政府引导基金与企业创新——基于风险投资机构异质性视角

张慧雪 ,王建业 ,张春雨

(1.中山大学 自贸区综合研究院,广东 广州 510275;2.广东外语外贸大学 会计学院,广东 广州 510006;3.广西师范大学 经济管理学院,广西 桂林 541001)

风险投资在支持创新创业活动、促进金融市场发展和提高经济增长等方面发挥着独特且不可替代的作用,对提高国家经济增长率、促进就业、提高创新水平有着重要意义[1]。正因如此,各国政府都对风险投资表现出浓厚的兴趣,纷纷出资成立国有风险资本,促进新兴产业和高科技产业的发展,例如美国小企业创新研究计划(SBIR)、欧洲投资基金(ETF)、加拿大创业投资基金(LSVCC)等。中国从2002 年开始引入政府引导基金,政府引导基金是由政府设立并按照市场化方式运作的政策性基金,主要是为引导社会资金进入创业投资领域,支持创新创业活动[2]。现阶段我国政府引导基金以参股运作模式的间接投资为主,通过委托外部风险投资机构进行管理,重在市场化运作。投中研究院报告显示,截至2022 年末,我国共成立1 531 只政府引导基金,自身规模累计达27 378 亿元。

政府引导基金是将政府的“有形之手”与市场的“无形之手”相结合,政府发挥政策性引导,风险投资机构发挥市场化作用。已有关于政府引导基金的研究主要集中在以下两方面:第一,政府引导基金对风险投资机构的影响。现有文献主要从引导基金参股对风险投资机构的后续募资和投资展开[3-6]。学者们认为引导基金参股能提高风险投资机构的后续募资速度和募资金额,促进风险投资机构投向高科技企业和早期企业。并且上述作用在参股低声誉风险投资机构、民营风险投资机构时更显著,原因是引导基金产生了政治关联。第二,政府引导基金对被投资企业的影响。现有文献主要从引导基金对被投资企业的融资约束、技术创新、经营绩效等方面构建了理论框架并提出实践方案[7-9]。基于信号传递效应假说,宫义飞等[8]研究发现引导基金的通过降低企业的信息不对称缓解了企业融资困境。基于激励效应假说,程聪慧等[2]研究发现引导基金投资促进了企业创新产出。

现有研究存在以下三方面不足:第一,未将政府引导基金、风险投资机构与被投资企业纳入同一个研究框架。现有文献要么研究政府引导基金对风险投资机构的影响,要么研究政府引导基金对被投资企业的影响,但是将三者割裂开来无法从政府引导基金设立的根本上探究其发挥作用的机制[2,4]。第二,政府引导基金对企业创新的作用机制较少涉及。以往文献较多从政府引导基金特点或被投资企业特点研究其对企业创新的影响,作用路径较少涉及,而认清作用路径有助于提高政府引导基金政策效果的发挥[6]。第三,存在样本选择偏差问题。现有研究大多以上市企业为样本,但是政府引导基金发挥作用的对象主要是未上市企业,成功上市的企业只是其中一部分,容易产生样本选择性偏差[10]。

本文的研究贡献主要表现在以下几方面:第一,从风险投资机构异质性视角研究政府引导基金如何更好地促进企业创新。将政府引导基金、风险投资机构与被投资企业三者统一纳入分析,在理论上完善了政府引导基金的研究框架,在实践上有利于从政府引导基金设立的目的去寻找其实现政策目标的途径。第二,从资源禀赋论角度解释了风险投资机构参与政府引导基金管理对企业创新行为的影响。不同类型的风投机构促进企业创新的资源禀赋不同,考虑资源禀赋,既符合风险投资机构特点,也能更全面地分析政府引导基金委托不同类型的风险投资机构对企业创新行为的差异性影响。第三,以新三板挂牌企业为研究样本,减少幸存者偏差对研究结论的干扰。与未上市企业相比,新三板挂牌企业相关的信息披露更加完整。与上市企业相比,新三板挂牌企业大多为新成立的中小企业,其中不乏“专精特新”企业,适合作为政府引导基金发挥作用的研究对象。

一、理论基础与假设提出

(一)国有风险投资机构的作用

从政府引导基金能否发挥对企业创新的引导作用来看,主要存在“社会价值假说”与“私人利益假说”。社会价值假说认为,政府风险资本通过较少追求经济收益而更多追求社会收益来发挥政策引导作用[11]。私人利益假说认为,由于代理问题的存在,使得政府风险资本为了谋取更多私人利益而偏离委托人的设立初衷[12]。

1.社会价值假说。创新创业活动对于产业结构升级优化、创造就业机会和促进区域经济发展具有重要意义,但是许多经济学家认为在创新创业过程中存在严重的市场失灵问题[13]。对于创新企业来说,首先,由于缺乏技术样本或者配套技术发展不完善,创新性强的产品研发失败的风险较高。其次,产品的商业化会受到各种外部因素的影响,创新技术能否得到市场认可存在较大的不确定性。最后,创新活动的专业性和复杂性导致信息不对称程度较高,投资创新活动过程中的逆向选择和道德风险问题突出。而创业企业成立时间短、规模小,因此存在新生者劣势,即企业缺乏资源和健全的公司治理结构,资信水平较低,社会影响力有限。董静等[14]研究认为,创业企业存在较高的代理风险、经营风险和外部风险。

国有风险资本是缓解创新市场失灵的重要政策工具[15]。不同于税收减免或直接补贴等其他财政手段,国有风险投资被称为“实作政策”,除了能够为创新创业企业发展提供必要的资金,还具有其他特殊的优势。风险资本投资需要进行投资筛选和尽职调查,有利于国有资本有针对性地扶持创新性较强或者社会效益更大的项目,符合“社会收益假说”。Butler et al.[16]研究认为,风险投资家是很好的“侦察兵”,能够识别出具有发展潜质的企业。因此,国有风险资本可以充分识别投资风险和投资价值,保障国有风险资本投资的有效性。

对于国有风险资本而言,因为第一大股东属于国资背景,当政府引导基金委托国有风险投资机构进行管理时,二者同属于政府出资,即通过股权穿刺到最终层的大股东都是政府。根据委托代理理论,由于委托人与代理人目标不一致,由此会产生代理成本,代理成本包括委托人的监督成本、代理人的自我约束成本以及使企业价值最大化的剩余损失[17]。联系到本文的研究情境,政府引导基金作为委托人,目标是促进创新创业。作为代理人的风险投资机构,目标是获得经济收益,二者产生了代理冲突。但是当委托人与代理人同为政府时,二者的目标都是在兼顾经济收益的同时更注重社会价值,对失败的容忍度较高,因此会减少代理冲突,降低代理成本,进而更好地促进企业创新[18]。

基于上述理论分析,提出假设H1a:政府引导基金委托国有风险投资机构能促进企业创新。

2.私人利益假说。然而,政府引导基金委托国有风险投资机构也可能抑制企业创新。首先,容易产生资源重复配置问题,降低投资效率。国有风险资本通过为微观市场注入政府资源、增加微观市场主体的政府资源禀赋来发挥政策效应。结合本文的研究情境,政府引导基金委托国有风险投资机构能够帮助其获得政治资源。但是,国有风险投资机构作为典型的国有企业,本身拥有比较丰富的政治资源,因此政府引导基金参股的补充作用比较弱。

其次,国有风险资本是政府干预风险投资市场的手段,政治力量及政治利益的介入往往会产生寻租行为,导致投资行为的扭曲。国有风险投资机构的资金主要来自中央或地方国资委、地方政府、发改委或者科技部等政府部门,高管一般具有政府部门的工作经历,使得国有风险投资机构必然拥有更多的政治资源和社会资源,具有寻租的能力[19]。另外,国有风险投资机构有保值增值的压力,这与投资对象的高风险有潜在冲突,导致管理者有寻租的动机。余琰等[11]研究认为,国有风险投资机构的代理问题更加复杂,代理人会利用政府资源更多地谋求私人利益而非社会利益,导致国有风险投资机构偏离政策初衷。

最后,国有风险投资机构的投后管理能力不足,无法更专业、更有效地帮助被投资企业发展。与民营风险投资机构相比,国有风险投资机构缺乏经验和技能,即使投资了社会价值和公共利益更高的企业,也无法有效地进行管理。国有风险投资机构的管理层并非市场化聘用,而是政治选派,导致缺乏有效的监督管理手段和价值增值的技能[19]。黄福广等[10]研究表明,国有风险投资机构高管缺乏必要的专业知识背景,导致其投资高科技企业的能力不足。此外,国有风险投资机构的经理人获得的报酬通常是固定的,缺乏有效的激励手段。民营风险投资机构的薪酬一般是2%的管理费和20%的绩效收入,并根据不同外部环境和投资经理人能力进行调整,而国有风险投资机构薪酬在很长时间内的变动非常小,导致无法吸引有能力的经理人。

基于上述理论分析,提出假设H1b:政府引导基金委托国有风险投资机构能抑制企业创新。

(二)高声誉风险投资机构认证效应假说

政府引导基金对风险投资机构具有较为灵活的选择机制。在参股运作模式下,政府引导基金作为母基金,选择风险投资机构作为管理人,并且要求风险投资机构进一步募集社会资本,共同设立风险投资子基金。在每个投资子基金合同到期后,政府都可以对受托的风险投资机构进行评估,并据此决定其后期是否继续聘用。政府引导基金对于风险投资机构的激励,完全依赖契约形式,即利用契约规定利益分配,在决定委托之前签订好契约[20]。政府引导基金对于风险投资机构和子基金的管理,既不涉及政府人事管理,也不涉及国有企业的激励制度。因此,从理性人的角度分析,政府为了提高国有风险资本的利用效率和政绩,完全有动机选择高声誉风险投资机构进行管理。

参与政府引导基金的运作,对于风险投资机构也具有一定的吸引力。一方面,更有利于风险投资机构进行早期投资,提高投资收益。政府引导基金会有一定的优惠政策,鼓励风险投资子基金进行早期高科技企业的相关投资,从收益奖励和风险补偿两个角度设计激励机制,如设置早期投资的容错率,降低对投资的收益要求等[21]。实际上,早期项目的投资一旦成功,给投资人带来的收益更丰厚。如果对于早期失败给予一定的容忍度,有能力的风险投资机构更愿意进入早期阶段获得超额收益。另一方面,通过与政府合作,风险投资机构更容易获得各种政府资源,获得更多的投资机会[11]。风险投资机构通常都管理着大量资本,不仅包括政府引导基金,也包括所募集的其他独立风险投资基金。与政府建立联系,也有利于风险投资机构其他非政府引导子基金的运作。

认证效应假说认为政府风险资本通过借助风险投资机构声誉的认证作用,降低微观市场主体与其他市场主体之间的信息不对称来发挥政策引导作用[4]。通过上述从政府引导基金和风险投资机构两方面进行分析,政府引导基金会优先选择高声誉风险投资机构作为受托人。高声誉风险投资机构对企业具有认证作用,同时向其他投资人传递了良好的信号[22]。高声誉风险投资机构进入企业,证明该企业相较同行其他企业更有竞争力。尤其早期高科技企业,由于信息不对称程度严重,被市场识别更加困难,一旦高声誉风险投资机构进入会被市场认为经历了一次成功的筛选,有利于后续其他机构的跟投,更好地缓解企业融资约束,促进企业创新。

基于上述理论分析,提出假设H2:政府引导基金委托高声誉风险投资机构能促进企业创新。

二、样本选取与模型设定

(一)样本选取和数据来源

本文的研究样本是新三板,新三板企业数量多且以中小企业为主,对风险资本需求大。使用该板块作为研究样本能规避以上市公司如中小板和创业板等为样本产生的幸存者偏差问题,也能规避以未上市企业为样本的数据披露不完整问题。由于新三板在2012 年9 月注册成立,在此之前的数据信息披露不完整,所以本文使用2013—2019 年新三板挂牌企业为样本,但不包括如下企业:(1)金融类(银行、证券、保险及其他金融类企业)与房地产企业,因为金融类企业的财务准则与一般制造业企业的财务准则不同,相关信息的可比性较弱。(2)标识为ST 及∗ST 类企业,因为该类企业面临退市风险,财务信息可能不准确。(3)财务信息、公司治理信息异常或缺失的企业,财务信息缺失会影响实证结果的可靠性。其中政府引导基金数据来自清科数据库私募通(PEdata),风险投资机构数据来自CVSOURCE 投中数据库,企业专利数据来自色诺芬(CCER)新三板专利库,企业研发和财务数据来自万得数据库(Wind),同时配合部分手工收集和整理。为了克服极端值的影响,对连续变量前后各1%进行了Winsorize 缩尾处理。

(二)变量界定

1.因变量。本文因变量主要为企业创新投入,参考已有文献使用企业总的研发费用来衡量[23]。

2.自变量。对于风险投资机构产权性质,参考余琰等[11]的研究并考虑到数据的可获得性,使用风险投资机构第一大股东的产权性质来决定。将投资方被注明是国有股或国有法人股认定为国有风险投资机构,否则为非国有风险投资机构。

对于风险投资机构声誉,将自变量分为高声誉风险投资机构和低声誉风险投资机构。关于机构声誉的测量,参考杨敏利等[4]的研究并考虑到数据的完整性,使用投中数据库中关于风险投资机构的排名来衡量。

3.控制变量。(1)企业特征变量:关于企业特征变量,借鉴已有文献[23],本文选取企业规模、企业资产负债率、企业年龄、企业成长性、企业盈利能力、有形资产占比作为控制变量。(2)公司治理变量:除了公司财务指标等特征变量外,本文衡量了公司治理结构指标。对股权结构的变量,本文选取前十大股东持股比例之和来衡量。董事会结构变量选取董事会规模来衡量[23]。(3)其他变量:其他变量包括机构投资者持股比例、风险投资机构规模、企业所在行业和企业所在地区的省份[23]。

因变量、自变量和主要控制变量的具体说明如表1 所示。

表1 主要变量及说明

(三)实证模型

为了检验风险投资机构的产权性质对政府引导基金与企业创新关系的影响,建立模型(1)。

为了检验风险投资机构的声誉对政府引导基金与企业创新关系的影响,建立模型(2)。

其中,因变量lnrdi,t为企业i当年的研发支出总额。自变量gvci,t表示风险投资机构的产权性质,该变量为1 代表国有风险投资机构,为0 则代表非国有风险投资机构。自变量reputationi,t表示风险投资机构的声誉高低,该变量为1 代表高声誉风险投资机构,为0 则代表低声誉风险投资机构。因变量是连续变量,自变量是0-1 虚拟变量,采用最小二乘法(OLS)进行回归,并控制行业和年份固定效应,controlsi,t为控制变量。回归系数中,α0为常数项,α1为自变量回归系数,α2为控制变量回归系数,εi,t为误差项。

三、检验结果及分析

(一)描述性统计

表2 给出了主要变量的描述性统计结果。由表2 可以看出,因变量创新投入的均值为5.536,创新投入最低的企业为0,最高的企业为8.438,标准差为2.559,说明各企业之间创新投入差距很大。在创新产出方面,专利总数的均值为1.861,大约为5.43 个,发明专利总数的均值为1.380,大约为2.97 个,与程聪慧等[2]的研究比较接近。经过倾向匹配得分法配对后政府引导基金占比约为23.9%,政府引导基金委托的风险投资机构中国有风险投资机构占比为35.7%,委托的风险投资机构中高声誉风险投资机构占比为17.3%。

表2 主要变量描述性统计

(二)实证结果分析

1.国有风险投资机构作用的检验。对模型(1)进行回归,回归结果见表3。

表3 风险投资机构产权性质对引导基金与企业创新关系的影响

对于研发投入而言,首先仅用自变量是否为国有风险投资机构进行纯净回归,然后添加相关控制变量,最后添加行业和年份固定效应。(1)列回归结果显示,在未加入任何控制变量的情况下国有风险投资机构与企业研发投入在5%水平上显著负相关,二者的回归系数是-0.360。(2)列加入相关控制变量后,国有风险投资机构与企业研发投入在1%水平上显著负相关,二者的回归系数是-0.544。(3)列加入相关控制变量和行业与年份固定效应后,国有风险投资机构与企业研发投入在1%水平上显著负相关,二者的回归系数是-0.531。由此可以看出,无论是否添加控制变量或固定效应,国有风险投资机构与企业研发投入都存在显著的负相关关系。因此,表3 的结果支持了假设H1b,即政府引导基金委托国有风险投资机构进行管理抑制了企业创新。

2.国有企业的调节作用。上述回归结果显示政府引导基金委托国有风险投资机构抑制了企业创新,这可能与被投资企业的特点有关[10]。进一步考虑如何提高企业创新,将被投资企业的产权性质加以考虑,即当政府引导基金委托国有风险投资机构进行管理,同时投资的企业也是国有企业时,能否通过降低代理冲突进而促进企业创新。因为此时委托人与代理人的产权性质都是政府,能减少由于目标不一致产生的代理成本,而且政府资本对创新的失败容忍度较高,更有利于企业创新活动的开展。据此,将被投资企业根据产权性质划分为两类,即国有企业与非国有企业,新增调节变量是否为国有企业(nature),当被投资企业是国有企业时,该变量为1,否则为0。此时的自变量变为是否为国有风险投资机构(gvc)与是否为国有企业(nature)二者的交乘项,其他的因变量、控制变量与主回归一致,继续使用模型(1)进行回归,回归结果见表4。

表4 国有企业调节的回归结果

由表4 的回归结果可以看出,(1)列在不加入控制变量的情况下,当国有风险投资机构投资国有企业时,二者的回归系数是1.975,在10%水平上显著正相关。(2)列加入相关控制变量后,当国有风险投资机构投资国有企业时,二者的回归系数是3.121,在1%水平上显著正相关。(3)列加入相关控制变量、行业和年份固定效应后,二者的回归系数是2.300,在1%水平上显著正相关。上述结果表明,当政府引导基金委托国有风险投资机构同时投资企业为国有企业时,能够显著提高被投资企业的研发投入。

3.高声誉风险投资机构的作用检验。对模型(2)进行回归,结果见表5。(1)列回归结果显示,在未加入控制变量的情况下风险投资机构声誉与企业研发投入在5%水平上显著正相关,二者的回归系数是0.375。(2)列结果显示加入相关控制变量后,风险投资机构声誉与企业研发投入在1%水平上显著正相关,二者的回归系数是0.550。(3)列加入相关控制变量和行业与年份固定效应后,风险投资机构声誉与企业研发投入在1%水平上显著正相关,二者的回归系数是0.495。由此可以看出,无论是否添加控制变量或固定效应,风险投资机构声誉与企业研发投入都存在显著的正相关关系。因此,表5 的结果验证了假设H2,即政府引导基金委托高声誉风险投资机构促进了企业创新。

表5 风险投资机构声誉对引导基金与企业创新关系的影响

4.融资约束作用的检验。企业进行创新的必要条件是具备资金,但创业企业普遍资金匮乏,存在严重的融资约束困境,此时风险投资机构的投资尤其是高声誉风险投资机构的参与至关重要。一方面,高声誉风险投资机构自身募资能力强,有利于后续投资活动的开展,为企业带去更多资金。另一方面,高声誉风险投资机构能够形成良好的引导示范效应,带动其他风险投资机构的跟投,更好地缓解企业融资约束。据此可推测,融资约束越大的企业,高声誉风险投资机构发挥的促进作用越强。借鉴卢太平等[24]对融资约束变量的测量。按照融资约束程度的中位数对样本企业进行分组,位于中位数以上的为高融资约束组,位于中位数以下的为低融资约束组,继续使用模型(2)进行回归。由表6的回归结果可以看出,风险投资机构声誉与企业的研发投入在高融资约束组显著正相关,二者的回归系数是0.538,在1%水平上显著。在低融资约束组,风险投资机构声誉与企业的研发投入在5%水平上显著正相关,二者的回归系数是0.491。由此可以看出,高声誉风险投资机构在高融资约束组促进企业创新的作用更强,即企业的融资约束起到了调节作用。

表6 融资约束作用的回归结果

(三)稳健性检验

1.国有企业的分组回归。在主回归中使用国有企业作为调节变量,结果发现国有企业正向调节了国有风险投资机构对企业研发投入的影响。为了使结果更稳健,此处作分组回归,检验国有风险投资机构是否投资国有企业时更能提高企业创新。自变量、因变量与控制变量同模型(1),使用模型(1)继续回归,结果见表7。

表7 国有企业分组的回归结果

由表7 的回归结果可以看出,当国有风险投资机构投资非国有企业时会显著降低企业的研发投入,二者的回归系数是-0.522,在1%水平上显著负相关。说明政府引导基金委托国有风险投资机构但投资企业为非国有企业时,能显著降低企业的研发投入。回归结果与上文交乘项的回归结果一致,说明无论国有企业作为调节变量还是作为分组变量均不影响结论的稳健性。

2.更换变量测量。(1)更换自变量的测量。在主回归中风险投资机构声誉使用的是风险投资机构排名,在稳健性检验中使用风险投资机构成立年限(reputation1)和风险投资机构管理资金规模(reputation2)作替换,依然使用模型(2)进行回归,回归结果见表8。由表8 回归结果的(1)列可以看出,当风险投资机构声誉为成立年限时,不加入控制变量的情况下风险投资机构声誉与企业研发投入在5%水平上显著正相关,回归系数是0.028。(2)列加入相关控制变量后,风险投资机构声誉与企业研发投入在10%水平上显著正相关,回归系数是0.028。当风险投资机构声誉为管理资金规模时,(6)列回归结果显示,风险投资机构声誉与企业研发投入在5%水平上显著正相关,二者的回归系数是0.128。说明风险投资机构的声誉越高,企业的研发投入越大,替换自变量测量不会改变原结论的稳健性。(2)更换因变量的测量。上文主回归中关于企业创新使用的因变量为研发投入,但是企业创新除了投入同时也应该关注产出,因此在稳健性检验中增加创新产出变量,使用发明专利与专利总数之比(ratio)来衡量[23]。继续使用模型(1)和(2)进行回归检验,自变量和其他控制变量与主回归一致,回归结果见表9。

表8 更换自变量测量方式

表9 更换因变量测量方式

由表9(3)列的回归结果可以看出,在加入相关控制变量和行业与年份固定效应后,国有风险投资机构对企业的发明专利产出有显著负向影响,二者的回归系数是-0.079,在1%水平上显著。说明政府引导基金委托国有风险投资机构进行管理显著降低了企业的发明专利产出,抑制了企业创新。从(6)列的回归结果可以看出,高声誉风险投资机构对企业的发明专利产出有显著正向影响,二者的回归系数是0.079,在10%水平上显著。说明风险投资机构声誉越高,企业的发明专利产出越多。上述结果表明替换因变量的测量不会影响原结论的稳健性。

3.样本替换。(1)删除研发投入为0 的样本。为了防止研发投入为0 的企业对回归结果产生干扰,在稳健性检验中把研发费用为0 的研究样本删除[25],使用模型(1)和(2)进行回归,因变量、自变量和其他控制变量与主回归一致,回归结果见表10。由表10 的(3)列结果可以看出,国有风险投资机构与企业的研发投入在5%水平上显著负相关,二者的回归系数是-0.158,说明政府引导基金委托国有风险投资机构进行管理显著降低了企业的研发投入。(6)列回归结果显示,高声誉风险投资机构与企业的研发投入在1%水平上显著正相关,二者的回归系数是0.373,说明政府引导基金委托高声誉风险投资机构进行管理能显著提高企业的研发投入。上述结果表明替换样本不会影响原结论的稳健性。(2)删除创新发达地区。企业创新存在一定的地区聚集效应,为排除该影响,将创新产出高的地区加以剔除,主要包括北京、上海和广东[25]。剔除后使用模型(1)和(2)进行回归检验,因变量、自变量和其他控制变量与主回归一致,回归结果详见表11。由表11 的回归结果可以看出,国有风险投资机构对企业的研发投入仍然显著负相关。(3)列加入相关控制变量和行业及年份固定效应后,国有风险投资机构与企业的创新投入回归系数是-0.426,在1%水平上显著。上述结果无论从经济显著性还是统计显著性分析均与主回归基本一致,因此替换样本不会影响原结论的稳健性。

表10 删除研发投入为0 样本的回归结果

表11 删除创新发达地区样本的回归结果

四、研究结论与启示

政府引导基金作为一种政策工具,在理论上被认为有助于解决市场失灵、促进企业创新。但是由于存在的政治压力和激励不足等问题,政府引导基金能否实现政策目标、促进企业创新值得探讨。

以2013—2019 年新三板挂牌企业为研究样本,采用清科数据库等公开数据为主,并结合部分手工收集和整理的数据,检验政府引导基金能否通过委托外部风险投资机构促进企业创新,主要包括对社会效应假说和认证效应假说的检验。对于社会效应假说,检验发现当政府引导基金委托国有风险投资机构并且投资国有企业时,能显著提高企业的研发投入。对于认证效应假说,研究发现政府引导基金委托高声誉风险投资机构能促进企业创新,且融资约束越大的企业促进作用越强。

本文的研究结论对我国政府制订国有风险资本的投资策略有重要启示。首先,根据政府引导基金委托国有风险投资机构并且被投资企业也是国有企业时,政府引导基金能促进企业创新可知,只有当政府引导基金、国有风险投资机构以及被投资企业同为国有背景时,才能降低代理成本进而促进企业创新。因此政府引导基金在选择受托机构时,如果选择了国有风险投资机构,那么投资标的尽量以国有企业为主,以更好地发挥引导作用促进企业创新。其次,根据政府引导基金委托高声誉风险投资机构能促进企业创新可知,政府应该尽可能选择高声誉风险投资机构进行管理,以便借助风险投资机构的声誉认证作用实现政府引导基金的引导功能。最后,本文的研究样本是新三板企业,是成长型企业的代表。新三板相比中小板和创业板,企业正处于快速成长期,相比未上市企业,信息披露得相对完整,因此适合作为风险资本的研究样本。随着我国资本市场全方位发展,北京证券交易所的成立,多层次板块的逐渐推出,新三板给我们提供了一个良好的研究试验场。

本文从风险投资机构异质性视角研究了政府引导基金如何更好地促进企业创新,得出了较为稳健的结论,但仍存在一定局限性,未来研究可以继续拓展。第一,本文基于清科数据库提供的全国范围内政府引导基金数据展开研究。但是我国地理范围广阔,各地政府引导基金政策具有多样性,例如,政府引导基金的组成、对风险投资管理机构的激励等政策存在差异,这些均会导致政府引导基金发挥作用的大小和机制可能不同,后续可分地区展开更细致的研究。第二,本文只从风险投资机构异质性视角展开研究,但是影响政府引导基金作用发挥的因素有很多,后续可以通过案例研究等方法,拓展政府引导基金促进企业创新的解释机制。第三,虽然在控制了企业财务特征、公司治理特征以及风险投资机构相关特征后,运用分组回归、变换变量测量、样本替换等方法解决了可能存在的内生性问题。但是因为缺少外生冲击事件和较好的工具变量,并不能完全排除内生性问题的干扰,后续可以通过寻找合适的工具变量更好地解决内生性问题。