產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響機制研究
——基于A 股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

秦天如 梁琳 袁艷紅（副教授/博士）

（1 太原理工大學現(xiàn)代科技學院 山西太原 030024 2 新疆大學商學院 新疆烏魯木齊 830091 3 太原理工大學經(jīng)濟管理學院 山西太原 030024）

一、引言

當今世界正經(jīng)歷百年未有之大變局，科技創(chuàng)新成為提升國家核心競爭力的重要變量。企業(yè)是國家科技創(chuàng)新的主力軍，提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力是提高全社會生產(chǎn)效率和實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑。近年來，我國實體企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動面臨著融資約束，企業(yè)普遍存在創(chuàng)新意愿不強、創(chuàng)新資金短缺、創(chuàng)新績效不佳的問題。產(chǎn)融結合是產(chǎn)業(yè)與金融資本深度融合的一種組織形式，是企業(yè)外部融資的一種重要手段。“由產(chǎn)到融”的產(chǎn)融結合使產(chǎn)業(yè)資本選擇性地滲入金融機構，形成服務實體經(jīng)濟發(fā)展的金融核心，成為了解決企業(yè)融資難和融資貴問題的重要途徑。我國經(jīng)濟正處在轉型發(fā)展的關鍵時期，非完全市場化的金融資本價格形成機制為金融行業(yè)帶來了較高的資金回報率，由于資本的逐利性，一些非金融企業(yè)將大量資本投入金融領域，以獲取更多的短期收益，而過度的金融投資會擠占企業(yè)的研發(fā)資金，影響企業(yè)的創(chuàng)新績效和可持續(xù)發(fā)展。抑制實體企業(yè)金融化，防止實體經(jīng)濟“脫實向虛”，促進實體經(jīng)濟健康發(fā)展，是我國經(jīng)濟實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路。因此，對產(chǎn)融結合與企業(yè)技術創(chuàng)新之間的影響機制進行深入研究，對提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力和完善金融供給側改革具有重要的現(xiàn)實意義。

國內(nèi)外學者從不同角度對產(chǎn)融結合的經(jīng)濟效果進行了研究。學者普遍認為，產(chǎn)融結合具有信息獲取效應、資本供給效應和經(jīng)營協(xié)同效應，是企業(yè)戰(zhàn)略轉型的首選之項［1-3］。也有學者對產(chǎn)融結合與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系進行了探索，但尚未達成一致結論。有學者認為，企業(yè)實施產(chǎn)融結合模式后，金融機構為了獲得更多收益，會推動企業(yè)增加研發(fā)資金，進而增強企業(yè)技術創(chuàng)新能力，保證企業(yè)可持續(xù)發(fā)展，即產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新具有“促進效應”［4-5］。也有學者認為，實業(yè)資金投入金融資產(chǎn)，將降低創(chuàng)新投入的力度，損害企業(yè)長期的研發(fā)能力，對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生“抑制效應”［6］?，F(xiàn)有研究主要關注產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響作用，對其影響機制的研究還不多。鑒于此，本文選取2007—2020年我國滬深A 股非金融上市公司的面板數(shù)據(jù)來甄別產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響機制，并對二者關系是否具有異質(zhì)性進行了研究，揭示了產(chǎn)融結合影響企業(yè)技術創(chuàng)新的傳導機制，同時進一步加深了對其影響機理的理解。最后提出了相應的政策建議。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在：（1）現(xiàn)有的以專利數(shù)量衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的研究多采用OLS 回歸模型進行研究，但專利數(shù)量作為典型的計數(shù)數(shù)據(jù)，存在非負、離散和零值現(xiàn)象，采用傳統(tǒng)OLS 回歸可能導致結果出現(xiàn)偏誤，而計數(shù)模型則能解決這一問題。本文構建計數(shù)模型，選擇標準負二項回歸對產(chǎn)融結合與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系進行研究，清晰地呈現(xiàn)出產(chǎn)融結合企業(yè)與未實施產(chǎn)融結合企業(yè)的差距，對現(xiàn)有研究成果形成了有益補充。（2）現(xiàn)有研究主要關注產(chǎn)融結合的創(chuàng)新效應，對產(chǎn)融結合如何影響企業(yè)技術創(chuàng)新的傳導機制方面的研究相對較少。本文揭示了產(chǎn)融結合影響企業(yè)技術創(chuàng)新的作用機理，豐富了產(chǎn)融結合經(jīng)濟效果的研究范疇。

二、理論分析與研究假設

產(chǎn)融結合是實體企業(yè)與金融業(yè)在經(jīng)濟運行過程中通過互相參股、持股、控股和人事參與等方式實現(xiàn)的融合。產(chǎn)融結合能夠?qū)崿F(xiàn)實體企業(yè)與金融機構在資金、資本、人事方面的互補，并在一定程度上影響企業(yè)的創(chuàng)新行為。眾所周知，企業(yè)技術創(chuàng)新活動具有長期性、累積性和收益不確定性，投資者無法獨占新技術產(chǎn)生的收益，而創(chuàng)新活力的累積性要求大量資金的持續(xù)性投入。在現(xiàn)實中，由于商業(yè)銀行往往追求投資的安全性和短期效益，對投資周期長而收益不確定性高的創(chuàng)新活動的投資會非常謹慎，所以企業(yè)從銀行融資有很大難度。而產(chǎn)融結合能夠?qū)⑼獠抠Y本市場轉化為內(nèi)部資本市場，降低交易過程的信息不對稱及交易費用，緩解企業(yè)外部融資難和融資貴的難題，增強企業(yè)的融資能力和盈利能力，進而對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生“促進效應”［4］。但產(chǎn)融結合是企業(yè)資本金融化的一種形式，過度的金融投資可能會擠占企業(yè)用于技術創(chuàng)新的資源，使得企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動弱化，創(chuàng)新投入不足，創(chuàng)新績效下降［7］。同時，產(chǎn)融結合后企業(yè)的負債水平和銀行借款都會增加，企業(yè)償債壓力增大，會進一步提升企業(yè)的財務風險［8］，導致企業(yè)無暇顧及有利于其長期發(fā)展的技術創(chuàng)新活動，從而降低企業(yè)的創(chuàng)新績效。基于以上分析，本文提出如下假設：

H1a：產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有“促進效應”。

H1b：產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有“抑制效應”。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2020 年我國A 股上市公司為研究對象。在篩選樣本時，剔除以下樣本：金融行業(yè)企業(yè)、ST 和PT企業(yè)、凈資產(chǎn)為負和數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。創(chuàng)新方面的指標與相關財務數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，產(chǎn)融結合數(shù)據(jù)來自WIND 數(shù)據(jù)庫。為了消除極端值的影響，針對連續(xù)變量的1%和99%進行了縮尾處理。運用STATA 15.0 軟件進行數(shù)據(jù)處理，經(jīng)過處理，共得到21 696 個樣本觀測值。

（二）變量定義

本文的被解釋變量為企業(yè)技術創(chuàng)新績效（TINV），借鑒已有文獻，采用上市公司發(fā)明專利申請數(shù)來度量。本文的解釋變量為產(chǎn)融結合（INDUFIN），借鑒已有文獻［5］，定義為非金融企業(yè)參股非上市金融機構，若企業(yè)參股取值為1，否則為0?？紤]到企業(yè)產(chǎn)融結合與發(fā)明專利申請之間具有一定的時滯性，所以選擇提前一期的發(fā)明專利申請數(shù)作為被解釋變量。借鑒已有研究成果［7］，本文選取了一些反映企業(yè)財務狀況和治理狀況的變量作為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量、企業(yè)年齡、資本密集度、股權集中度和獨立董事占比，同時控制了行業(yè)和年度固定效應。各主要變量的定義見表1。

（三）模型設計

由于本文的被解釋變量為取非負整數(shù)值的離散數(shù)據(jù)，所以采用計數(shù)模型進行研究。構建基準回歸模型（1）如下：

其中，TINV 為被解釋變量，代表企業(yè)技術創(chuàng)新績效；INDUFIN 為解釋變量，代表產(chǎn)融結合；CONTROLS 代表所有控制變量；ε 代表隨機誤差項。

四、實證結果與檢驗

（一）描述性統(tǒng)計結果

下頁表2 為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)的均值為25.92，中位數(shù)為7，中位數(shù)遠小于均值，表明我國非金融類上市公司至少有50%以上的發(fā)明專利申請數(shù)居于平均水平之下，說明大部分企業(yè)的創(chuàng)新績效較差；發(fā)明專利申請數(shù)的最小值為0，最大值為465，說明存在嚴重的兩極分化現(xiàn)象；標準差為63.36，說明企業(yè)之間的研發(fā)創(chuàng)新水平存在顯著差異。產(chǎn)融結合的均值為4.2%，說明考察期間平均只有4.2%的企業(yè)參股了非上市金融機構，參股比例較低，說明產(chǎn)融結合的規(guī)模還比較小。各控制變量的統(tǒng)計結果和現(xiàn)有研究基本相符，不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計結果

（二）基準回歸結果分析

下頁表2 結果顯示，發(fā)明專利申請數(shù)的均值與標準差相差較大，說明可能存在“過度分散”現(xiàn)象，可以采用計數(shù)模型中的負二項回歸模型進行研究。采用該模型對基準回歸模型（1）進行估計，模型整體檢驗顯著（p=0.0000），alpha的95%置信區(qū)間為［1.3226，1.3853］，在1%的顯著性水平上拒絕“alpha=0”的原假設，說明數(shù)據(jù)的確存在“過度分散”現(xiàn)象。采用Vuong 統(tǒng)計量進行檢驗，估計結果為-3.19，遠小于-1.96，排除了零膨脹負二項回歸模型。根據(jù)計數(shù)模型的篩選規(guī)則可知，應選擇計數(shù)模型中的標準負二項回歸模型進行研究。

表3 為產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的估計結果。其中，列（1）為不控制行業(yè)和年度固定效應的估計結果，列（2）為同時加入控制變量及行業(yè)和年度虛擬變量的估計結果。由于負二項回歸模型的解釋能力主要依靠Log Pseudolikelihood 值來體現(xiàn)，值越大，說明模型的解釋力越強，從Log Pseudolikelihood 值可知，加入控制變量且控制了行業(yè)和年度虛擬變量后的估計結果的解釋能力更強，所以下文均采用加入控制變量并控制行業(yè)和年度固定效應后的模型進行分析。從列（2）可以看出，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有顯著負向影響。為了更清楚地闡釋產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的影響效應的經(jīng)濟意義，列（3）和列（4）分別列示出基準回歸模型的“發(fā)生率比”與“邊際效應”的估計結果。其中，列（3）為產(chǎn)融結合與未實施產(chǎn)融結合的企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)的“發(fā)生率比”的估計結果，產(chǎn)融結合的估計系數(shù)為0.8089，說明在控制其他變量不變的條件下，產(chǎn)融結合企業(yè)的年平均發(fā)明專利數(shù)是未實施產(chǎn)融結合企業(yè)的80.89%，即產(chǎn)融結合企業(yè)比未實施產(chǎn)融結合企業(yè)的年平均發(fā)明專利數(shù)少19.11%。列（4）為邊際效應估計結果，產(chǎn)融結合的估計系數(shù)為-5.9687，說明在控制其他變量不變的情況下，產(chǎn)融結合企業(yè)的年平均發(fā)明專利申請數(shù)比未實施產(chǎn)融結合的企業(yè)少5.9687 個。以上分析說明產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新具有抑制作用。假設H1b 得到證實。

表3 產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的影響效應估計結果

控制變量方面，在控制行業(yè)和年度固定效應的前提下，企業(yè)規(guī)模和經(jīng)營活動現(xiàn)金流量與企業(yè)技術創(chuàng)新績效間顯著正相關；資本密集度和企業(yè)年齡與企業(yè)技術創(chuàng)新績效顯著負相關；獨立董事占比對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有正向影響，但不顯著；資產(chǎn)負債率和股權集中度對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有負向影響，但不顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結論的可靠性，本文對基準回歸結果進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。包括替換變量、排除金融危機影響、變換模型和內(nèi)生性檢驗，結果見下頁表4。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

1.替換變量。考慮衡量偏誤與遺漏變量問題，本文選用企業(yè)專利申請總數(shù)代替原被解釋變量發(fā)明專利申請數(shù)，采用模型（1）進行估計，結果見列（1），可以看出與前文基本一致，證實了本文結論的穩(wěn)健性。

2.排除金融危機影響。由于2008 年的金融危機對我國企業(yè)的投資與技術創(chuàng)新造成了一定影響，所以本文剔除了金融危機發(fā)生前后的數(shù)據(jù)，選擇樣本子區(qū)間2010—2020 年的面板數(shù)據(jù)，采用模型（1）進行估計，結果見列（2），與前文基本一致，證實了本文結論的穩(wěn)健性。

3.變換模型。本文還運用傳統(tǒng)的OLS 模型進行了檢驗，借鑒現(xiàn)有文獻的普遍做法，被解釋變量采用企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)加1 取自然對數(shù)來衡量，并將其提前一期，采用模型（1）進行估計，結果見列（3），與前文基本一致，證實了本文結論的穩(wěn)健性。

4.內(nèi)生性檢驗。由于產(chǎn)融結合可能存在選擇性偏誤的內(nèi)生性問題。為了解決上述問題，本文采用傾向得分匹配法進行穩(wěn)健性檢驗。首先，使用企業(yè)成長性、資本密集度、經(jīng)營活動現(xiàn)金流量、獨立董事占比作為匹配變量來計算傾向得分值。然后，為參與產(chǎn)融結合的企業(yè)匹配一個得分最相近、且沒有進行產(chǎn)融結合的企業(yè)。最后，利用匹配后的樣本，采用模型（1）進行估計，結果見列（4），與基準回歸基本相符，證實了本文結論的穩(wěn)健性。

五、影響機制分析

（一）中介機制分析

前文的分析已證明，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有負向影響，那么產(chǎn)融結合為何會對企業(yè)技術創(chuàng)新績效產(chǎn)生抑制作用？其影響機制是怎樣的？本文借鑒溫忠麟等［9］提出的中介效應檢驗法，構建如下模型進行研究：

其中，M 為中介變量，表示企業(yè)研發(fā)資金投入，分別用企業(yè)研發(fā)資金投入的對數(shù)（LNRDK）和企業(yè)研發(fā)資金投入占營業(yè)收入的比重（RDKR）來衡量。模型（2）為解釋變量產(chǎn)融結合對中介變量的影響效應回歸模型，由于企業(yè)研發(fā)資金投入數(shù)據(jù)不是離散數(shù)據(jù)，所以模型（2）采用普通OLS模型進行估計。模型（3）為同時加入解釋變量產(chǎn)融結合及中介變量研發(fā)資金投入后形成的中介效應檢驗模型。

根據(jù)熊彼特的創(chuàng)新理論，研發(fā)資金投入是企業(yè)技術創(chuàng)新的重要影響因素之一，加大研發(fā)資金投入能顯著促進企業(yè)技術創(chuàng)新績效。但產(chǎn)融結合是企業(yè)資產(chǎn)向金融化發(fā)展的體現(xiàn)形式，在企業(yè)有限的資源約束下，金融投資和實體投資之間存在一定的此消彼長的關系，企業(yè)參股金融機構的投資可能會擠出用于技術創(chuàng)新投入的資金，進而降低企業(yè)的創(chuàng)新績效。因此，本文預期產(chǎn)融結合可能通過擠占企業(yè)研發(fā)資金進而對企業(yè)技術創(chuàng)新績效產(chǎn)生抑制作用。

表5 中的第（1）—（2）列為以企業(yè)研發(fā)資金投入的對數(shù)為中介變量的估計結果。第（1）列為模型（2）的估計結果，可以看出，產(chǎn)融結合對企業(yè)研發(fā)資金投入影響效應的回歸系數(shù)a1顯著為負；第（2）列為模型（3）的估計結果，可以看出，企業(yè)研發(fā)資金投入對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)b2顯著為正，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的回歸系數(shù)b1顯著為負，a1和b2的積a1b2的符號與b1的符號一致，說明企業(yè)研發(fā)資金投入在產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的關系中發(fā)揮了部分“中介效應”。第（3）—（4）列為以企業(yè)研發(fā)資金投入占營業(yè)收入的比重為中介變量的估計結果，從這一結果同樣可以看出，企業(yè)研發(fā)資金投入在產(chǎn)融結合與企業(yè)技術創(chuàng)新績效的關系中發(fā)揮了部分“中介效應”。從以上分析可以看出，產(chǎn)融結合通過擠占企業(yè)研發(fā)資金進而對企業(yè)技術創(chuàng)新績效產(chǎn)生抑制作用，與前文的預期一致。

表5 中介效應估計結果

（二）異質(zhì)性分析

從前文的分析可知，產(chǎn)融結合通過擠占企業(yè)研發(fā)資金從而對企業(yè)技術創(chuàng)新績效產(chǎn)生了抑制效應。那么，在不同類型的企業(yè)中是否存在異質(zhì)性？為此，本文引入代表企業(yè)成長性（GROW）、技術能力（TECH）和產(chǎn)權性質(zhì)（SOE）的調(diào)節(jié)變量，對產(chǎn)融結合影響企業(yè)技術創(chuàng)新績效的異質(zhì)性進行分析。企業(yè)成長性采用營業(yè)總收入增長率來衡量。關于企業(yè)技術能力的定義，借鑒已有文獻［10］，將制造業(yè)中的通用設備、交通運輸設備、通信設備、電氣機械及器材、專用設備、儀器儀表、文化辦公用機械和計算機及其他電子設備企業(yè)定義為高技術企業(yè)，其他定義為非高技術企業(yè)。當企業(yè)為高技術企業(yè)時取值為1，否則為0。關于產(chǎn)權性質(zhì)的定義，當企業(yè)為國有產(chǎn)權時取值為1，否則為0。

1.企業(yè)成長性的異質(zhì)性。企業(yè)成長性對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有一定影響。不同成長性企業(yè)的財務績效和經(jīng)營策略具有一定差異，其創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力也存在一定差異。與高成長性企業(yè)相比，低成長性企業(yè)的價值創(chuàng)造能力較弱，技術創(chuàng)新的意愿更高，但其面臨的融資約束較大。實施產(chǎn)融結合后，低成長性企業(yè)更有動力將從金融機構融得的資金投入到技術創(chuàng)新活動中，以提升企業(yè)創(chuàng)新能力，進而改善企業(yè)經(jīng)營績效。而高成長性的企業(yè)，其投資擴張的動機和空間較大，伴隨其高價值創(chuàng)造能力帶來的充裕資金，更易受套利動機驅(qū)動將產(chǎn)業(yè)資本轉移到金融市場，從而擠出企業(yè)用于研發(fā)投入的資金，進而對企業(yè)技術創(chuàng)新績效產(chǎn)生抑制作用。因此，本文預期，在高成長性企業(yè)中，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的負向影響更顯著。

表6 列（1）報告了企業(yè)成長性的異質(zhì)性估計結果。企業(yè)成長性和產(chǎn)融結合的交互項系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)成長性對產(chǎn)融結合與企業(yè)技術創(chuàng)新績效的關系具有調(diào)節(jié)作用。即在高成長性企業(yè)中，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的負向影響更顯著，與前文的預期一致。

表6 異質(zhì)性估計結果

2.技術能力的異質(zhì)性。技術能力對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有一定影響。不同技術能力的企業(yè)在資金、技術及創(chuàng)新動力等方面有著顯著差異，其產(chǎn)融結合后的投資策略和創(chuàng)新行為也存在一定差異。與非高技術企業(yè)相比，高技術企業(yè)擁有技術和人才優(yōu)勢，創(chuàng)新能力較強，但其面臨的融資約束較大。技術創(chuàng)新是高技術企業(yè)存在的基礎，也是其發(fā)展的動力，要想在激烈的市場競爭中占據(jù)一席之地，必須努力提高其技術創(chuàng)新能力，所以其創(chuàng)新意愿比較強烈。產(chǎn)融結合后，高技術企業(yè)更有動力將融資得到的資金用于研發(fā)投入。因此本文預期，在高技術企業(yè)中，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的抑制作用會減弱。

表6 列（2）為技術能力的異質(zhì)性估計結果。技術能力和產(chǎn)融結合的交互項系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)技術能力對產(chǎn)融結合與企業(yè)技術創(chuàng)新的關系具有調(diào)節(jié)作用。即在高技術企業(yè)中，產(chǎn)融結合對企業(yè)創(chuàng)新績效的抑制作用減弱，與前文的預期一致。

3.產(chǎn)權性質(zhì)的異質(zhì)性。產(chǎn)權性質(zhì)對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有一定影響。由于不同產(chǎn)權性質(zhì)的企業(yè)在資源稟賦、融資能力和制度支持等方面存在較大差異，其產(chǎn)融結合的創(chuàng)新效應也不同。與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)的融資渠道較為單一，其面臨的融資約束更大，產(chǎn)融結合后，由于資本的逐利性，其套利動機更強烈。而國有企業(yè)擁有更多的融資渠道，更易獲得政府資助，其融資約束相對較小。且國有企業(yè)經(jīng)理層的薪酬和晉升是由政治水平、社會貢獻和經(jīng)營業(yè)績等因素決定的，創(chuàng)新績效也是對經(jīng)理層考核的重要指標，所以國有企業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新的積極性可能更高。因此，本文預期，在國有企業(yè)中，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的抑制作用減弱。

上頁表6 列（3）為產(chǎn)權性質(zhì)的異質(zhì)性估計結果。產(chǎn)權性質(zhì)和產(chǎn)融結合的交互項系數(shù)顯著為正，說明產(chǎn)權性質(zhì)對產(chǎn)融結合與企業(yè)技術創(chuàng)新績效的關系具有調(diào)節(jié)作用。即在國有企業(yè)中，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的抑制作用減弱，與前文的預期一致。

六、進一步分析

前文驗證了產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的影響機制。那么，不同程度的產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的影響作用如何？為此，本文將產(chǎn)融結合變量進一步細分為產(chǎn)融結合的廣度（BANKNUM）、深度（SHARE）和持續(xù)時間（TIME）來進行研究。選擇企業(yè)每年參股非上市金融機構的數(shù)量、最大參股比例以及持續(xù)時間來衡量產(chǎn)融結合的廣度、深度和持續(xù)性，并加入其平方項來進一步考察它們之間是否存在非線性關系。

上頁表7 列示了不同程度的產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的估計結果。產(chǎn)融結合廣度、深度及持續(xù)性的估計系數(shù)均顯著為負，其平方項系數(shù)均顯著為正，說明產(chǎn)融結合的廣度、深度及持續(xù)性均對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有先抑制后促進的非線性影響。隨著產(chǎn)融結合廣度和深度的提高及持續(xù)時間的增加，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的作用會出現(xiàn)一個拐點。可能的原因是當產(chǎn)融結合程度較低時，由于從外部融資的成本較高，融資得到的資金無法滿足企業(yè)研發(fā)投入的需求，導致企業(yè)技術創(chuàng)新不斷弱化。隨著時間的推移，當產(chǎn)融結合達到一定積累時，企業(yè)對金融機構的決策參與權增大，融資能力增強，融資壓力降低，企業(yè)會增加更多資金進行研發(fā)創(chuàng)新活動，從而提升企業(yè)技術創(chuàng)新績效。

表7 不同程度的產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響效應估計結果

七、結論與政策啟示

本文選取2007—2020 年我國A 股非金融類上市公司的面板數(shù)據(jù)，對產(chǎn)融結合影響企業(yè)技術創(chuàng)新績效的機制進行了研究。結果表明：產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效具有抑制效應；產(chǎn)融結合通過擠占企業(yè)研發(fā)資金進而對企業(yè)技術創(chuàng)新績效產(chǎn)生抑制作用；產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的影響具有明顯的異質(zhì)性，在高成長性、非高技術企業(yè)和非國有企業(yè)中，產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新績效的負向影響更顯著。進一步分析發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)融結合的廣度、深度與持續(xù)時間與企業(yè)技術創(chuàng)新績效之間具有先“抑制”后“促進”的非線性關系。

本文的研究結論對深入理解產(chǎn)融結合對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響機理提供了微觀經(jīng)驗證據(jù)，具有重要的政策啟示意義：（1）在進行產(chǎn)融結合時，企業(yè)應事先做好周密的戰(zhàn)略規(guī)劃，對是否進行產(chǎn)融結合、產(chǎn)融結合的數(shù)量、持股比例等事項做好規(guī)劃和測算，把握好產(chǎn)融結合的進程，最大化產(chǎn)融結合的創(chuàng)新效應；樹立長期投資理念，避免一味追求短期利益的套利行為，結合自身特點、經(jīng)營狀況及研發(fā)能力，合理配置金融資產(chǎn)，實現(xiàn)企業(yè)長期健康穩(wěn)定發(fā)展。（2）政府部門應進一步完善對產(chǎn)融結合的頂層設計，制定有效的產(chǎn)融結合戰(zhàn)略規(guī)劃，促進實體企業(yè)與金融機構深度融合；完善財政補貼政策，加大對企業(yè)研發(fā)投資的扶持力度，幫助企業(yè)解決制約創(chuàng)新發(fā)展的資金瓶頸問題；完善稅收優(yōu)惠政策，鼓勵實體企業(yè)加大研發(fā)投入，提高研發(fā)創(chuàng)新績效。（3）引導金融資本更好地服務于實體經(jīng)濟的發(fā)展，鼓勵金融市場資金流向企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新部門；建立專業(yè)的產(chǎn)融結合服務型機構，幫助企業(yè)解決由于金融經(jīng)驗不足從而產(chǎn)生的產(chǎn)融結合困難，最大化產(chǎn)融結合的協(xié)同效應。（4）加大對產(chǎn)融結合的監(jiān)管力度，對產(chǎn)融結合過程進行風險管控，抑制企業(yè)投機性金融投資活動，降低企業(yè)金融投資風險，防止實體經(jīng)濟“脫實向虛”，引導產(chǎn)融結合健康穩(wěn)定發(fā)展。