杜朝運 泉州師范學(xué)院商學(xué)院

楊柏樂 申萬宏源證券承銷保薦有限責(zé)任公司

一、引言

產(chǎn)融結(jié)合是指產(chǎn)業(yè)資本和金融資本出于特定的動機和目的，通過持有股份、人事參與等方式形成密切的產(chǎn)權(quán)聯(lián)系。產(chǎn)融結(jié)合所形成的金融機構(gòu)與實體企業(yè)之間的產(chǎn)權(quán)聯(lián)系能夠拓寬二者之間信息溝通的渠道，提高信息溝通質(zhì)量，從而在一定程度上減少金融機構(gòu)與實體企業(yè)之間信息不對稱的影響，降低投資前逆向選擇和投資后發(fā)生道德風(fēng)險的可能性，緩解企業(yè)融資約束，分擔(dān)企業(yè)風(fēng)險。顯然，這些都有助于改善企業(yè)創(chuàng)新的環(huán)境，成為企業(yè)創(chuàng)新的有利條件。然而，由于我國對金融機構(gòu)持股實體企業(yè)存在較多的限制，國內(nèi)目前關(guān)于產(chǎn)融結(jié)合的研究幾乎都是從實體企業(yè)對金融機構(gòu)參股、控股入手，致使絕大部分關(guān)于產(chǎn)融結(jié)合與企業(yè)創(chuàng)新方面的研究以實體企業(yè)對金融機構(gòu)的參股、控股為基本視角，鮮有研究金融機構(gòu)對實體企業(yè)持股的情況。事實上，金融機構(gòu)持股實體企業(yè)可以利用其股東身份對企業(yè)創(chuàng)新活動進行甄別和監(jiān)督，從而進一步提升企業(yè)創(chuàng)新活動的成果轉(zhuǎn)化率（楊箏等，2019）。

險資持股屬于“由融到產(chǎn)”的產(chǎn)融結(jié)合模式，保險公司作為特定的產(chǎn)融結(jié)合主體，對于企業(yè)創(chuàng)新活動有著特殊的影響和價值，能夠緩解企業(yè)創(chuàng)新的融資約束、分擔(dān)企業(yè)創(chuàng)新的高風(fēng)險、降低企業(yè)的資金占用成本。因此，隨著近年來監(jiān)管機構(gòu)不斷放寬對保險資金權(quán)益類資產(chǎn)的配置要求，險資持股作為金融機構(gòu)持股實體企業(yè)的典型方式，對企業(yè)創(chuàng)新有著重要影響，有必要加以研究。本文采用2014—2019年險資持股A股制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)，嘗試從實證層面分析險資持股與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。

二、提出假設(shè)

從企業(yè)創(chuàng)新的角度看，信息不對稱導(dǎo)致外部投資者在投資企業(yè)創(chuàng)新活動時處于劣勢地位，降低了外部投資者的積極性；而長期的企業(yè)創(chuàng)新活動需要長期穩(wěn)定的資金，這使得大量追求中短期投資效益的投資者和風(fēng)險偏好程度不高的投資者被過濾掉，可選擇的外部投資者范圍變窄，大多數(shù)企業(yè)不得不依靠內(nèi)部融資來進行創(chuàng)新活動，企業(yè)創(chuàng)新活動面臨著比其他投資活動更強的融資約束。從險資持股的角度看，保險資金中占比較大的壽險、理財險等保費繳納期限往往在幾年至幾十年不等，資金來源穩(wěn)定、周期長，能夠為企業(yè)創(chuàng)新活動提供長期穩(wěn)定的資金支持，緩解企業(yè)創(chuàng)新活動面臨的融資約束，并分擔(dān)企業(yè)創(chuàng)新活動可能帶來的高風(fēng)險。因此，本文提出假設(shè)1：險資持股能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。

險資持股對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用在很大程度上是通過緩解企業(yè)的融資約束來實現(xiàn)的。但是，影響融資約束程度的因素很多，對于融資約束問題嚴(yán)重的企業(yè)而言，其研發(fā)投入將受到明顯的抑制（張杰等，2012）。險資持股通過緩解企業(yè)的融資約束問題，幫助企業(yè)突破限制創(chuàng)新活動的瓶頸，拓寬創(chuàng)新活動資金的來源渠道，提升企業(yè)創(chuàng)新能力。但對于融資約束程度不嚴(yán)重的企業(yè)，其創(chuàng)新活動的提升可能更依賴于其他因素，險資持股帶來的促進作用可能不如融資約束程度嚴(yán)重的企業(yè)強。因此，本文提出假設(shè)2：企業(yè)融資約束程度越嚴(yán)重，險資持股對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用越強。

企業(yè)創(chuàng)新活動的項目周期通常較長，收回項目投資也需要較長時間，在創(chuàng)新活動形成相應(yīng)的知識產(chǎn)權(quán)之前，如果資金中斷，很可能造成之前的投入無法回收，變成沉沒成本，因此，長期穩(wěn)定的資金來源對于創(chuàng)新活動是非常必要的，能夠減少企業(yè)進行創(chuàng)新活動相關(guān)決策時的顧慮，同時保證整個創(chuàng)新活動周期內(nèi)的資金需求，促進創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化。此外，創(chuàng)新活動很可能不是一帆風(fēng)順的，相較于投資其他活動的風(fēng)險，投資企業(yè)創(chuàng)新活動的風(fēng)險往往更大，而長期投資對創(chuàng)新活動的容錯性會更強，對于創(chuàng)新活動的高風(fēng)險承受能力也會更高。保險資金天然具備周期長、來源穩(wěn)定等特點，對于企業(yè)創(chuàng)新活動具有獨特的促進作用。由于不同保險公司對不同企業(yè)的投資期限有所不同，為了探究險資持股的期限是否會影響企業(yè)創(chuàng)新的效果，本文提出假設(shè)3：保險資金的投資期限越長，險資持股對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用越強。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

從選取時段看，2014年，國務(wù)院印發(fā)了保險業(yè)新“國十條”，鼓勵保險資金在保證安全性和流動性的前提下擴大股權(quán)類投資，2014—2019年，我國保險資金投資權(quán)益類資產(chǎn)的份額以每年20.35%的速度增長，保險資金已成為穩(wěn)定我國資本市場的重要力量。從選取對象看，由于本文的研究主題是企業(yè)創(chuàng)新，相較于其他行業(yè)，制造業(yè)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動更為頻繁，故本文沒有選取全行業(yè)上市公司，而僅以制造業(yè)企業(yè)作為研究樣本。綜合這兩方面因素，本文的研究樣本為2014—2019年滬深兩市A股制造業(yè)上市公司。

本文的數(shù)據(jù)來源包括CNRDS中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺、CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫、Wind金融終端等。在對數(shù)據(jù)進行分析前進行必要的篩選和處理：剔除數(shù)據(jù)缺失的公司，剔除ST及*ST公司，對數(shù)據(jù)按照上下1%進行縮尾處理，以消除異常值。經(jīng)過篩選和處理，最終得到2092家上市公司共11613組觀測數(shù)據(jù)樣本。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新能力是本文的被解釋變量，可以從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩方面衡量。本文同時引入這兩類指標(biāo)：創(chuàng)新投入用企業(yè)各期研發(fā)費用與營業(yè)收入的比值來衡量；創(chuàng)新產(chǎn)出用專利授權(quán)量來衡量。在穩(wěn)健性檢驗中，創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)用研發(fā)費用占比來替換，創(chuàng)新產(chǎn)出的衡量指標(biāo)借鑒Cornaggia等（2015）的做法，采用第t期至第t+2期的專利授權(quán)量來替換。

2.解釋變量

各制造業(yè)上市公司的所有股東中險資持股比例是本文分析的解釋變量。該比例反映保險公司與實體企業(yè)之間產(chǎn)權(quán)聯(lián)系的緊密程度。一般說來，險資持股比例越高，保險公司與實體企業(yè)之間形成的業(yè)務(wù)往來和內(nèi)部治理關(guān)系越密切，信息交流的及時性和準(zhǔn)確性更強，對投資創(chuàng)新項目的調(diào)查也更加充分，這有利于減少信息不對稱的影響，緩解企業(yè)創(chuàng)新的融資約束。同時，穩(wěn)定的股權(quán)關(guān)系也使得保險公司能夠接受創(chuàng)新活動較長的投資期，為企業(yè)分擔(dān)更多的創(chuàng)新活動風(fēng)險。

3.調(diào)節(jié)變量

本文使用兩個調(diào)節(jié)變量：一個是融資約束，另一個是投資期限。

緩解融資約束是產(chǎn)融結(jié)合影響企業(yè)創(chuàng)新能力的重要途徑，理論假設(shè)融資約束越嚴(yán)重的企業(yè)，該影響效果越強。關(guān)于融資約束程度的衡量，本文借鑒Owen Lamont等（2001）的研究，構(gòu)建融資約束指標(biāo)KZ，由五項財務(wù)指標(biāo)衡量，具體計算方法為：

KZ=1.001909×經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn)

+3.139193×資產(chǎn)負債率-39.3678×應(yīng)付股利/總資產(chǎn)

－1.314759×貨幣資金/總資產(chǎn)+0.2826389×TobinQ

投資期限主要考慮機構(gòu)投資者投資的穩(wěn)定性，本文借鑒Xuemin Yan（2009）的研究，使用機構(gòu)投資者在單位期限內(nèi)的投資換手率來區(qū)分投資者的投資期限長短?？紤]到企業(yè)創(chuàng)新活動需要長期穩(wěn)定的融資環(huán)境，如果中途資金退出可能會導(dǎo)致前期投資無法收回，并且無法覆蓋整個創(chuàng)新投入產(chǎn)出周期，故投資期限越長，對險資持股的影響越強。而在投資期限的衡量中，若險資在單位期限內(nèi)對上市公司的股票存在凈買入的情況，從實際情況分析，此舉并不會對上市公司的創(chuàng)新活動造成不利影響，而單位期限內(nèi)的凈賣出更能體現(xiàn)投資的中止，即以凈賣出來衡量保險資金的投資期限長短更符合本文的假設(shè)。因此，本文用投資換手率CR來衡量投資期限，其計算方法為：

其中，CR_sellk,t為第t期內(nèi)機構(gòu)k對公司i股份的總賣出，具體計算方法為：

其中，Pi,t和Pi,t-1是機構(gòu)k所持有股票i在第t和第t－1期的價格，Sk,i,t和Sk,i,t-1是機構(gòu)k所持有股票i在第t和第t－1期的股份數(shù)，ΔPi,t代表在第t期股票i價格相對于上一期的變化。

4.控制變量

企業(yè)創(chuàng)新受多種因素的影響，除政府支持力度、財稅政策、產(chǎn)業(yè)政策、市場環(huán)境、行業(yè)背景等外部因素外，還有企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)治理等內(nèi)部因素，這些都或多或少地影響著企業(yè)創(chuàng)新活動的投入與產(chǎn)出。本文選取企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、企業(yè)成長機會、企業(yè)資產(chǎn)負債率、企業(yè)經(jīng)營業(yè)績、企業(yè)經(jīng)營凈現(xiàn)金流量、企業(yè)資本密集度、企業(yè)董事會獨立性、企業(yè)股權(quán)集中度和政府補助作為控制變量，對于一些較難量化的外部環(huán)境因素（如財稅政策等）通過年度固定效應(yīng)加以控制。

以上這些變量的名稱、符號和定義描述見表1。

表1 選擇變量的名稱、符號和定義描述

（三）模型構(gòu)建

根據(jù)前文的分析和假設(shè)，筆者構(gòu)建如下模型：

其中，模型（1）和模型（2）用來驗證假設(shè)1，分別從創(chuàng)新投入（用研發(fā)費用占比衡量）和創(chuàng)新產(chǎn)出（用專利授權(quán)量衡量）兩方面分析險資持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響?？紤]到創(chuàng)新產(chǎn)出存在時滯，故被解釋變量為專利授權(quán)量時，解釋變量和控制變量采用滯后一期的數(shù)據(jù)；而被解釋變量為研發(fā)費用占比時，解釋變量和控制變量采用當(dāng)期的數(shù)據(jù)。模型（3）和模型（4）在模型（1）和模型（2）的基礎(chǔ)上進一步考慮融資約束對于險資持股影響企業(yè)創(chuàng)新能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)，加入含融資約束程度的交乘項Insurance×KZi,t。同樣，模型（5）和模型（6）在模型（1）和模型（2）的基礎(chǔ)上進一步考慮投資期限對于險資持股影響企業(yè)創(chuàng)新能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)，加入含投資期限的交乘項Insurance×CRi,t。本文采用固定效應(yīng)模型，在模型中通過引入每個公司特有的不隨時間變化的截距項αi來控制個體的固定效應(yīng)，引入年度虛擬變量Yeardummy來控制年份的固定效應(yīng)。β0~β12為待估參數(shù)，ε為隨機擾動項。其他變量符號含義見表1。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列出樣本的基本表現(xiàn)特征，主要包括均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值和最大值等指標(biāo)，可以看出：（1）被解釋變量即企業(yè)創(chuàng)新能力方面，專利授權(quán)量的對數(shù)值均值為3.6591，最大值為4.644，極端值差異不大；研發(fā)費用占比均值為0.0416，接近我國高新技術(shù)企業(yè)申報標(biāo)準(zhǔn)中關(guān)于研發(fā)支出占比的規(guī)定（依據(jù)為2016年發(fā)布的《高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定管理辦法》）。（2）解釋變量即險資持股比例方面，其平均值為0.63%。這個比例不高的原因在于全樣本中無險資持股的上市公司占比較高，如果單獨統(tǒng)計有險資持股的上市公司，則這一均值上升為2.36%。進一步考察本文所選取的制造業(yè)上市公司樣本的股權(quán)分布情況，截至2019年12月31日，第十大股東持股比例平均值僅為0.71%。顯然，我國制造業(yè)上市公司的股權(quán)較為分散，大部分險資能夠進入前十大股東，這意味著險資入股能夠?qū)ι鲜泄镜纳a(chǎn)經(jīng)營決策產(chǎn)生較大影響。（3）其他變量方面，如TobinQ的均值大于2，說明企業(yè)的市場價值高于企業(yè)總資產(chǎn)的重置成本，市場對于制造業(yè)企業(yè)的價值創(chuàng)造認(rèn)可度較高，成長性較強。但是，TobinQ的極端值差異較大，最大值高達10.54，最小值卻只有0.0976，標(biāo)準(zhǔn)差達1.857，顯示企業(yè)價值差異非常大，分布很不均勻。政府補助也是如此，標(biāo)準(zhǔn)差更高達7.291，說明政府補助的方式和覆蓋面還需改進。

表2 描述性統(tǒng)計分析

（二）回歸分析

在進行回歸分析前，本文先計算各主要變量之間的相關(guān)性。結(jié)果顯示，解釋變量與各控制變量之間的相關(guān)系數(shù)，其絕對值都比較小，不存在較強的相關(guān)性，可以初步判斷模型不存在多重共線性問題。進一步采用方差膨脹因子法（VIF）對各變量進行多重共線性檢驗，得出VIF平均值為1.37，最大值為2.16，說明各變量間沒有嚴(yán)重的多重共線性問題。

先看模型（1）和模型（2）的回歸情況（見表3）。模型（1）中，L.Insurance表示將Insurance滯后一期，其他變量與此同義。回歸結(jié)果顯示，解釋變量“險資持股比例”的回歸系數(shù)均為正，且對被解釋變量“專利授權(quán)量”和“研發(fā)費用占比”分別在1%和5%的水平上顯著，說明險資持股對于企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入均有積極的促進作用，且對于創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用更為明顯。假設(shè)1由此得到印證。

表3 模型（1）和模型（2）的回歸情況

再看模型（3）和模型（4）的回歸情況（見表4）。在構(gòu)造Insurance×KZ的過程中，為使主要項Insurance和KZ的回歸系數(shù)仍具有意義，筆者將兩個變量中心化（變量減去自己的均值）之后的值相乘得到交乘項。回歸結(jié)果顯示，以專利授權(quán)量為被解釋變量時，交乘項Insurance×KZ的回歸系數(shù)不顯著；而以研發(fā)費用占比為被解釋變量時，其具有正的回歸系數(shù)，且在5%的水平上顯著。該結(jié)果表明，融資約束對于創(chuàng)新投入有正向調(diào)節(jié)作用，即融資約束越嚴(yán)重的企業(yè)，險資持股對其創(chuàng)新投入的促進作用越強。假設(shè)2由此得到印證。

表4 模型（3）和模型（4）的回歸情況

最后看模型（5）和模型（6）的回歸情況（見表5）。這里同樣采用前述中心化的方法構(gòu)造了險資持股比例Insurance和投資換手率CR的交乘項Insurance×CR。加入該交乘項的回歸結(jié)果顯示，以專利授權(quán)量為被解釋變量時，Insurance×CR的回歸系數(shù)為負，且在5%的水平下顯著；而以研發(fā)費用占比為被解釋變量時，Insurance×CR的回歸系數(shù)不顯著。由于投資換手率CR與投資期限是負相關(guān)關(guān)系，故該結(jié)果表明投資期限對于險資持股與創(chuàng)新產(chǎn)出具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即投資期限越長，險資持股對于創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越強。假設(shè)3由此得到印證。

表5 模型（5）和模型（6）的回歸情況

（三）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對被解釋變量進行替換，創(chuàng)新產(chǎn)出用第t期至第t+2期的專利授權(quán)量來衡量，創(chuàng)新投入用研發(fā)費用占比來衡量。將替換后的被解釋變量代入前述模型，先對樣本進行回歸分析（見表6），再分別加入融資約束程度和投資期限兩個調(diào)節(jié)變量考察其調(diào)節(jié)效應(yīng)，得出的回歸結(jié)果見表7?？梢钥闯?，在未加入調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果中，雖然以新的創(chuàng)新產(chǎn)出變量和創(chuàng)新投入變量作為被解釋變量，但險資持股比例的回歸系數(shù)仍然顯著為正。在加入調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果中，考察融資約束程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)時，以創(chuàng)新產(chǎn)出為被解釋變量的交乘項時回歸系數(shù)變得顯著為正，而以創(chuàng)新投入為被解釋變量的交乘項時回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果一致；考察投資期限的調(diào)節(jié)效應(yīng)時，以創(chuàng)新產(chǎn)出為被解釋變量的交乘項時回歸系數(shù)顯著水平由5%下降到10%，而以創(chuàng)新投入為被解釋變量的交乘項時回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果一致。總體來看，替換被解釋變量之后的回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果大致相同，僅有部分變量的顯著性水平出現(xiàn)差異，由此證明了原回歸結(jié)果的可靠性。

表6 替換被解釋變量后全樣本回歸分析

表7 替換被解釋變量后加入調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文以2014—2019年A股制造業(yè)上市公司為研究樣本，建立了調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，探討險資持股實體企業(yè)對于企業(yè)創(chuàng)新活動的影響，以及融資約束程度和投資期限對于該影響的調(diào)節(jié)效應(yīng)，得出如下結(jié)論：（1）險資持股能夠促進企業(yè)創(chuàng)新。本文的實證分析表明，無論是對以研發(fā)費用占比為代理變量的創(chuàng)新投入，還是對以專利授權(quán)量為代理變量的創(chuàng)新產(chǎn)出，險資持股均有正向的促進作用，并且對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用更強。（2）融資約束程度越嚴(yán)重的企業(yè)，險資持股對其創(chuàng)新活動的促進作用越強，尤其是對創(chuàng)新投入的促進作用越強。（3）保險資金投資期限越長，險資持股對企業(yè)創(chuàng)新活動的促進作用越強，尤其是對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進作用越強。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：（1）進一步放開對我國保險資金投資于股權(quán)類資產(chǎn)的管制，并積極引導(dǎo)保險資金流向高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)。本文研究發(fā)現(xiàn)，我國有險資持股的制造業(yè)上市公司數(shù)量并不多，持股比例也不高，而險資持股又能促進企業(yè)創(chuàng)新活動，故建議監(jiān)管機構(gòu)放寬對保險資金權(quán)益投資的約束。（2）企業(yè)應(yīng)積極引入保險資金，以緩解創(chuàng)新活動面臨的融資約束。企業(yè)開展創(chuàng)新活動面臨著比其他投資活動更強的融資約束，而保險資金所具備的規(guī)模大、期限長、來源穩(wěn)定等特點恰好契合企業(yè)創(chuàng)新活動對資金的需求，故企業(yè)可考慮通過讓險資持股的方式，助力創(chuàng)新活動的開展。（3）鼓勵險資長期持股，以更好地促進企業(yè)創(chuàng)新。企業(yè)創(chuàng)新活動因為回收周期長、調(diào)整成本高等特點，對長期穩(wěn)定的融資環(huán)境比較依賴。險資長期持股，對促進企業(yè)創(chuàng)新更為有利，反過來也有助于保險公司自身獲得最終的創(chuàng)新紅利。