風險投資、融資約束與新能源企業創新
——基于異質性雙邊隨機前沿模型

鄒 璇 張夢雨

（湖南大學經濟與貿易學院，長沙 410079）

引 言

黨的十九大報告中指出要 “推進能源生產和消費革命，構建清潔低碳、安全高效的能源體系”，其目的是要實現清潔能源對傳統能源的替代。林伯強 （2018）［1］指出能源替代機理必須依靠技術進步，技術進步能夠使清潔能源的總邊際成本降低，進而替代化石能源占領市場，實現中國能源結構的轉型升級。

作為向國民經濟各行業提供清潔動力的高新技術產業，新能源行業由于其特殊的行業特征，創新活動往往難以得到充足的資金支持，因而遭受著較強的融資約束。融資約束問題一直靠政府補貼給予幫扶，但隨著巨額財政補貼缺口的進一步擴大，面對 “融資難，融資貴”的窘境，新能源企業不能過度依賴政府補助，應該開創多方向的融資渠道，將目光放在如風險投資等市場化融資手段上 （肖興志和王伊攀，2014）［2］。況且政府干預會扭曲能源要素市場價格，加劇資源錯配，阻礙新能源企業核心競爭力和抗風險力的培養。政府補貼作為促進新能源產業發展的重要手段，重點在于培育初期的引導作用，但是新能源產業的最終成長還是需要市場來主導 （齊紹洲等，2017）［3］。作為市場化投資的典型代表，風險投資務必替代政府補貼為新能源企業創新提供主要支持。

已有一定數量的文獻認為風險投資對一般企業的創新績效具有正向影響 （陳思等，2017；陸瑤等，2017； 茍燕楠和董靜， 2014）［4-6］。 電力市場管制的放松、環境壓力和安全需求三大因素驅動風險投資者對清潔能源行業施以關注 （Benjamin 等， 2016）［7］， Bill和 Rolf （2010）［8］以美國的清潔能源公司為樣本，發現獲得風險投資的新能源企業的每一元研發資金所產生的專利要高于沒有獲得風險投資的企業。齊紹洲等 （2017）［3］通過中介效應模型發現風險投資主要通過增加其貨幣資金、R＆D勞動力和企業規模來提高新能源企業的專利申請數量，認為風險投資能補充、替代政府補助。

大量文獻研究了企業所面臨的融資約束對創新活動的影響。熊彼特 （1979）［9］指出資金不足容易導致技術創新失敗，而同時企業的創新活動更容易受到融資約束的阻礙。 Savignac （2008）［10］構建了衡量企業融資約束的定量指標，發現融資約束的存在顯著降低了企業進行創新活動的可能性。在其他條件相同的情況下，這種削弱效應超過20%。張秀峰等 （2019）［11］發現融資約束對企業主導的產學研合作項目創新績效有顯著的負向影響。一些文獻也研究表明，清潔能源之所以投資回報與其他行業不同，是因為其涉及的資本密集程度和技術風險程度最高 （Schmidt，2014；Victor和Tanosek，2011）［12，13］， 而且它的投資需求大、 回收期長、投資不確定性高，這些特征使新能源行業的研發活動面臨最嚴峻的融資約束 （耿成軒，2018）［14］。Rai等 （2015）［15］認為這可能是清潔能源風險投資市場正經歷 “死亡之谷”的原因，風險投資似乎沒有起到預期的效果。

可見目前的研究均分別考慮融資約束、風險投資對企業創新的作用，鮮有學者將三者合一，已有文獻證實風險投資對緩解融資約束具有重要的作用（吳超鵬等， 2012； 胡劉芬和周澤將， 2018）［16，17］。因此在討論風險投資對新能源企業的創新影響時，有必要將融資約束納入統一的分析框架內。風險投資作為一種市場化融資方式，是替代政府補助緩解融資約束的更優手段，那么現有的風險投資情況能否沖破融資約束的束縛，進而促進企業創新？

因此本文的創新點如下：（1）從中國新能源產業的特征出發，探討了風險投資、融資約束對企業創新的平滑作用機制，解釋了風險投資沖抵融資約束、進而促進企業創新的作用路徑，將風險投資對企業創新產出的微觀作用機制拓展到了沖抵融資約束方面；（2）將風險投資、融資約束和企業創新產出三者置入雙邊隨機邊界模型的統一框架下，構建風險投資存量指標，首次定量識別融資約束、風險投資導致的企業創新向不同方向的偏離程度，測算融資約束、風險投資對企業創新的綜合影響程度。

1 融資約束、風險投資對新能源企業創新的作用機制

1.1 融資約束對新能源企業創新的作用機制

融資約束是指由于市場不完備而導致企業外源融資成本過高，并因此使企業運作無法達到最優水平的情況 （Fazzari， 1988）［18］。 新能源是資本、技術雙密集型產業，前期投入大、周期長、收益不確定性高，發展不成熟，同時還是 “準公共物品”。以上特征增加了新能源外部融資的信息獲取成本、代理成本和外部性成本。（1）新能源的研發難度大，需要大量持續資金投入，因此在進行投資考核時，要了解、考慮的信息與周期比一般企業多，稽查成本高。創新需要的知識要素具有非排他性，企業會將技術創新視為商業機密，盡量避免公開披露相關信息，特別是新能源行業的突破性技術，其巨量的商業價值會讓相關人員守口如瓶，因此外部投資者得知企業研發情況要付出相當的成本。同時，新能源技術創新活動的收益具有高度的不確定性，投資方難以得知該投資行為的預期收益，從而存在信息不對稱，投資風險加大； （2）新能源研發項目的周期長、排他性高，投資方往往缺乏定量的評估機制，期間很難定期且科學地對研發人員和研究工作的中期成果做出判定進而進行相應的監督和制約，容易引發道德風險問題，造成資源的浪費，提高代理成本；（3）清潔能源是獨特的 “準公共物品”，由于資本市場的不完全，其正外部性缺乏明確的法律法規進行補償，即便有規定，施行成本也很高，這意味著投資收益的減少，等同于提高了投資的外部性成本。較強的融資約束使企業在正常經營外難有余裕進行新的研發投資，此外，一旦進行中的研發活動因融資約束而中斷，前期積累的人才和知識儲備也會隨之流失，這種損失是無法挽回的，因為創新過程難以復制，因此會進一步抑制企業的后續創新活動的重啟。

1.2 風險投資對新能源企業創新的作用機制

風險投資通過資金增加效應、信息傳遞效應和鏈條整合效應三大路徑來緩解融資約束，進而作用于企業創新。

資金增加效應。風險投資能直接為新能源企業的研發創新提供資金支持。風險投資有別于傳統手段，比起短期收益，他們更在乎企業的未來回報，也樂意承擔較高的決策風險，新能源開發是大勢所趨，其高風險、有前景的特征與風險投資的投資偏好十分匹配。風險投資的注入能直接對沖資金短缺，保證現有創新活動正常運作。此外，風險投資機構往往以基金形式成立，因此擁有廣泛的關系網絡和成熟的資本運作流程，可以通過市場資本運作、提高信貸能力等方式來拓寬企業的融資渠道，為企業后續產出提供充裕資金。

圖1 作用機制

信息傳遞效應。風險投資機構能借助自身的關系網通過監督認證效應來傳遞信息，從而緩解其他融資機構與新能源企業之間的信息不對稱。風險機構能夠介入企業，通過分配高層管理者和獨立董事參與企業規劃與決策，實現企業增值，提高財會披露信息質量，使外部投資者更準確地了解企業情況。同時，風險投資機構有較完善的評估機制和較高的風險容忍度，會選擇前景好、大有可期的企業作為目標，并且與企業共擔風險，資金一般進入5年左右才會開始退出 （Ramsinghani， 2014）［19］， 這些特征與風險高、 有前景、 周期長的新能源企業恰好匹配。一旦獲得風險投資，意味著該企業在一段時間內都會接受較穩定的支持和援助，該訊號能夠通過風險投資機構因平常業務與其他投資機構建立的關系網絡傳播出去，讓關系網絡中的成員對該企業有更積極的認知。此外，風險投資還能夠緩解道德風險問題，因為風險投資機構往往具備科學的監督手段來提高企業的可持續性，利用自身的專業性幫助新能源企業優化其層級設置、制衡機制等。風險投資退出后，企業依然能夠利用風險投資機構的融資關系網絡、聲譽資源和監督作用來解決信息不對稱及代理問題 （吳超鵬等，2012）［16］。融資約束降低，新能源企業更易獲得外部融資投入到創新活動中并取得成果。

產業鏈整合效應。產業鏈條較長的新能源行業，資源整合會帶來多層面的協同效應，風投機構圍繞投資對象展開橫向兼并、縱向一體化整合，深化上、中、下游協作程度，促進技術資源交互，以內部化的形式削弱了新能源企業的外部性成本；發揮了規模效應，降低了原有成本，等同于提高了投資者的收益點，進而緩解融資約束，提升創新產出。

2 研究方法和數據處理

2.1 研究方法：雙邊隨機前沿模型

雙邊隨機前沿模型不同于傳統的兩步估計法，能夠一次性將3個變量納入一個框架中，同時更可靠地測算兩者對創新產出的單邊影響和綜合凈效應 （Wang 和 Schmidt， 2002）［20］。 且相較于 OLS回歸，它能夠有效控制樣本間一致性導致的內生性問題 （何志雄和曲如曉，2015）［21］。基于前文可知融資約束傾向于抑制企業創新，而風險投資傾向于激勵企業創新，兩者都會使實際創新偏離有效水平，即具有單邊分布的特征。因此，本文依據 Kumbhakar和 Parmeter （2009）［22］所構建的雙邊隨機邊界模型，將風險投資與融資約束納入到該框架中，描述企業創新的實際行為：

其中，為企業無融資約束、無風險投資時的有效創新水平，RDit為實際創新能力。，這里Xit為構成有效創新能力的企業特征變量，β為參數。vit為殘差，代表不可預測的隨機因素帶來的偏離。ωit≥0、uit≥0分別衡量了風險投資和融資約束對實際創新水平所造成的不同方向的偏離。如果?it＝0，則企業表現為創新能力滯后；如果uit＝0，則企業存在過度創新。通常采用極大似然法對該模型進行估計。由前文可知，ωit、uit都呈單邊分布，因此假設其均服從指數分布， 即ω傳統誤差項vit通常服從正態分布，即vit～i．i．d．Exp（0，σ2v）。

基于上述假定，可以寫出εit的分布密度函數：

其中，?（·）和Φ（·）分別為標準正態分布的概率密度函數和累積分布函數，其他參數設定如下：

根據εit的分布密度函數即可求得第it個觀測值的對數似然函數，為：

其中， θ＝｛β，σv，σu，σω｝為待估參數。 只要將似然函數最大化即可得到所有參數的估計值，u和ωit為本文的研究對象，為獲得二者的點估計值，需要進一步推導它們的條件分布：

其中， λ＝1／σu＋1／δω。 隨即可求得兩干擾項的條件期望：

由于式 （7）和 （8）的估計值是實際創新能力和有效創新能力之間的絕對偏離值，為了使數據擁有可比性，將其進行如下轉換：

最終可以得到風險投資和融資約束對企業創新的凈效果：

2.2 數據來源和指標選取

2.2.1 數據來源

本文從 “投資中國”網站選取了2002～2017年間獲得了風險投資的56家新能源上市企業，構建了2010～2017年的面板數據；專利數據來自國家專利統計局和企業招股說明書，其他財務數據來自巨潮網公布的企業年報、同花順數據庫和Wind資訊。

2.2.2 指標選取

被解釋變量：企業當年的專利申請數。周煊等 （2012）［23］認為相較于R＆D投入指標，專利數是一個更優的指標，而專利申請數又比專利授權數更準確，因為專利申請需要交納費用同時披露更為及時，能夠更準確地反映企業創新的經濟價值。

解釋變量： （1）風險投資 （vc）。參考齊紹洲等 （2017）［3］使用的 “風險投資存量” 代表風險投資，將企業往期所獲風險投資額的累計值經永續盤存法計算得到。因為企業的創新能力不會僅依賴當期費用，也會受到前期費用的影響，風險投資的投資特征也表明其對創新能力有一個持續性的長期影響，因此采用存量的形式表征此種延續性。故本文參考該方法，計算風險投資存量：

其中，VCt為當期資本存量，vct為當期所獲的風險投資，θt為當期固定資產價格折舊指數，VCt-1為上期資本存量，σt為折舊率，本文利用《中國工業經濟統計年鑒》的數據計算不同行業的可變折舊率。

（2） 融資約束。 唐安寶和李鳳云 （2016）［24］、李青原和王紅建 （2013）［25］認為自由現金流較多的企業面臨的融資約束較低，反之則較高。因此用企業現金流cf反向表征企業的融資約束狀況。

控制變量：參考現有的文獻，本文選取的控制變量以及相應的處理和描述性統計如表1所示。

表1 各變量描述性統計

2.3 計量模型的設定

基于以上的分析，本文構建企業創新水平的雙邊隨機邊界模型：

由于企業之間存在異質性，本文借助相關文獻對融資約束和風險投資的分布參數進行異質性設定：σu＝exp（ζu），σω＝exp（ζω）， 其中，ζu＝α0＋α1cfit，ζω＝β0＋β1vci，t-1。

3 實證結果與分析

本節定量估計了風險投資存量、融資約束對新能源企業創新產出的影響。采用的方法是用全樣本對式 （13）進行估計，然后對其進行方差分解。然后按照所有制和規模的不同對子樣本進行分組回歸。

3.1 雙邊隨機邊界模型的估計：全樣本

（1）新能源企業專利申請數的影響因素及模型估計

表2顯示了式 （12）的回歸結果。第一列是采用面板數據OLS估計得出的結果。從結果來看，R2為0.426，說明本文設定的模型的擬合程度較好。第 （2）～（5）列都是異質性雙邊隨機前沿模型的MLE估計，其中第 （2）列的約束條件為δu＝δw＝0， 第 （3） 列的約束條件是δu、δw均不受外生變量的影響，第 （4）、（5）列的約束條件為δu、δw分別不受外生變量的影響。第 （6）列的約束條件為δu、δw均受外生變量的影響。由于第 （6）列的LL為最大值，說明模型6的擬合效果最優。因此依據模型6做后續的方差分解和雙邊效應分析。

表2 雙邊隨機邊界模型估計結果

續 表

由表2的回歸結果可知，速動比率和流動資產凈額的回歸系數顯著為負，表明企業短期較好的流動資產狀況和償債能力不能提升企業的專利申請數，新能源企業的創新產出可能更依賴于固定資產儲備等長期存量。企業規模與企業創新產出正相關，表明我國新能源企業的創新產出具有規模效應，企業規模越大，越能夠積累更雄厚的創新資本，從而創造更多的研發成果。資產負債率在模型 （2）～（6）中系數顯著為負，說明負債更高的企業，難有余裕將資源投入到企業的戰略研發活動中，難以提高產出。貨幣資金與創新產出正相關，表明企業貨幣資金越多，越樂意將其投入到研發活動中。企業年齡與創新產出負相關，表示在新能源企業中，年齡越大，反而越不注重企業研發，脆弱的年輕企業需要核心技術增強競爭力，從而更有創新動力。政府補助的回歸系數顯著為正，表明政府補助能對創新產出有激勵作用，發揮了融資和信息傳遞功能，為創新活動提供了間接或直接的支持。

融資約束部分的實證結果表明：新能源企業的經營活動產生的凈流量越大，企業面臨的融資約束就會越小，且融資約束對新能源企業創新產生了抑制作用。

風險投資部分的實證結果表明：風險投資對企業創新能力的作用具有一階滯后性，當期風險投資額增加，會引起下一期研發產出的增加。

方差分解見表3，表明了融資約束與風險投資對新能源企業創新產出的影響情況。

表3 方差分解 （全樣本）

表3說明了風險投資和融資約束在企業創新中的作用，可知風險投資對企業專利申請數具有正向作用，而融資約束對企業創新產出具有負向效應，且融資約束的影響程度比風險投資大，因此二者的凈效應為負。從方差分解的結果來看，E（ω-u）＝δw-δu＝-0.642＜0。 這意味著， 新能源企業的有效創新產出并未達到最優水平，出現了負向偏離， 實際產出不足。 其中δ2u／（δ2u＋δ2w）＝0.990＞0.010＝δ2w／（δ2u＋δ2w）， 即融資約束的負向影響大于風險投資的正向影響，表明我國新能源企業的創新產出還存在較大的缺口沒有填平。此外，專利申請數的總變動中有51.8%的比重是由融資約束和風險投資解釋的。

（2）偏離比較分析

表4估算了風險投資的正向效應、融資約束的負向效應使企業實際研發產出相對于最佳研發產出的偏離程度。由表可知，風險投資對創新活動起到促進作用，新能源企業的創新產出比最優水平高出6.60%。然而融資約束帶來的負效應更為顯著，使新能源產業的創新產出相較于最優水平低40.88%。風險投資對新能源企業創新產出的促進作用相當有限，難以完全抵償融資約束帶來的負向偏離，使得綜合效應為負，新能源企業的創新產出是不足的。

表4 融資約束、風險投資和二者凈效應的統計性描述

表4中的4～6列更詳細地展現了風險投資和融資約束效應的分布特征，從統計結果來看，不論是Q1（第1四分位）還是Q3（第3四分位），風險投資的正向作用都弱于融資約束的負向作用，進一步佐證了融資約束阻滯了我國風險投資對企業創新的激勵作用的結論。

圖2～3更為直觀地呈現了風險投資、融資約束單邊效應的分布特點，圖2中風險投資的正向作用表現出集中于1%～10%區間，表示大部分企業中的風險投資對企業創新產出的作用平平，而圖3則表示有大部分新能源企業還是遭受著比較嚴重的融資約束，在30%～60%區間集聚。

3.2 異質性雙邊隨機邊界模型的估計：按所有制、規模分組的子樣本

圖2 創新產出上偏頻數分布

圖3 創新產出下偏頻數分布

表5給出了子樣本中風險投資、融資約束的雙邊效應和分布特征。由表6可知，融資約束和風險投資的凈效應在不同所有制的新能源企業中表現出相反的結果。其中，國有新能源企業的凈效應為正，達到5.11%。這個結果似乎有悖常理，但事實上，國有企業所獲得的風險投資無論是流量，還是存量都遠高于非國有企業，巨量的資金注入顯然更容易突破融資約束的禁錮，表明我國風險投資更傾向于流向國有新能源企業，追求穩定的收益。該趨穩性反映了我國風險投資的風險承擔度較低。非國有企業的凈效應為負，為-14.51%。非國有企業遭受著更嚴重的融資限制，其風險投資的作用也被削弱。具體來看，國有企業在第3個四分位點上的凈效應由負轉正，意味著有1／4的國有新能源企業的風險投資完全抵消所受到的融資約束，進而提高了企業創新產出，使得創新產出高于最優創新產出36.65%。而非國有新能源企業在3個四分位點的凈效應均為負，意味著對所有非國有新能源企業而言，風險投資無法沖破其面臨的融資約束，進而提高創新產出。

（2）按企業規模分組的子樣本估計

表6給出了子樣本中估算的風險投資、融資約束的雙邊效應和分布特征，由表6可知，無論企業規模大小，融資約束和風險投資的凈效應都為負。大規模企業的凈效應小于小規模企業，具體來看，小規模企業融資約束的負效應低于大規模企業，但風險投資的正效應高于大規模企業，表明小規模新能源企業不僅承受相對較弱的融資約束，而且風險投資對其創新產出的促進作用更有效，可能是小規模企業在治理機制上更靈活多變，風險投資機構更容易介入其中對戰略創新行為施加影響。此外，大、小規模企業在3個四分位點上的凈效應均為負，說明不論是從整體還是從局部來看，新能源企業所獲得的風險投資都無法抵消所受到的融資約束，企業創新產出不足。

表5 融資約束、風險投資和二者凈效應的統計性描述 （所有制子樣本）

4 結論和啟示

本文在新能源行業補貼缺口進一步擴大的背景下探討了風險投資對新能源企業創新的激勵機制，并以獲得了風險投資的新能源上市企業為樣本，在異質性雙邊隨機前沿模型下定量估算了風險投資、融資約束對企業專利產出的作用程度，確定了二者對企業創新產出的作用大小以及凈效應。

本文認為風險投資通過資金增加效應、信息傳遞效應和產業鏈整合效應三大途徑來沖抵企業融資約束進而提升企業創新能力。實證結果發現，風險投資的確能夠為新能源企業創新產出帶來正向影響，但美中不足的是，風險投資的定量貢獻相當有限，無法沖抵融資約束對企業專利產出的負向效應，導致凈效應為負，新能源企業整體表現為創新產出不足。表明中國目前新能源行業風險投資的創新激勵效果并不理想，受融資約束所限，未充分發揮該融資手段的積極作用。同時，分組估計結果顯示國有、小規模新能源上市企業接受的風險投資所發揮的正向作用更強，國有企業風險投資的正向作用完全沖抵了融資約束的負向作用。

表6 融資約束、風險投資和二者凈效應的統計性描述 （規模子樣本）

基于以上結論得出有關啟示如下：（1）要肯定風險投資對融資約束的緩解作用，積極鼓勵和引進更密集的風險投資進入新能源產業，同時，研究發現在風險投資中，小規模企業的資金能夠發揮更大的作用，但大規模企業獲得了更多的風險資金。非國有企業吸引到的風險投資遠低于國有企業，限制了風險投資的發展，說明我國新能源風險投資也存在苦樂不均的問題，發展尚不成熟。因此要有針對性地選擇投資對象，把握好風險投資的性質，將資金投注在更有性價比、更有發展潛力的小企業上，以市場化手段促進企業創新；（2）營造公平良好的市場環境來輔助緩解融資約束困境，通過金融體制的改革讓市場在資源配置中起決定性作用。兩者相輔相成，形成良性循環，從而真正疏通風險投資對新能源企業創新的作用路徑；（3）政府補貼退出新能源行業時要考慮目前風險投資的實際情況，遵循循序漸進的原則，可借助風險投資的社會融資和信息傳遞功能，推廣政府與風險資本合作模式，健全退出機制，盡可能實現兩者之間的相互補充，為新能源行業創新活動的持續穩定進行提供強有力的保障。