(huán)境改變與金融市場風(fēng)險加?。?7］，使得金融項目的獲利能力不穩(wěn)定。因此，一旦金融項目投資失敗，便會引發(fā)接連的經(jīng)營風(fēng)險，甚至威脅企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營。最后，降低企業(yè)績效。外源融資困難、內(nèi)源資金短缺的企業(yè)會面臨企業(yè)業(yè)績下降和客戶流失的風(fēng)險。這主要是因為在資金受限的狀況下，企業(yè)經(jīng)營者無法自由選擇利于企業(yè)發(fā)展和增加企業(yè)價值的最優(yōu)投資組合，致使企業(yè)投資效率低下，對企業(yè)績效產(chǎn)生負向影響。此外，企業(yè)杠桿率的結(jié)構(gòu)性失衡是財政風(fēng)險金融化的微觀表現(xiàn)。［18］由于企業(yè)金融化具有緩解企業(yè)融資約束的功能［19］，部分企業(yè)出于穩(wěn)定業(yè)績和維系供需關(guān)系的考慮容易做出被動金融化的選擇［20］，從而形成惡性循環(huán)?？傊谫Y約束引發(fā)的企業(yè)資本套利行為會使得更多的企業(yè)不愿意花費精力去投資實業(yè)，這將直接阻礙企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

第二，融資約束會間接影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。首先，融資約束的“擠出效應(yīng)”可能會改變企業(yè)發(fā)展模式與商業(yè)運作手段，進而不利于企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。在市場套利動機的驅(qū)使下，有些企業(yè)管理層會改變金融投資在經(jīng)營決策中的優(yōu)先順序，將管理的重心從傳統(tǒng)的生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域轉(zhuǎn)向金融投資領(lǐng)域，失去對開發(fā)市場、提高產(chǎn)品質(zhì)量、加強技術(shù)研發(fā)、完善經(jīng)營管理制度等經(jīng)營活動的積極性。［21］其次，融資約束使得企業(yè)研發(fā)資金不足從而容易錯失研發(fā)良機，影響企業(yè)創(chuàng)新水平。信息不對稱直接影響企業(yè)接受外部融資的多少，創(chuàng)新成果所需的保密性又使得企業(yè)內(nèi)外部掌握信息差異較大，外部投資者往往需要更高的融資溢價以彌補信息不對稱所帶來的投資風(fēng)險，使得研發(fā)投入的資金受限。另外，高融資約束會迫使企業(yè)放棄循序漸進的研發(fā)模式，選擇風(fēng)險低、投入少、周期短的創(chuàng)新項目，使得產(chǎn)業(yè)價值鏈逐漸“低端化”，大幅降低企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)出率［22］，從而削弱研發(fā)創(chuàng)新的平均傾向，抑制研發(fā)創(chuàng)新。最后，融資約束具有異質(zhì)性，會加大企業(yè)間的發(fā)展差距，不利于企業(yè)共同發(fā)展。一方面，融資約束產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)會通過影響企業(yè)研發(fā)進而加大企業(yè)發(fā)展的兩極化趨勢，從而影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)研發(fā)投入強度與企業(yè)規(guī)模相關(guān)［13］，較大的企業(yè)規(guī)?？梢詾槠髽I(yè)研發(fā)提供充足的營運資金保障，從而增加研發(fā)投入。隨著公司規(guī)模的縮小，外部約束變得更加具有約束力［23］，中小企業(yè)的研發(fā)投入會受到更多限制，這將不利于企業(yè)均衡發(fā)展。另一方面，地方政府通過直接或間接影響當?shù)亟鹑跈C構(gòu)和企業(yè)部門的資源配置，改變企業(yè)的外部融資環(huán)境，造成了國有企業(yè)和民營企業(yè)在融資能力上的差異［19］，從而影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：融資約束會直接抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

假設(shè)2：融資約束通過影響研發(fā)投入間接抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的研究樣本為2008—2019年中國滬深A(yù)股上市公司。在此基礎(chǔ)上，按照以下標準對樣本進行了篩選：（1）剔除ST、PT類公司，此類公司財務(wù)狀況異常；（2）剔除樣本期間研究數(shù)據(jù)不完整的上市公司。最后得到11 245個公司年度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫與企業(yè)內(nèi)部報表。

（二）構(gòu)建模型與定義變量

為了測算融資約束的負向效應(yīng)、研發(fā)投入的正向效應(yīng)及二者的凈效應(yīng)，本文構(gòu)建如下模型：

模型（1）中，各變量的下標i和t分別表示企業(yè)和年份。被解釋變量為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展變量，采用全要素生產(chǎn)率進行衡量［24］。在解釋變量方面，選用SAit指數(shù)代表融資約束，SA指數(shù)的絕對值越大，說明企業(yè)受到的融資約束程度越嚴重［25］。RDit是企業(yè)研發(fā)投入變量，參考劉培森和溫濤［26］的研究，本文對樣本數(shù)據(jù)進行了取自然對數(shù)的處理，消除了量綱和數(shù)量級的影響。RDit×SAit是融資約束與研發(fā)投入的交叉項，是本文研究的核心。Xi,t是控制變量集，μi與δi分別表示個體固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)，ε為隨機擾動項。

二是要適應(yīng)企業(yè)改革的新形勢。作為國有企業(yè)的一員就要把握改革大局，自覺服從服務(wù)改革大局，共同把全面深化改革做好。

為了更加準確地研究融資約束、研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文選取了上市年限、凈利潤、客戶集中度、供應(yīng)商集中度、供應(yīng)鏈集中度、金融機構(gòu)背景人數(shù)、綜合杠桿、流動資產(chǎn)與收入比、存貨與收入比和應(yīng)收賬款與收入比等作為控制變量。具體定義如表1所示。

表1 主要變量定義

五、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

由表2可知，以不同方法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)果并不相同，以O(shè)LS方法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均值較高，標準差較大，而以O(shè)P方法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均值較低，標準差較小。因此，參考李靜等［28］的研究，本文主回歸采取以O(shè)P方法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率為被解釋變量，在后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗中使用以LP、OLS方法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行驗證。其他各個變量與前人研究較為一致且具有良好的代表性，不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）回歸結(jié)果分析

本文根據(jù)F檢驗和Hausman檢驗的結(jié)果，選擇固定效應(yīng)模型進行回歸分析，回歸結(jié)果如表3所示。第（1）列包含融資約束和研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響；第（2）列在第一列的基礎(chǔ)上增加融資約束與研發(fā)投入的交叉項；第（3）列則在第（2）列的基礎(chǔ)上加入所有控制變量。

表3 基于OP方法測量的企業(yè)全要素生產(chǎn)率

第（1）列結(jié)果顯示，融資約束的估計系數(shù)為負且顯著，說明融資約束會抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)1得到驗證；研發(fā)投入的估計系數(shù)為正且顯著，說明研發(fā)投入可以促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，與已有研究相吻合。第（2）列結(jié)果顯示，加入交叉項后，融資約束的系數(shù)減小，研發(fā)投入的系數(shù)增大，這表明其會相互影響，表現(xiàn)為系數(shù)絕對值的增大。第（3）列結(jié)果顯示，加入描述企業(yè)特征的控制變量后，融資約束與交叉項的回歸系數(shù)顯著為負，而研發(fā)投入的系數(shù)減小且由顯著轉(zhuǎn)為不顯著。由此，這表明融資約束會通過抑制研發(fā)投入影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，假設(shè)2得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文利用以LP和OLS方法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率來替換主回歸中以O(shè)P方法測度的企業(yè)全要素生產(chǎn)率以驗證結(jié)果的穩(wěn)健性。結(jié)果如表4第（1）列和第（2）列所示，在加入相同控制變量后融資約束和研發(fā)投入的交叉項對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展仍具有消極影響，與上文回歸結(jié)果一致，對模型的穩(wěn)健性進行了驗證。

（四）內(nèi)生性檢驗

為了消除變量內(nèi)生性，本文采用GMM方法進行動態(tài)面板分析。結(jié)果如表4第（3）列所示，AR（2）和Sargan檢驗的p值都大于0.1，表明模型的殘差項不存在二階自相關(guān)，選擇的工具變量是有效的。另外，通過檢驗發(fā)現(xiàn)，融資約束與研發(fā)投入交互項的估計系數(shù)在GMM模型回歸結(jié)果中顯著為負，且通過顯著性水平檢驗，說明在影響企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展上，融資約束和研發(fā)投入存在顯著的相互影響關(guān)系，且主要表現(xiàn)為負向影響，與本文的假設(shè)一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗和動態(tài)面板分析

六、異質(zhì)性分析

（一）行業(yè)異質(zhì)性

位于不同行業(yè)的企業(yè)對研發(fā)與融資的需求是不同的，因此受到的影響也可能存在差異。具體原因如下：第一，資本密集型企業(yè)多分布在基礎(chǔ)工業(yè)和重加工業(yè)。發(fā)展該類企業(yè)需要較多資本投入，在其生產(chǎn)過程中勞動、知識的有機構(gòu)成水平較低，資本的有機構(gòu)成水平較高，產(chǎn)品物化勞動所占比重較大，因此其對研發(fā)投入的要求小于資本現(xiàn)金流。第二，勞動密集型企業(yè)是指生產(chǎn)主要依靠大量的勞動力，對技術(shù)和設(shè)備的依賴程度相對較低的企業(yè)，因此對研發(fā)創(chuàng)新與資本投入的需求較小。第三，技術(shù)密集型企業(yè)是指在生產(chǎn)過程中，對技術(shù)和智力要素的需求遠遠超過其他生產(chǎn)要素的企業(yè)，因此對研發(fā)創(chuàng)新的需求最大。第四，資源密集型企業(yè)是指主要使用土地等自然資源進行生產(chǎn)的企業(yè)，對資源的需求量大于研發(fā)與資本。

本文根據(jù)各生產(chǎn)要素在總要素中的占比，對樣本企業(yè)劃分后進行實證分析。從表5第（1）至（4）列可以看出，融資約束通過抑制研發(fā)投入會對資源密集型企業(yè)與技術(shù)密集型企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生消極影響，對勞動密集型企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生積極影響。可能原因如下：第一，資源密集型企業(yè)進行資源開發(fā)時需要大量固定資本投入且對開發(fā)技術(shù)要求高，因此創(chuàng)新活動的高風(fēng)險性和外部融資的不確定性會對其產(chǎn)生顯著影響。第二，需要大量研發(fā)投入的技術(shù)密集型企業(yè)對資金流的敏感度較高，因此融資約束的抑制作用會阻礙其核心發(fā)展，進而影響其高質(zhì)量發(fā)展。第三，勞動密集型企業(yè)人員流動大，資金流動快，因而其受融資約束影響較小，并且一定程度的融資約束能夠促進其在生產(chǎn)過程中做出最優(yōu)選擇，從而促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）地區(qū)異質(zhì)性分析

當前，中國的創(chuàng)新與資本發(fā)展分布不均勻，企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展空間大致由東至西依次減少。不同地區(qū)的社會經(jīng)濟條件、發(fā)展程度等均存在顯著差異，從而使得企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的途徑有著很大區(qū)別，因此，需要分樣本驗證融資約束與研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響。

本文將樣本企業(yè)按公司注冊位置分為東部、中部和西部三個樣本組進行回歸，由表5第（5）至（7）列可以看出，融資約束抑制研發(fā)投入進而抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的消極影響主要作用于中西部地區(qū)企業(yè)，對東部地區(qū)企業(yè)影響較小?？赡茉蛉缦拢阂环矫?，中西部地區(qū)企業(yè)大多處于成長期，企業(yè)研發(fā)投入存在較大缺口，研發(fā)基礎(chǔ)不夠牢固，受現(xiàn)金流影響較大。另一方面，東部地區(qū)本身的經(jīng)濟資源分布和資源配置結(jié)構(gòu)比較合理，交通比較發(fā)達便利，投資機會多，融資渠道豐富，因而其受融資約束的影響相對而言較小。

（三）公司性質(zhì)異質(zhì)性分析

根據(jù)樣本企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性，本文將其劃分為國有企業(yè)與民營企業(yè)。由于不同性質(zhì)的企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與來源有著很大的區(qū)別，不同資方對企業(yè)的風(fēng)險構(gòu)成、杠桿選擇有著各自的偏好，這將進一步影響企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新策略的選擇，對企業(yè)實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展有著較大影響。

由表5第（8）至（9）列可知，融資約束對國有企業(yè)的抑制作用大于民營企業(yè)；融資約束抑制研發(fā)投入進而抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的消極作用對國有企業(yè)的影響大于民營企業(yè)?？赡茉蚴敲駹I企業(yè)大多規(guī)模較小，企業(yè)承受變動的能力較弱，反應(yīng)較為緩慢，但由于規(guī)模不大，使得其受到的沖擊有限。而國有企業(yè)面臨融資約束情況下，研發(fā)投入發(fā)揮作用較慢，影響資本的流動性，不利于企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

表5 地區(qū)異質(zhì)性、企業(yè)性質(zhì)異質(zhì)性和生命周期異質(zhì)性

七、門檻效應(yīng)分析

為了確定融資約束與研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的影響是否存在結(jié)構(gòu)突變，采用門檻回歸模型進行研究。具體步驟如下：首先，通過Bootstrap（自抽舉法）對門檻的存在性進行檢驗并確定門檻的個數(shù)。其次，判斷門檻模型。最后，檢驗門檻的估計值是否和真實值相等。

本文設(shè)置抽樣次數(shù)為300次，門檻效果自抽樣檢驗如表6、圖1所示。由表6、圖1可知，單一門檻與雙重門檻效果均顯著，而三重門檻效果不顯著。因此，本文將采用雙門檻模型進行分析。表6報告了雙重門檻值和置信區(qū)間的估計結(jié)果，雙重門檻估計值分別為 -2.864和-2.387。兩個門檻估計值對應(yīng)的置信區(qū)間為［0.132，0.214］和［0.043，0.149］，并通過了門檻估計值顯著性水平檢驗。雙重門檻將研發(fā)投入的門檻效應(yīng)分為三個階段，當融資約束較強時（SA≤-2.879），研發(fā)投入顯著為正，說明其促進了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；在融資約束處于中等階段（-2.879-2.387），研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的促進作用最大。上述結(jié)果說明，在不同程度融資約束的影響下，研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展會產(chǎn)生不同程度的促進作用，有明顯的分段跡象，當融資約束大于-2.387時，研發(fā)投入的激勵效果最佳。主要原因可能是，一方面，當企業(yè)的現(xiàn)金流較少時，企業(yè)的財力無法支撐企業(yè)更好地創(chuàng)新發(fā)展，融資約束會抑制企業(yè)發(fā)展，研發(fā)投入有平滑融資約束消極作用的效果。另一方面，當企業(yè)的現(xiàn)金流擴大時，企業(yè)發(fā)展良好，研發(fā)投資前景較好，此時經(jīng)過曝光的研發(fā)投入帶有認證效果以及信號傳遞的作用，會引導(dǎo)社會資本流入企業(yè)，從而使研發(fā)投入的效果最佳，與前文假設(shè)一致，再一次驗證了模型的穩(wěn)健性。

圖1 門檻個數(shù)檢測結(jié)果

表6 門檻效應(yīng)實證結(jié)果

八、結(jié)論與啟示

在現(xiàn)有關(guān)于融資約束與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展研究的基礎(chǔ)上，引入研發(fā)投入，使用2008—2019年中國滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，運用固定效應(yīng)模型和門檻回歸模型探討了企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的微觀機制。研究發(fā)現(xiàn)，融資約束會抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，主要表現(xiàn)為直接的消極作用與通過抑制研發(fā)投入產(chǎn)生間接的消極作用。異質(zhì)性研究發(fā)現(xiàn)，融資約束影響研發(fā)投入進而抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的消極作用主要影響中西部地區(qū)企業(yè)、資源密集型企業(yè)、技術(shù)密集型企業(yè)和國有企業(yè)，對東部地區(qū)企業(yè)和民營企業(yè)影響相對較小。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在不同程度融資約束的消極影響下，研發(fā)投入對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的積極影響具有明顯的分段跡象，當融資約束大于-2.387時，研發(fā)投入的激勵效果最佳。

隨著新三板改革大幕的開啟與北京證券交易所的成立，企業(yè)將迎來新的機遇，如何有效利用金融資本、解決融資約束、促進創(chuàng)新研發(fā)、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展成為當前企業(yè)焦點?；诖?，本文提供以下發(fā)展思路：第一，政府應(yīng)提高市場監(jiān)管能力，對融資難、投資能力差的企業(yè)采取重點監(jiān)管、個別分析的策略，大力度拓寬企業(yè)信貸獲取渠道。通過加強對資本市場投融資行為的監(jiān)測與分析，進而保證企業(yè)融資通道的暢通和市場平穩(wěn)健康的運行，避免企業(yè)陷入流動性寬松的誤區(qū)。第二，政府積極引導(dǎo)，優(yōu)化金融資源在部門間的配置，鼓勵企業(yè)發(fā)展實體經(jīng)濟，降低企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險與壓力。一方面，針對金融化程度較高、金融資產(chǎn)投資占優(yōu)、金融投資選擇確實能夠為實體經(jīng)濟帶來積極效應(yīng)的企業(yè)，可建立雙向?qū)W習(xí)機制，促進其與外部企業(yè)進行交流，帶動地區(qū)內(nèi)其他企業(yè)有效金融化、穩(wěn)定金融化，提高金融化效率。另一方面，針對“被動金融化”且金融化程度較高的企業(yè)，可以通過鼓勵與引導(dǎo)，加強控制企業(yè)金融化風(fēng)險。第三，重點扶持中西部地區(qū)企業(yè)、資源密集型企業(yè)和技術(shù)密集型企業(yè)，積極破解融資約束對研發(fā)投入的抑制作用，形成要素協(xié)調(diào)發(fā)展機制，進而實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展?？傊?，在新時代背景下，創(chuàng)新與資本的結(jié)合需要加強適配能力，企業(yè)在面臨內(nèi)外部融資約束時應(yīng)找到著力點與切入點，提高企業(yè)對資本限制的適應(yīng)性和靈活性，提高創(chuàng)新效率，從而促進企業(yè)進步。