科技金融生態(tài)環(huán)境對高新技術企業(yè)成長性影響研究

陳欣怡,沈 俊,蘆 靜,張卓云,張 鶴

(1.武漢理工大學 管理學院,湖北 武漢 430070;2.武漢華夏理工學院 商學院,湖北 武漢 430223;3.武漢市企業(yè)科技創(chuàng)新服務中心,湖北 武漢 430023)

“十四五”規(guī)劃指出,堅持科技創(chuàng)新是我國現(xiàn)代化建設全局中的核心,是國家發(fā)展的戰(zhàn)略支撐。作為國家創(chuàng)新發(fā)展的重要主體,高新技術企業(yè)通過持續(xù)性投入大量科學技術和金融資本以保障科技成果產(chǎn)出,促進企業(yè)創(chuàng)新,進而實現(xiàn)企業(yè)發(fā)展。但由于科技創(chuàng)新周期長、資金和人力投入成本高等問題,使得科技創(chuàng)新的不確定性風險加劇,客觀上也導致企業(yè)發(fā)展將面臨環(huán)境中多重因素的影響[1]。

科技金融生態(tài)要素包括體系內(nèi)所有科技和金融相關主體之間的關系,以及維系和促進創(chuàng)新主體與其他各類主體相關關系存在和發(fā)展的文化、法律、制度和規(guī)則等[2]。高新技術企業(yè)作為科技金融生態(tài)環(huán)境中的重要生態(tài)主體,其成長性必然離不開科技金融生態(tài)環(huán)境的作用。姜付秀等[3]指出銀行間相互競爭越激烈,銀行與企業(yè)信息不對稱程度越低,銀行競爭有助于緩解企業(yè)融資約束,促進企業(yè)發(fā)展;高艷慧等[4]在研究管理層能力時,發(fā)現(xiàn)高管學術經(jīng)歷能提高企業(yè)創(chuàng)新投入,降低企業(yè)與外部投資者間的信息不對稱程度,并向外界釋放良好信號以幫助企業(yè)獲得外部股權融資,有利于創(chuàng)新型企業(yè)的發(fā)展。陳麗玲等[5]在研究創(chuàng)新政策中政策資源時,發(fā)現(xiàn)政府補助對企業(yè)績效有明顯的促進作用。雖然相關研究表明科技金融生態(tài)環(huán)境與企業(yè)成長關系極為密切,但鮮有學者探究科技金融生態(tài)環(huán)境與企業(yè)成長性的直接關系。為此,筆者在構建科技金融生態(tài)環(huán)境評價指標體系基礎上,厘清科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性的關系,探究科技金融生態(tài)環(huán)境影響高新技術企業(yè)成長性的中介機制,以期拓展評價地區(qū)科技金融生態(tài)環(huán)境的理論研究,并為我國高新技術企業(yè)成長提出有益建議。

1 理論分析與研究假設

1.1 科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性

高新技術企業(yè)從事高新技術產(chǎn)品研發(fā)、生產(chǎn)、服務,其成長不僅受企業(yè)生存發(fā)展空間、資金技術資源的限制,還受社會信用環(huán)境和法治環(huán)境的約束?；诂F(xiàn)有研究,科技金融生態(tài)環(huán)境對高新技術企業(yè)成長性的影響可能體現(xiàn)在以下幾個方面:①提供充足生存發(fā)展空間?；谏鷳B(tài)學視域,生物的生存、活動、繁殖需要一定空間[6]。良好的科技金融生態(tài)環(huán)境中,更具規(guī)模的科技市場消費和發(fā)達的科技產(chǎn)業(yè),能夠推動高新技術企業(yè)快速進入市場并擴大市場占有率,釋放企業(yè)生存和發(fā)展的空間。②提供充足資源。高新技術企業(yè)通過持續(xù)性研發(fā)投入以增強自身核心競爭力,對科技金融的依賴程度更高。在教育和人才資源層面,高等院校、科研機構與企業(yè)等科技金融主體的產(chǎn)學研結合,保證了高新技術企業(yè)智力資本來源;在資金供給層面,由于企業(yè)成長過程中對資金的需求持續(xù)增加,而科技金融生態(tài)環(huán)境中資金供給水平更高,可為高新技術企業(yè)提供多元化資金支持,如財政科技投入、金融機構貸款、風險投資和科技保險等[7];在科技資源層面,科技金融生態(tài)環(huán)境給予高新技術企業(yè)科技支撐,通過建設多樣化的科技成果轉化平臺、科技企業(yè)孵化器等,促進企業(yè)產(chǎn)品和技術創(chuàng)新[8]。③提供信用和知識產(chǎn)權保障。良好的誠信環(huán)境可以減少科技金融交易成本,為科技金融活動的運行提供融資便利。此外,以知識為載體的無形資本已成為企業(yè)發(fā)展的核心,在企業(yè)獲得產(chǎn)業(yè)競爭優(yōu)勢上具有關鍵作用[9]?？萍冀鹑谏鷳B(tài)環(huán)境強調社會法制,通過加強知識產(chǎn)權的保護,減少企業(yè)利益相關者技術模仿的投機傾向,保障企業(yè)的競爭優(yōu)勢[10]?；谏鲜龇治?提出以下假設:

H1控制其他因素不變,科技金融生態(tài)環(huán)境對高新技術企業(yè)成長性具有積極影響。

1.2 技術創(chuàng)新對科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性的中介作用

技術已逐漸取代人工和其他工具資本的主導地位,成為激發(fā)企業(yè)內(nèi)部質變的關鍵要素。技術升級有助于增強企業(yè)核心競爭力,提高企業(yè)適應外部技術環(huán)境變化的能力[11]。高新技術企業(yè)更需要通過技術創(chuàng)新提高科技水平,不斷升級產(chǎn)品和服務,增強企業(yè)核心競爭優(yōu)勢,保障企業(yè)的高成長性。劉光彥等[12]提出企業(yè)研發(fā)投入對企業(yè)成長性具有正向影響。孟韜等[13]以獨角獸企業(yè)為樣本,發(fā)現(xiàn)專利申請數(shù)和創(chuàng)業(yè)融資是影響企業(yè)估值的根本因素。由此可見,技術創(chuàng)新對企業(yè)成長性具有重要促進作用。

高效開放的科技金融生態(tài)環(huán)境,為企業(yè)提供資金和創(chuàng)新服務,并利用市場篩選最具發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)新項目,降低創(chuàng)新風險,促進企業(yè)技術創(chuàng)新。科技金融生態(tài)環(huán)境促進高新技術企業(yè)成長的渠道如圖1所示,從創(chuàng)新投入角度,科技金融提供的信息技術能打破傳統(tǒng)金融的約束邊界,通過減少金融機構與企業(yè)的信息不對稱和為企業(yè)提供豐富的金融產(chǎn)品,降低創(chuàng)新型企業(yè)融資成本,緩解融資困境,保障企業(yè)技術創(chuàng)新[14];從創(chuàng)新服務角度,科技金融服務平臺打造財政科技資金、科技引導基金、資本市場融資及企業(yè)自有資金“四位一體”模式,提供多維支持、共同發(fā)展高新技術企業(yè)的創(chuàng)新服務,推動企業(yè)科技進步[15];從創(chuàng)新風險角度,在科技金融生態(tài)下,運用權威的科技專家?guī)臁⒆稍冊u估機構、審計機構等,依托專業(yè)知識和經(jīng)驗對企業(yè)科技創(chuàng)新項目進行風險評估,通過嚴格的篩選機制選取創(chuàng)新項目,極大降低了企業(yè)的創(chuàng)新風險,保障創(chuàng)新項目的開展與落實。由此可見,科技金融生態(tài)環(huán)境通過促進技術創(chuàng)新,進而促進高新技術企業(yè)成長。基于上述分析,提出以下假設:

圖1 科技金融生態(tài)環(huán)境促進高新技術企業(yè)成長的渠道

H2控制其他因素不變,科技金融生態(tài)環(huán)境越完善,高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新水平越高,企業(yè)成長性越高。

1.3 融資約束對科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性的中介作用

根據(jù)融資約束理論,信息不對稱及委托代理問題往往使企業(yè)面臨財務和經(jīng)營風險,是制約我國高新技術企業(yè)發(fā)展的普遍性問題。從信息不對稱角度,中小型高新技術企業(yè)處于初創(chuàng)階段,管理制度、非財務信息的記錄和對外披露不夠完善,且高新技術企業(yè)獨創(chuàng)的專利和技術需要較高保密性,企業(yè)進行外源融資時,對研發(fā)項目的研發(fā)進度、預期成果、收益性和風險性等保密,加重了外部投資者的信息不對稱,投資者為彌補不確定風險會提高貸款門檻,從而為企業(yè)帶來財務困境,使企業(yè)無法進行以科技創(chuàng)新為主的資金密集型活動,達到企業(yè)高成長性。從委托代理角度,管理者的利己主義思想可能會做出對企業(yè)不利的戰(zhàn)略決策,如降低資金使用效率,或為獲得高額利益將融資用于其他高風險項目而非企業(yè)關鍵性創(chuàng)新項目,導致企業(yè)遭受損失,引發(fā)經(jīng)營風險,進一步抑制高新技術企業(yè)成長。成熟的科技金融生態(tài)環(huán)境能有效拓寬企業(yè)融資渠道,降低企業(yè)融資成本,緩解企業(yè)融資約束困境。CHOWDHURY等[16]證實金融發(fā)展有助于平衡市場資源,減少科技型企業(yè)、中小企業(yè)的交易成本。馬凌遠等[17]指出通過搭建科技信息平臺、企業(yè)信息認證等方式能降低金融機構與企業(yè)間信息不對稱,進而緩解科技企業(yè)融資約束困境。科技金融生態(tài)中,科技與金融相互依賴,相互促進。金融支持高新技術企業(yè)發(fā)展,高新技術企業(yè)通過科技創(chuàng)新反哺金融,使得企業(yè)可融資數(shù)額進一步提升,有利于緩解融資約束困境,降低財務風險和經(jīng)營風險,保障了企業(yè)成長?；谏鲜龇治?提出以下假設:

H3控制其他因素不變,科技金融生態(tài)環(huán)境越完善,高新技術企業(yè)面臨的融資約束越低,企業(yè)成長性越高。

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)來源與樣本假設

科技金融生態(tài)環(huán)境指標數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒、中國社會統(tǒng)計年鑒、中國科技統(tǒng)計年鑒、中國創(chuàng)業(yè)投資發(fā)展報告和EPS統(tǒng)計數(shù)據(jù)平臺。因存在統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)滯后,西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺乏,港、澳、臺地區(qū)較其他省份數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑差異較大,僅選取2014—2019年我國30個省市自治區(qū)的指標數(shù)據(jù),并對2014年“創(chuàng)業(yè)風險投資額”數(shù)據(jù)的個別缺失值,采用三年移動加權平均法進行填補。由于我國2008年以后不再統(tǒng)計金融機構科技貸款數(shù),因此采用張芷若等[18]的做法,用銀行業(yè)金融機構各項貸款余額代替該指標。

上市公司數(shù)據(jù)來源于CSMAR,考慮到科技金融生態(tài)環(huán)境對高新技術企業(yè)成長性的影響可能具有滯后效應,因此增加兩年上市公司數(shù)據(jù),選取2014—2021年全部A股上市高新技術企業(yè)作為研究樣本,其中高新技術企業(yè)按企業(yè)資質認定名稱進行篩選。為保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可靠性,剔除以下樣本:被ST、*ST和PT處理的公司;金融行業(yè)上市公司;注冊地在西藏及國外的公司;數(shù)據(jù)大量缺失的公司。為減少異常值影響,對樣本中的連續(xù)變量進行1%和99%水平Winsorize處理,最終獲得4 412個樣本。在實證研究中,用Excel整理相關數(shù)據(jù),運用Stata16對數(shù)據(jù)進行回歸分析。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

高新技術企業(yè)成長性(growth):企業(yè)成長性常用的衡量指標包括:主營業(yè)務收入增長率、雇員人數(shù)、Tobin’sQ、總資產(chǎn)增長率、凈資產(chǎn)增長率、凈利潤增長率和可持續(xù)增長率等。因為資產(chǎn)的增長能直接反映企業(yè)規(guī)模的擴大,且總資產(chǎn)增長率按年份遞增凸顯了企業(yè)在市場中綜合實力的穩(wěn)步增強,更符合企業(yè)成長性的內(nèi)涵,所以選擇總資產(chǎn)增長率作為高新技術企業(yè)成長性的替代變量。

2.2.2 解釋變量

科技金融生態(tài)環(huán)境(score):科技金融生態(tài)環(huán)境與自然生態(tài)的共同之處使其成為極具創(chuàng)新性的仿生概念。在前人對金融生態(tài)環(huán)境[19]、科技金融生態(tài)[20]等綜合評價指標研究的基礎上,運用“仿生學”思想構建指標體系更能明晰各環(huán)境要素的層次、結構、特征與聯(lián)系。因此,將科技金融生態(tài)環(huán)境評價指標體系分為生態(tài)成長指標、生態(tài)土壤指標和生態(tài)空氣指標三大類。其中,生態(tài)成長指標指能夠切實反映科技金融生態(tài)發(fā)展現(xiàn)狀的指標,包括當前的發(fā)展水平和未來持續(xù)發(fā)展的能力,代表科技金融生態(tài)主體的發(fā)展空間;生態(tài)土壤指標是科技金融生態(tài)發(fā)展的直接物質基礎,包括科技和金融兩個方面,代表生態(tài)主體發(fā)展所需“物質”與“能量”資源;生態(tài)空氣指標是科技金融生態(tài)主體活動的外部環(huán)境保障,包括良好的社會信用與社會法制。參考韓玉雄等[21-22]對社會法制化服務水平、法律環(huán)境的研究,并考慮數(shù)據(jù)的可得性(依據(jù)司法部、各省司法廳、各省律師協(xié)會官方網(wǎng)站、律師年鑒及各省統(tǒng)計年鑒綜合整理)和實用性,采用地區(qū)的注冊律師人數(shù)衡量社會法制指標。科技金融生態(tài)環(huán)境評價指標體系如表1所示。

表1 科技金融生態(tài)環(huán)境評價指標體系

TOPSIS法適用指標均量化的情況下對不同對象進行優(yōu)劣排序,其基本原理是找出每個指標的最優(yōu)值和最劣值,然后計算評價對象與理想化指標值的接近程度。由于科技金融生態(tài)環(huán)境指標體系中每個指標對最終評價結果的影響程度不同,需要增加指標的權重。因此,將熵權法和TOPSIS法相結合,對我國30個省級地區(qū)的科技金融生態(tài)環(huán)境進行測算。即采用熵權法計算指標權重,然后在TOPSIS法的最優(yōu)和最劣距離計算中增加距離權重。

(1)熵權法計算指標權重。根據(jù)指標性質,對負向指標按照式(1)進行處理,獲得原始數(shù)據(jù)矩陣X=(xij)m×n,再由式(2)對矩陣X進行標準化處理,得到新矩陣B=(zij)m×n。

(1)

(2)

式中:xij為第i個地區(qū)在第j項指標上的數(shù)值,i=1,2,…,m,j=1,2,…,n。

根據(jù)熵的定義,計算指標的熵值ej。其中,為使ln(pij)有意義,假定當pij=0時,ln(pij)=0,且pijln(pij)=0依舊成立。

(3)

(4)

通常情況下,某個指標的信息熵ej越小,指標值的變異程度越大,信息效用值dj=1-ej也越大,說明該指標提供的信息量越多,在綜合評價中的影響效果也越大,所以賦予權重也就越大。最后,由式(5)計算熵權wj。

(5)

(2)TOPSIS法計算最優(yōu)和最劣距離。先計算指標j的最值,即最大值aj=max{z1j,z2j,…,zmj},最小值bj=min{z1j,z2j,…,zmj}。再由式(6)計算最優(yōu)距離D+和最劣距離D-:

(6)

(3)計算綜合評價得分,即由式(7)計算各評價指標與理想目標值的貼近程度。

(7)

式中:score為第i個地區(qū)的科技金融生態(tài)環(huán)境指數(shù),取值范圍在0～1之間,score取值越接近于1,表明該地區(qū)的科技金融生態(tài)環(huán)境越完善。

2.2.3 中介變量

技術創(chuàng)新(RD):考慮到研發(fā)支出占比、專利授權數(shù)、新產(chǎn)品銷售收入等技術創(chuàng)新指標與科技金融生態(tài)指標存在較強內(nèi)生性,參考鮑星[23]的研究,選擇研發(fā)人員占比作為高新技術企業(yè)技術創(chuàng)新水平的替代變量。相較于其他類型企業(yè),高新技術企業(yè)的研發(fā)人員數(shù)量在企業(yè)員工總數(shù)中占比較大,表明指標具有典型性。此外,根據(jù)《高新技術企業(yè)認定管理辦法》和《高新技術企業(yè)認定管理工作指引》,研發(fā)人員占比是高新技術企業(yè)的重要衡量指標,表明指標具有科學性。

融資約束(WW):衡量企業(yè)融資約束的方法較多,如SA指數(shù)、WW指數(shù)、KZ指數(shù)和FC指數(shù)等。WW指數(shù)在測算過程中不僅包含企業(yè)各項財務指標,還包括外部行業(yè)特征,與科技金融生態(tài)環(huán)境聯(lián)系更為密切,因此借鑒WHITED等[24]的研究,構建WW指數(shù)來計算融資約束。

2.2.4 控制變量

為控制其他因素對高新技術企業(yè)成長性的影響,保證實證結果的準確性,選取股權集中度share、總資產(chǎn)報酬率roa、應收賬款周轉率recturn、資產(chǎn)負債率lev、公司規(guī)模size、高管薪酬wages以及年份year和行業(yè)ind作為控制變量。

變量定義表如表2所示。

表2 變量定義表

2.3 模型設計

2.3.1 科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性

為驗證科技金融生態(tài)環(huán)境對高新技術企業(yè)成長性的作用,構建回歸模型Ⅰ,如式(8)所示。若系數(shù)α1顯著為正,則表明地區(qū)科技金融生態(tài)環(huán)境越好,高新技術企業(yè)成長性越高,假設H1成立。

growthkt=α0+α1×scorekt+βcontrolkt+

∑year+∑ind+εkt

(8)

2.3.2 技術創(chuàng)新與融資約束的中介效應

為探討技術創(chuàng)新和融資約束是否為科技金融生態(tài)環(huán)境影響高新技術企業(yè)成長性的中介渠道,構建回歸模型Ⅱ和模型Ⅲ,分別如式(9)和式(10)所示。若γ1與λ1同時為正或同時為負時,則表明科技金融生態(tài)環(huán)境能通過影響高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新能力和融資約束水平進而影響企業(yè)成長性,假設H2和H3成立。

RDkt/WWkt=γ0+γ1×scorekt+πcontrolkt+

∑year+∑ind+εkt

(9)

growthkt=λ0+λ1×RDkt/WWkt+μcontrolkt+

∑year+∑ind+εkt

(10)

在假設H2和H3成立前提下,進一步檢驗技術創(chuàng)新和融資約束在科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性關系中是否具有完全中介作用,構建回歸模型Ⅳ,如式(11)所示。若ξ1不顯著,而ξ2顯著,則說明具有完全正向中介作用;若ξ1、ξ2均顯著,則說明具有不完全中介作用。

growthkt=ξ0+ξ1×scorekt+ξ2×RDkt/WWkt+

ξ3×controlkt+∑year+∑ind+εkt

(11)

3 實證結果

3.1 描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計如表3所示,可以看出企業(yè)成長性(growth)的均值為0.214,且最大值(1.807)與最小值(-0.332)相差較大,說明企業(yè)成長性水平整體一般,且發(fā)展狀況不均衡;科技金融生態(tài)環(huán)境(score)的中位數(shù)(0.267)與均值(0.341)有一定差距,說明我國省份間科技金融生態(tài)發(fā)展不均衡;技術創(chuàng)新(RD)的最大值達到74.470,說明高新技術企業(yè)非常重視技術創(chuàng)新;融資約束(WW)的均值(-1.012)與中位數(shù)(-1.011)接近,說明我國高新技術企業(yè)普遍存在融資約束問題。其他控制變量描述性統(tǒng)計結果與已有研究基本一致。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

3.2 多元回歸分析

由于企業(yè)成長性growth與多個控制變量顯著相關,且控制變量間相關系數(shù)均小于0.6,排除多重共線性的可能,從而進行多元回歸分析。

(1)科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性關系檢驗?？萍冀鹑谏鷳B(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性回歸結果如表4所示,可以看出在回歸(1)中,score的回歸系數(shù)為正,且在1%水平上顯著,說明科技金融生態(tài)環(huán)境能顯著提高高新技術企業(yè)的成長性,假設H1成立?？刂谱兞縮hare、recturn、wages的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負,說明股權集中度越高、應收賬款周轉越快、高管薪酬越高,高新技術企業(yè)成長性反而會受到抑制。股權越集中,大股東越有可能因利益主義損害小股東與企業(yè)的利益;應收賬款周轉越快,企業(yè)銷售信用政策越嚴格,抑制了企業(yè)銷售量的增長;高管薪酬越高,高管漲薪和晉升空間受限,工作積極性降低進而抑制企業(yè)成長。roa、size和lev的回歸系數(shù)顯著為正,表明資產(chǎn)報酬率越高,規(guī)模越大,企業(yè)成長性越高。合理提高資產(chǎn)負債率,改善資本結構也使企業(yè)從杠桿減稅中受益。由回歸(2)、回歸(3)的結果可知,對growth分別滯后一期和兩期,scorei,t-1、scorei,t-2的回歸系數(shù)仍顯著為正,說明科技金融生態(tài)環(huán)境不僅能顯著提升高新技術企業(yè)當期成長性水平,還對企業(yè)未來兩年的成長性具有積極影響。

表4 科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性回歸結果

(2)技術創(chuàng)新和融資約束中介作用檢驗。技術創(chuàng)新與融資約束的中介效應回歸結果如表5所示,可以看出在回歸(4)中,score的回歸系數(shù)顯著為正,表明科技金融生態(tài)環(huán)境能促進高新技術企業(yè)技術創(chuàng)新,符合理論分析預期;在回歸(5)中,RD的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正,說明技術創(chuàng)新能促進高新技術企業(yè)的成長;綜合上述結果,科技金融生態(tài)環(huán)境能通過促進高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新進而促進企業(yè)成長,假設H2成立?；貧w(6)將score和RD同時納入模型,其回歸系數(shù)分別為0.081和0.008,分別在1%和5%水平上顯著為正,說明技術創(chuàng)新在科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性關系中具有不完全中介作用。在回歸(7)中,score的回歸系數(shù)顯著為負,表明科技金融生態(tài)環(huán)境能緩解高新技術企業(yè)融資約束,符合理論分析預期;在回歸(8)中,WW的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負,說明面臨融資約束困境時企業(yè)成長性水平將下降;綜合上述結果,科技金融生態(tài)環(huán)境能通過緩解高新技術企業(yè)的融資約束進而提高企業(yè)成長性,假設H3成立。回歸(9)將score和WW納入模型,其回歸系數(shù)分別為0.101和-2.495,均在1%水平上顯著,說明融資約束在科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性關系中具有不完全中介作用。

表5 技術創(chuàng)新與融資約束的中介效應回歸結果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為排除變量選取的偶然誤差,采用銷售收入增長率(revrate)作為高新技術企業(yè)成長性的替代變量進行穩(wěn)健性檢驗,檢驗結果如表6所示,可以看出穩(wěn)健性檢驗的結果無實質性差異。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

4 結論

(1)科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性正相關,良好的科技金融生態(tài)對企業(yè)成長性具有積極影響,且在未來兩年內(nèi)影響仍顯著。因此,建議政府應持續(xù)優(yōu)化科技金融生態(tài)環(huán)境,如在生態(tài)成長維度,根據(jù)地區(qū)特點、企業(yè)發(fā)展狀況和方向出臺針對性的科技政策,重點支持有利于基礎設施建設、改善人民生活和國家經(jīng)濟增長的支柱產(chǎn)業(yè)和新興產(chǎn)業(yè);在生態(tài)土壤維度,制定有效的科技金融扶持政策,鼓勵金融、保險、證券和風險投資等機構進行創(chuàng)新投資;在生態(tài)空氣維度,要加強知識產(chǎn)權保護措施,保障企業(yè)核心競爭優(yōu)勢。

(2)科技金融生態(tài)環(huán)境越好,高新技術企業(yè)的技術創(chuàng)新能力就越強,成長性水平也越高,且技術創(chuàng)新在科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性的關系中發(fā)揮著不完全中介作用。因此,政府需著力改善科技創(chuàng)新條件,包括為企業(yè)技術創(chuàng)新提供充足資金支持,鼓勵金融機構和風險投資機構對其創(chuàng)新投資;提高科技創(chuàng)新中介服務水平,建設專門的科技融資平臺、產(chǎn)業(yè)化促進中心、科技成果轉化對接平臺、科技孵化中心等;完善企業(yè)科技創(chuàng)新保障機制,降低創(chuàng)新風險率,在信息披露、社會信用、知識產(chǎn)權保護等方面出臺相關政策。

(3)科技金融生態(tài)環(huán)境能通過降低高新技術企業(yè)融資約束水平,緩解企業(yè)財務和經(jīng)營困境,進而提高企業(yè)成長性,且融資約束在科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性的關系中發(fā)揮著不完全中介作用。因此,政府應助力高新技術企業(yè)緩解融資困境,拓寬其融資渠道,完善多層次資本市場,充分利用中小板和創(chuàng)業(yè)板市場,降低科技金融市場的融資準入門檻,同時不斷發(fā)展完善新三板、科創(chuàng)板和區(qū)域金融市場,為科技型非上市公司創(chuàng)造融資渠道。地方政府可根據(jù)實際情況制定針對高新技術企業(yè)的資金供給政策,多方合力破解高新技術企業(yè)融資約束。

(4)受到科技金融數(shù)據(jù)的可得性、滯后性等限制,構建的科技金融生態(tài)環(huán)境指標體系有待進一步檢驗。同時,科技金融生態(tài)環(huán)境與高新技術企業(yè)成長性的中介變量可以在未來的研究中進一步細化和豐富。