融資約束對企業技術要素配置的影響研究

張慶國 ,王文廣 ,孫安生

（1.蘭州大學絲綢之路國際知識產權研究院，甘肅 蘭州 730000；2.中國社會科學院經濟研究所，北京 100732；3.山東沂水縣住房和城鄉建設局，山東 臨沂 276400）

1 概述

生產要素是各種用于社會生產經營的資源，其構成是一個時變過程。隨著科學技術的不斷進步，技術和信息成為新興的要素，被視為企業生產中的關鍵變量之一。2020 年4 月國務院頒布的《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》中，明確將技術要素作為五種社會生產要素之一，提出深化技術要素市場化配置改革的目標，要求提高技術要素配置效率，推動經濟發展質量和動力的深刻變革。現代產業體系下的技術要素配置是市場和政府共同作用下的動態協同過程，它不僅僅是技術要素與經濟主體之間單向機械的局部聯動，而更多地表現出系統性和整體性。同時，目前我國以工業增加值為刻度的實體經濟發展動力有所下降，傳統企業生產要素供給受到制約：土地要素二元分割造成土地供給錯配和價格扭曲，勞動力紅利下的成本價格優勢下滑，金融資本產品結構單一和與實體經濟匹配度不高。此外，后疫情時代和經濟全球化的起伏造成世界范圍內經濟發展的不確定性，企業的成長越來越依賴于內部結構的精密化和高柔性，而企業結構的精密化與劇烈的外部環境變化間將不可避免的產生沖突，使得企業的生存空間被急劇擠壓，新的利潤增長點又受到企業資源能力限制無法實現，競爭與合作因此成為企業成長過程展中不斷需要面對和調整的戰略性選擇。

技術要素的投入和技術創新發展將有助于改變企業的成長動力。在基于技術的企業管理思想指導下，企業成長的路徑是通過技術的利用獲取競爭優勢，從而實現企業使命。同時，對技術的認知已經超越了單純的工具論觀點，而是將技術放置于與戰略資源、核心能力、組織結構等同等重要的位置，企業的科技部門更是被視為企業價值創造和經營行為的重要參與機構而不是簡單的參謀機構，由此引發著企業組織形態和生產效率的重大變革。面向未來，我們要緊緊圍繞發展實體經濟，牢牢把握住技術創新這一關鍵核心，提升要素供給質量，優化要素配置結構，提高生產效率，調節分配結構，暢通要素市場體系，這構造了本文研究的邏輯起點。對企業技術要素配置的深入研究，還有助于深化企業生產要素認識，增強企業技術創新的動力。技術要素的分立和對于企業技術要素的配置影響機制的深入探討，也將有助于企業進一步明確技術的關鍵核心要素地位，從而推動企業加大研發投入或通過市場化方式合理配置技術要素，以實現通過技術要素的優化配置提升企業價值創造水平的終極目標。因此，在技術要素的利益驅動下，企業的技術創新動能可能被再次激發，企業的市場競爭優勢和產業發展驅動轉型也將得以順利實現。

然而，企業技術要素的獲取離不開持續創新投入，技術型企業與其他企業一樣面臨融資難困境，而且因為技術創新行為的高風險和高投入特點，使得企業通過外源融資獲得資金的成本更高，不完全金融市場進一步加劇了企業外源融資的難度，因此，融資約束成為企業技術資本要素配置過程中尋求外源融資的動因之一。自由現金流理論視角下，企業技術創新活動因現金流量不足的影響，會降低企業創新投入總量，從而反向作用于企業創新能力和長期發展動能，且不同規模、性質、治理結構的企業創新能力對融資約束的敏感度并不相同。然而，企業的創新效率不僅僅受創新投入單一因素影響，已有的研究甚至證實，即使在企業動態能力、治理水平等條件不變的情況下，融資約束的上升反而促使企業管理者進行審慎決策，將有限資金投資于預期收益最大化的項目中去，降低現金流充裕條件下的浪費和私利性行為，從而提升企業技術創新績效。因此，對企業融資約束程度及其與技術創新績效間的作用機理的論證和檢驗，將有助于我們厘清技術型企業內外融資成本差異的成因，因地制宜地開展針對性的政策干預。

2 文獻綜述

技術創新作為企業獲得技術成果的一種重要路徑，需要企業大規模、長期的資金投入。根據企業融資渠道的內外差異，技術創新融資渠道可以分為內源融資和外源融資兩種。內源性融資研究關注企業自由現金流與創新績效的關系分析，其基本的理論基礎是由于內外源融資成本差異所導致的企業投資決策行為偏差，投資—現金流敏感度指標是常用的測度指標，但基于此指標的實證研究結論卻有著不同的結果。Himmelberg 和Petersen[1]、He[2]對美國企業的研究結論表明，企業研發投入與企業自由現金流存在較強的正相關關系；而Mulkay 等[3]基于國別的對比分析還發現，美國企業的創新投入與自由現金流之間正相關聯，要高于日本和法國企業的關聯程度。吳娜等[4]基于中國經濟周期和行業調控特點，以2007-2011 年中國房地產上市企業為樣本，引入投資慣性及企業平滑行為的影響作用，實證檢驗得出上市房地產企業的其投資—現金流敏感度依然具有顯著性，且敏感度的大小與融資約束程度正相關。崔豐慧和陳學勝[5]對中國中小板上市企業的考察結論表明，無論上市前還是上市后，企業的投資現金流敏感度指標都顯示出顯著的特征，而且上市后的顯著性水平要高于企業上市前，其原因在于上市后的企業面臨著更強的融資約束而限制企業的過渡投資。

Aghion 等[6]對英國企業的研發結果顯示，企業外源融資方式的確定基于研發強度而發生變化，當研發強度低時，企業傾向于債權融資，而研發強度高時的優先外源融資方式變為股權融資。鞠曉生[7]則提出，中國上市公司創新投資主要通過內源融資方式解決，股票市場并未在企業創新融資方面發揮積極作用。李匯東等[8]的研究結論又有不同，他認為中國特定情景下企業的優序融資順序應為先股權融資次內源融資。顏剩勇和王典[9]將中國上市企業按照是否參與一帶一路建設進行分組比對，結果顯示融資約束降低了非一帶一路企業的責任與投資向量間的正向關系。劉素榮和霍江林[10]對中國新能源上市企業的研究結論認為，企業R&D 融資約束會隨著企業社會責任的增加而增加，而企業高管政治、金融背景和商業信用對企業R&D 融資約束具有緩解作用，企業技術資本的來源大致有2 個渠道，一是通過自主創新靠自身的積累獲得；二是通過投資貿易或技術交易的方式從企業外部獲得。無論是自主創新獲得技術的升級，還是通過技術貿易和投資合作都離不開大量的貨幣資金投入，因此，企業是否具有充足的籌資和投資能力以及投資決策過程是否受到委托代理等問題的影響而產生效率扭曲，是成為影響企業技術資本積累的影響因素之一。

在融資約束的形成原因研究方面：Hall[11]提出，技術創新投資由于創新的不確定性很大，使得企業通過外部投融資的成本隨著不確定的提升而升高，即使綜合使用創新成果的保護、補貼和稅收政策等政策性扶持，企業仍很難通過外部融資渠道解決自身的全部創新投資難題，企業不得不被迫放棄一些創新項目。Czarnitzki 等[12]認為，信息不對稱是造成外部投資人謹慎介入企業創新投資的主要原因，由于企業的經營戰略目和出于競爭的考量，企業會選擇性披露創新項目目標信息，加劇了外部投資人對創新項目的不對稱程度，從而限制了投資人介入。王山慧[13]基于中國上市企業數據，通過實證檢驗，認為我國上市企業R&D 投資普遍面臨著融資約束，而且極具企業異質性的進一步分析表明，民營控股和處于成長期的企業所面臨的融資程度更高。周月秋[14]則提出，目前我國金融市場上的金融投資-產品與創新投資的結構特點無法匹配，金融市場結構性摩擦是造成企業創新融資難的主要原因。

不難看出，關于融資約束與企業技術要素配置之間關系的研究是學術研究的一個重點方向，并且在實證分析中得到了大量有益的可借鑒成果，但仍存在一些局限。

一是中國企業的獨特運行機制在實證分析的框架中體現不足。基于發達國家的金融市場理論和企業運行機制的分析框架與中國國情之間存在沖突。我國作為發展中國家，金融市場不能完全滿足企業融資需求，在內源和外源融資的劃分以外，企業與政府的強關聯是區別于西方國家企業運行機制的一個差異化指標，加之我國政府對創新的高度重視，政府的研發補貼是中國企業技術創新的重要來源。因此，內源融資方式研究中國企業不具有代表性。而基于上市企業的內源性融資分析在本身從研究方法與研究客體的匹配性上就存疑，內源融資的投資現金流敏感度指標并不適用于上市企業分析。

其次，關于融資約束與創新投入之間的關系研究較多，但創新投入到創新產出再到創新成果的要素化是一個持續過程，從變量特性上看，創新投入并不代表著創新成果和要素化的創新成果規模，此外，技術要素的存量規模本身還存在價值評估中的困境挑戰，使用創新投入替代技術要素存量也顯得欠妥。因此，本文將在企業技術要素存量測度的基礎上，使用技術資本存量直接檢驗與融資約束之間的相關程度，這是對融資約束和創新投入分析框架在測度方法上的一點進步。

3 融資約束影響企業技術要素配置的機理

3.1 基于實物期權模型的分析框架

實物期權是一項投資引致的現金流量所能產生的利潤，它包括使用現有資產的現金流收益和未來投資機會兩部分。實物期權是在實際的投資管理和經營活動中，以各種預定的成本采取行動的權利，這些行動包括推遲、放棄、轉換、拓展等，其本質是對擬投資項目所擁有的靈活性選擇權利。當面臨著預期未來現金流凈現值一定的約束時，人們總是希望選擇那些靈活性更大的投資項目，而不確定性高的投資往往對應著較高的未來收益，因此資產的投資價值就更大。

企業為了生產某種新產品而進行技術創新，這種新產品的單位生產成本為C，市場價格為Pt，在企業所得稅率為θ 時，企業的利潤為（1-θ）×(Pt-C）。

由于新產品市場價格P 具有隨機波動性，我們將新產品市場價格波動以布朗運動方式表達，即：

式中：α 表示漂移系數；σ 表示擴散系數；dWt是標準維納過程增量。

當新產品生產出后，根據實物期權模型，企業的市場價值V（P）滿足以下貝爾曼方程模式：

式中：r 為無風險利率水平；E[d(Pt)]代表企業預期資產收益。該式的涵義為在t 連續時期內，企業的市場價值是企業新產品銷售收益與企業預期資產收益之和。我們進一步根據伊藤引理將上式加以展開，可以得到：

式中：的z 代表維納過程。將上述2 個方式加以合并，可以得出：

求解上式的解的一般形式為：

式中：β1和β2是一元二次方程0.5σ2β (β-1)+αβ-r=0 的兩個根，且滿足β1＞1 和β2＜0。A1和A2是待定系數。一般解的后兩項(1-θ)P/（r-a）和(1-θ)C/r分別表示企業現金流入和流出的凈現值。

假定，當企業選擇外源融資方式以彌補內源融資不足時，需要支付融資成本m。當Pt≥C 時，企業的現金流量R 為企業的凈利潤（1-θ）(Pt-C）；當Pt＜C時，企業的現金流量R 為-m(C-Pt)。兩種情況下的貝爾曼方程分別表示為：

下面我們進一步討論如何確定A 的取值。

當Pt≥C 時，

貝爾曼方程一般解即為：

新產品的生產成本低于市場價格，企業獲得利潤（1-θ）×(Pt-C）；而當新產品生產成本高于市場價格時，企業將承擔企業將承利潤損失（1-θ）×(Pt-C）。為了避免利潤損失，企業將采取外源融資的方式以獲得高于融資成本的期權價值。

進一步地，當企業新產品生產成品遠遠低于市場價格時，換句話如果產品市場價格P 很高，企業無論如何不可能虧損，企業期權價值，而β1又滿足大于1，因此A1=0。此時的一般解可以縮寫為：

當Pt＜C 時，

貝爾曼方程的一般解為：

企業新產品生產成本高于市場價格，一般解的前兩項表示為企業價格很低時企業經營狀況好轉的時候，企業不需要外源融資來支付融資成本的期權價值，企業期權價值，而又趨于無窮大，且β2小于0，進而A2=0。此時的一般解可以寫作：

綜上，企業技術創新后的市場價值可以表示為：

如果企業為了技術創新而需要對是否采取外源融資進行決策，那么企業將根據上述推導結論考慮兩個方面的問題，一是新產品市場價格門檻P0，二是投資的機會價值F(P)。我們用I 表示技術創新成本，F'(P)和F＂(P)分別表示F(P)相對于P 的一階導數和二階導數，那么投資機會的邊界條件可以表示為：

價值方程則可以表示為：

貝爾曼方程的一般解為：

式中：λ1和λ2是一元二次方程0.5σ2λ（λ-1）+αλ-r=0 的兩個根，且λ1＞1，λ2＜0。當企業新產品市場價格很低時，企業的投資價值F(P)將趨近于0，因此貝爾曼方程的一般解可以簡化為：

當Pt＜C 時，企業將暫停創新投資決策，因為創新投資將產生負的現金流；當P≥C 時，我們將企業市場價值與上述貝爾曼方程的簡化解表達式聯立，可以得出價值匹配的光滑粘貼條件為：

由上述2 個方程可以得出，P0應滿足：

盡管對于上述方程的求解在常微分狀態下難以獲得，但我們可以通過變相流動迭代的方法，對不同融資成本下投資門檻效應進行模擬。為了簡化起見，我們將無風險利率水平r 代入常數2.25，該數值為2020 年中國1 年期國債平均利率。同時假定，企業新產品生產成本為C 為常數10，創新投資規模I 為100，漂移系數α 取值為0，企業所得稅率為0.15。

融資成本在一定程度上可以作為企業融資約束的度量尺標，較高的融資成本意味著企業在相同金融供應水平下所能獲取的資本數量少，企業內外源融資成本差距也較高，即企業面臨著較高的融資約束水平；而較低的融資成本意味著在相同金融供應水平下企業能夠獲得更多的外部融資，此時企業內外源融資成本差距小，因此企業的融資水平也較低。

為了檢驗不同水平的融資成本與投資價格門檻間的關系，我們分別使用一年期央行貸款準貸款利率水平和及±30%的波動值替代融資成本，即m值為別取3.04，4.35 和5.66。模擬曲線如圖1 所示。

圖1 融資約束、技術創新投資門檻與市場波動關系模擬圖

由圖1 可以看出，在市場波動水平一定情況下，企業融資約束程度越高，其投資門檻程度越高，換句話說，融資約束制約了企業的技術創新進而不利于技術要素的積累。理論原理在于當企業面臨較強的融資約束時，企業未來的經營活動變差會加劇企業內源性融資供給不足，從而企業不得不支付更加高昂的融資費用，當技術創新投資的邊際收益低于融資的邊際成本時，企業將選擇延遲創新投資，等待融資成本進一步下降時再進行投資。上圖還表明，隨著市場波動率的增加，融資約束對企業投資延緩的作用程度更加顯著，說明市場波動造成的不確定性將加劇融資約束對技術創新的制約。而在投資門檻既定的情況下，市場的波動性也會增加企業融資約束程度。

3.2 機理分析

從自由現金流量假說出發，企業最優投資決策應滿足投資的邊際收益等于融資的邊際成本，而在融資約束情況下，企業的創新投資行為將受到約束，這主要是因為：

一是創新的外部性。創新的溢出效應盡管可以加速技術進步的擴散，然而外部性的存在同樣使得創新企業無法獨自獲得創新的全部收益，企業排他性成本極高。在外部性的作用下，技術創新企業的邊際收益率不斷下降，影響企業創新的意愿。當企業面臨融資約束時，較強的融資約束進一步制約了企業資金動員能力，而技術創新的高投入本身是不可逆的，長期占款和高風險與企業經營活動時刻需要面臨現金流風險之間的矛盾變得突出，較強融資約束的企業不得不被迫放棄和推遲技術創新投資，以確保企業生產經營活動中的其他投資需求。此外，根據實物期權理論的推演結論，較高的融資約束和技術創新自身的不確定性也會增加企業創新投資門檻，面對創新的不確定性，企業將選擇延遲創新投入，以等待風險程度下降和企業經營業績的改善后，再行啟動技術創新投資。

二是融資約束抬升創新成本。當企業不得不選擇外源性融資以實施技術創新項目時，內外源融資成本的差異直接導致了技術創新成本的抬升，而一旦這種成本的抬升高于企業預期收益凈現金流時，企業就會選擇放棄投資。另外一種提升技術創新成本的原因來自投資人對技術創新信息的搜集，無論債權還是股權方式的外源融資，投資人都需要對技術創新項目的信息加以必要了解，而企業往往出于技術保密的需要，較少對外披露技術創新的相關信息，這使得投資人不得不額外增加信息搜集成本，從而通過提升融資成本的方式間接提高技術創新成本。在面臨融資約束時，健全金融市場的還可能通過金融加速器效應放大企業的融資約束程度，使得企業的融資變得更加困難，從而使得企業陷入融資困境的惡性循環，不斷抬升外源融資的成本。

三是融資約束削弱了企業應對外部市場靈活性。諾斯等人認為，制度變遷中存在著必然的路徑依賴，人們過去的選擇使得未來選擇的范圍變窄，多個時期的選擇存在內在關聯，為什么一些經濟績效差的企業制度沒有被自然選擇淘汰，是因為過去的選擇制約和束縛著企業制度變遷。企業在面臨融資約束的情況下，制度變遷的進程將受到財務資源的束縛，無法有效應對市場變化帶來的機遇和挑戰，企業被早期均衡束縛，無法在短期內實現將生產要素向收益水平更高的項目上調整，造成生產要素價值扭曲。

四是融資約束降低企業技術創新的有效投入。企業因為商業周期波動導致的利潤下降阻礙了企業對創新項目的投資，面對經濟增速放緩、供給側結構性改革和國際貿易摩擦，部分企業銷售額大幅下降、利潤不足、有效投資能力降低。企業尤其是國有企業的政策性定位使其追求利潤的敏感性不足，在面臨融資約束的情況下，資金被優先用于那些與保障國計民生等重大政策目標密切相關的項目，從而進一步降低了技術創新項目的投資總量，且利潤目標的不敏感性使得國有企業在面臨長期技術進步效率投資時的積極性無法獲得有效激勵，技術進步投資不足長期存在。

五是融資約束降低了企業自身的投資價值。根據企業自由現金流理論，自由現金流是企業價值投資的重要指標，一個具有充裕的自由現金流的企業，更容易獲得資本市場上投資人的青睞。而面臨融資約束的企業，自由現金流水平下降，降低了投資者對企業的估值，從而增加企業的融資成本。較高的融資成本和較低的企業估值會增加企業運營成本，造成企業經營困難，投資人則根據企業經營狀況和現金流等經營信號調整投資額度，那些產能過剩、生產力落后的企業將無法獲得資本市場融資甚至面臨市場出清，從而加劇了企業的現金流緊張程度，造成融資約束和高額外部融資成本間的惡性循環。

4 實證檢驗

4.1 模型與變量

企業技術創新有助于技術要素資本存量的增長，而融資約束抑制企業技術創新投資，因此，受到較強融資約束的企業技術資本存量較低。基于上述邏輯，提出以下假設：

假設1：融資約束高的企業技術資本比重更低

為了檢驗該結論，我們建立以下結構方程：

式中：i，t 代表i 企業t 年份，被解釋變量Techr是企業技術資本率，反映企業技術資本存量在生產要素資本中的比重，解釋變量FC 是企業的融資約束指標，使用sa 指數和TobinQ 兩種方式分別計算。sa 指數的構建原則是基于強烈的內生性考慮，用企業規模和企業年齡兩個隨時間變化不大且具有很強外生性的變量來構建，具體計算公式為：

sa=0.043×1nsize2-0.04×age-0.737×1nsize （21）

式中：lnsize 為企業資產總額的自然對數，age是企業年限。sa 指數越大，表明企業的融資約束程度越高；TobinQ 越大，則表明企業的市場價值高于重置成本的程度越高，企業可以通過發行少量股票而獲得較多的投資，因此其融資約束程度越低，相反，TobinQ 越小，則表明企業受到的融資約束程度越高。Controls 是控制變量，考慮到企業技術資本的形成過程中，受到企業研發投入強度、企業盈利能力、資產負債水平、企業規模、股權集中度的影響，因此本文對應選取相關控制變量，具體包括：rds 研發強度指標，由企業研發費用除以銷售收入獲得；roe 凈資產利潤率指標，計算方法為企業當年凈利潤除以所有者權益；lev 資產負債率指標，由企業的總負債除以總資產計算而得，反映企業負債水平；concen 控股股東持股比例指標，計算方法是由控股股東持股數除以企業全部股份；cpc 企業人均資本指標，由企業資本總量除以職工人數計算而得，并取自然對數。考慮到技術資本存量的時滯效應，我們對全部解釋變量和控制變量進行了滯后一期處理。Dyear表示年份固定效應，Dindustry表示行業固定效應，ε 是殘差項。

根據新古典經濟學對生產要素的基本劃分原則和我國學者羅福凱（2014）[15]提出的要素資本劃分方法，我們將企業的要素資本存量劃分為四類，分別是：物質資本、人力資本、貨幣資本和技術資本四類。以我國主板上市企業為樣本數據來源，對我國企業要素資本存量進行測算。

物質資本主要包括用于生產的機器設備、土地廠房、原材料的總價值。因此其計算方式為企業的固定資產+在建工程+存貨+其他有形資產。人力資本采用市場價格的方法獲得，就企業而言，企業支付給員工的工資可以視為企業為生產而投入的人力資本價格，其計算方法為各年度企業工資總額。貨幣資本是新古典經濟學中提出的具有同質化屬性的生產要素，它包含企業的各類易變現的金融資產，主要包含了企業的貨幣資金、短期流動資產和有價證券。

而本文研究關注的技術資本，按照羅福凱等（2013）[16]、許秀梅（2015）[17]提出的基準，采用企業無形資產中包含的的發明專利、專有技術和軟件著作權價值進行測算。

依據上述標準，本文以上市公司為參考，對我國企業生產要素結構進行統計。數據來源為國泰安（CSMAR）數據庫，樣本區間為2012-2019 年供8年。剔除無效數據和不連貫樣本，累計得到916 戶企業的7328 個樣本數據。分地區看，東部地區共有樣本企業603 戶，占樣本總量的66%；中部地樣本企業181 戶，占樣本總量的20%；西部地區共有樣本企業132 戶，占樣本總量的14%。由于變量進行滯后1 期處理，因此實際用于計算的樣本數據有6412 個。變量描述性統計見表1。

表1 變量定義及描述性統計

從以上統計性分析可以看出，樣本上市企業中技術資本比重的平均值為0.029，在企業4 項要素資本中的占比較低。融資約束指標看，樣本企業的融資約束sa 指標極小值為0.474，極大值為13.32，整體上看樣本企業受到融資約束的程度差異較大，托賓Q 指標的極值差同樣反映了企業融資約束程度的變化程度。凈資產收益率指標中，平均凈資產收益率僅為0.00898，整體上看上市企業的盈利能力較弱，部分企業虧損嚴重，極小值達到-66.54。資產負債率整體上不高，平均水平為0.429，低于0.6的國際警戒線，但個別企業情況較為突出，已經出現負債規模超過資產規模的資不抵債情況，負債總額已經達到總資產的2.849 倍。平均研發投入強度上看，我國上市企業平均研發投入強度僅為0.044，距離美國等發達國家的差距仍較大。股權集中度指標反映了控股股東對企業的控制程度，統計結果看，我國上市企業平均控股股東持股比例為32.72%，企業股權相對分散，一股獨大的現象并不顯著。

4.2 回歸結果分析

為了檢驗假設1，我們主要對回歸結果中融資約束指標的回歸系數加以判別，具體來看，由于sa數值越大，反映企業受到的融資約束越強，而較強的融資約束不利于企業技術創新和技術資本的形成，因此我們預期sa 的回歸系數應顯著為負。TobinQ 指數越大，反映企業受到的融資約束越弱，因此，與sa 指數相反，我們預期TobinQ 的回歸系數應為正，表明隨著企業市場價值與重置成本偏離度的增加，企業的融資約束得以緩解，從而有效促進了企業的技術創新和技術資本形成。為了減少極端值的影響，我們對全部數據在1%和99%分位上進行了縮尾處理。基本回歸結果見表2。

表2 雙固定效應模型回歸結果

在第一組回歸結果中，企業融資約束與技術資本比重的回歸系數為-0.0020，顯著性水平達到99%，回歸結果顯著為負，與本文預期一致，表明企業融資約束與企業技術資本比重之間存在顯著的相關性，而回歸系數為負則表明了sa 指數與技術資本比重之間存在反向相關關系，換句話說，隨著企業融資約抑制企業的技術資本比重提升；第二組回歸結果中，TobinQ 的回歸系數為0.0041，回歸顯著性水平也達到了99%，證明二者之間存在著較強的關聯性，回歸系數為正說明TobinQ 的上升（融資約束下降）與企業技術資本比重上升呈現同向變動趨勢，降低企業的融資約束將有助于企業技術資本積累。綜上，假設1 得以驗證。

從控制變量指標看，企業研發投資強度rds 在兩組回歸中系數均顯著，且回歸系數數值較大，證明了我國上市企業的存量技術資本主要來源之一是通過企業強化研發投入獲得，加強企業的研發投入將有助于企業要素資本結構的進一步合理化，進而提升企業經營效率。股權集中度concern 與企業技術資本比重呈負相關關系，說明企業的經營活動中，適度分散的股權結構有助于規避企業治理中的委托代理問題，提高企業投資決策中的非效率行為，而過高的股權集中度則不利于企業技術創新決策，一股獨大引發的大股東通過控制權侵害企業其他利益相關方利益的現象存在潛在可能性，因此，適度降低企業的股權集中度，將有助于企業技術創新投資決策效率，提升企業技術資本存量。企業盈利能力roe 指標的回歸結果也顯著為正，說明在經營狀況良好的情況下，企業技術創新獲得了充裕的資金保障，企業加速技術創新投入的意愿得到增強，而通過技術創新投入的增加，企業獲得了持續改進經營績效和盈利水平的新動力，在新的增長動力拉動下又將進一步提升企業的盈利水平，從而使得企業經營進入良性改進循環通道。企業規模也是影響企業技術資本存量的重要因素，人均資產規模大的大型企業更加重視企業的技術積累，從而形成了較高的技術資本比重，而小企業的生產經營活動受到外部不確定性因素的影響程度更深，企業的要素資產結構隨不確定性影響波動較大，早期小規模技術資本比重也較低的現狀，將隨著企業規模的增長而獲得改善。企業資產負債率與技術資本比重之間的關系不夠顯著，在第一組回歸結果中，回歸系數未通過顯著性水平檢驗，這可能歸因于我國上市企業資產負債率的影響因素較為復雜，一般意義上認為的高資產負債率企業既可能由于高負債而加劇融資困難抑制技術研發，也可能通過適度舉債促進了技術資本的研發投入，在兩種反作用力的影響下，企業的技術資本比重是否獲得提升的結論是不確定的。

4.3 內生性和穩健性檢驗

我們意識到，該模型中的技術資本比重與企業融資約束指標間可能存在內生性問題，基于此，我們使用主要變量滯后一期和提前一期兩種的方法對模型進行了內生性檢驗。以下為檢驗結果見表3。

表3 提前和滯后變量檢驗結果

表3 中，sa_2 和TobinQ_2 表示滯后2 期的企業融資約束，sa 和TobinQ 表示當期融資約束指標，從檢驗結果上看，sa_2 和sa 的回歸系數與sa_1 保持了方向一致性，均為負數；而TobinQ_2 和TobinQ_2 的回歸系數與TobinQ_1 的回歸系數保持一致，均為正數。其他控制變量的符號與均保持了與基本回歸結果的一致，從而消除了原結果的內生性問題。

為了檢驗回歸結果的穩健性，我們使用替換變量和模型的方法對原模型進行檢驗。本文使用參照前文ww 指數和kz 指數的計算公式，分別用ww 指數和kz 指數替換原模型中的主要解釋變量，其中ww 指數中的企業銷售收入增長率使用企業銷售收入與年均銷售收入的偏離度代替；行業銷售增長率使用年均銷售收入增長率代替。

ww 指數和kz 指數值越大，表明企業受到的融資約束越強。替換指標后的回歸結果見表4。

表4 替換變量后模型回歸結果

4.4 異質性

相對于國有控股企業，民營控股上市企業在治理機制上更為靈活，經營效率也高于國有企業。但由于受到產權性質因素影響，民營控股的企業在融資渠道、市場準入和財稅補貼上受到較多的限制，在我國以公有制為主體多種所有制形式共同發展的特定國情背景下，國有控股企業享受獨特“政治優勢”為企業帶來了更多資源優勢，形成了國有控股企業的非正式治理優勢，這種非正式的治理優勢幫助國有企業形成更加寬泛的社會網絡體系，催化了國有企業的技術創新的加速發展。基于以上判斷，我們將樣本企業按照所有權性質進行劃分，獲得2776 個國有控股企業樣本數據，民營控股企業獲得4552 個樣本數據。在自變量滯后一期情況下的國有企業樣本數據共2429 個，民營企業樣本數據3983 個見表5。

表5 基于企業異質性的回歸結果

上述回歸結果顯示，我國上市國有企業技術資本比重與融資約束的回歸系數未通過顯著性檢驗，說明我國上市企業在技術資本積累過程中表現出與民營控股企業的差異。關于國有企業技術資本形成中受到自身融資約束以外其他因素影響的假設成立。

事實上，在創新驅動成為指導中國社會經濟破解發展難題、增強發展動力、實現現代化經濟體系建設的六大任務的重要保障的當代，國有企業技術創新作為落實治國理政思想的載體和推動經濟社會發展的抓手，受到黨和政府的高度重視，國有企業落實創新驅動發展戰略不僅是順應新時期國際競爭由價格優勢向產品創新轉變，增強企業的競爭力、影響力、風險抵御能力的現實要求，同時，利用國有企業基于國家利益進行持續創新投資和可控利潤分配屬性，發揮國有企業在調節收入分配和促進經濟增長方面的“穩定器”政策工具職能，將有助于調節社會發展主要矛盾，緩解公共衛生危機影響，促進經濟復蘇，為經濟社會高質量發展打造“強引擎”和“排頭兵”。

盡管傳統公司治理理論認為國有企業效率低于以公眾持股為特征的私營企業，但經濟下行周期中國有企業利用其體制優勢可以基于整體利益擴大長期投資，與私營企業的短期主義、加工外包等行為特征形成強烈反差。這種逆周期調節行為迫使我們反思傳統結論。與民營控股企業不同的是，國有控股企業實施技術創新還擁有以下特定的體制優勢：

一是戰略控制優勢。與民營企業對具有公共產品屬性和高昂開發成本的創新缺乏興趣和能力不同，由于國有企業的經營目標不僅限于純追求利潤最大化，其在進行研發成果轉化時，可能采取降低產品售價等有利于社會整體的定價方式，達成多方共贏。其次，國有企業作為國家技術蛙跳戰略的重要參與者，國有控股身份使其更加便捷地參與創新深度協作和獲取跨學科知識，從而促進其在高端價值鏈的突破；最后國有企業相對穩定的工作環境也幫助其從更廣的范圍內吸引創新型人才進行創新決策。

二是資源整合優勢。主要指的是國有企業通過行政干預方式獲取其他企業資源的能力，包括整合上下游產業鏈資源、非國有企業資源和中小企業資源方面的能力，這種資源的整合往往表現為以國有企業為核心的產業同盟和企業間并購，而國有企業自身穩定的管理層隊伍，在強化外部整合能力的同時，也有助于國有企業內部資源的整合，形成組織自我學習的長效機制，從而提升企業的競爭能力。

三是融資成本優勢。現行體制下，國有企業比民營企業更容易獲得財政和金融機構的資金支持，從而使其對創新失敗的承受曲線外移，持續性創新投入的現金流保障更加高效。持續的外部資金流入還加劇了國有企業的大企業效應，外部融資成本進一步降低，對降低創新成本形成轉嫁。

總之，國有企業在體制上的獨特屬性，是其保持在長期技術投資、創造較強外部性技術和服務社會整體產業升級的過程方面創新效率優勢的最根本來源。

5 主要結論和政策建議

本文在企業生產要素時變特征的基礎上，基于我國內生經濟增長產業體系下生產要素的供給從規模數量為主轉向數量、質量、結構并重，生產要素的配置也由外部干預為主向自主內生轉化并重發展趨勢，提出了技術作為關鍵要素對企業成長的作用，認為在企業技術要素配置過程中，通過自主研發方式獲取技術要素會受到較強融資約束的影響。根據實物期權模型的推演，提出了在市場波動水平一定情況下，融資約束制約企業的技術創新進而不利于技術要素資本的積累的理論分析框架。對我國上市企業樣本數據的實證分析結果也進一步表明，企業融資約束與企業技術要素資本比重之間存在顯著的相關性，企業融資約束程度的增加將抑制企業的技術資本的形成。其他影響中國企業技術資本形成的的因素還包括：投資研發強度、盈利能力和企業規模均正相關于企業技術資本，而股權集中度則與企業技術資本負相關。基于企業股權性質的異質性分析還表明：國有控股上市企業技術資本對融資約束的回歸系數無法通過顯著性檢驗，國有控股企業技術資本形成中，由于受到了體制性因素的影響，從而表現出與非國有企業不同的融資約束相應程度，這些體制性因素可能體現在國有企業獨有的戰略控制優勢、資源整合優勢以及資金成本優勢方面。

基于本文的研究結論，建議應從緩解企業創新投入的融資約束程度實施政策調節，具體包括：

一是加速培育多層次資本市場體系：做大風險投資基金。以政府資金為主，瞄準科技成果轉化鏈條中“從實驗室到中試”這一最早期階段開展天使投資。以整合后的各類財政補貼作為基金的長期持續補充，以切實發揮基金的規模效應；加大對天使投資基金的直接補貼力度，借助基金通道降低對高價值科技成果識別的成本；增強技術與金融的聯動，出臺差異化技術市場扶持優惠政策，降低金融機構投放科技成果轉化類金融產品的自身成本，支持銀行探索將貿易融資的風險管理理念、零售貸款中的跟借隨還技術、保理業務的跟單技術等成熟的債權管理技術引入技術市場交易中。

二是運用知識產權政策工具調節企業行為規范、激勵企業創新和配置技術創新資源。知識產權制度盡管有經濟和法律兩大特性，但從根本上它是一套解決市場投入失靈問題的次優化經濟制度，因為畢竟，產權保護的同時意味著專有性而帶來的壟斷。讓高質量的技術產權產生財富效應，這是技術要素配置的價值導向。確保技術創新主體獲得超額的市場回報而使侵權的行為受到懲戒，這是技術轉化為現實生產力中所面臨的巨大挑戰，而能否對這個風險進行有效規避是技術轉化中資本介入所首要重視因素之一，從而將規避技術轉化的侵權風險轉向知識產權制度的完善。我國知識產權制度應進一步在服務產業和服務資本上發揮橋梁紐帶作用，通過技術保護影響金融資本向產業的流動，著力打造以技術產權為核心價值導向的資本市場生態，然而目前，我國的專利與資本市場投融資數據上仍缺乏有效溝通機制，技術專利信息孤立于資本市場。因此，知識產權政策首要發力方向應該是促進數據的融合，使其與產業數據、企業數據、信用數據、財務數據之間形成聯動。