張 婕 ， 金 寧 ， 張 云

（1.河海大學 商學院，江蘇 南京 211100； 2.河海大學 沿海開發(fā)與保護協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 211100； 3.上海立信會計金融學院 金融學院，上海 201620）

一、 引 言

科創(chuàng)走廊是帶動一個國家和地區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的動力之源。合理規(guī)劃建設(shè)科創(chuàng)走廊，有利于打造引領(lǐng)區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的新動能、引領(lǐng)城市群高質(zhì)量發(fā)展的新平臺。依據(jù)科創(chuàng)走廊覆蓋的行政區(qū)劃，將科創(chuàng)走廊劃分為跨省級行政區(qū)劃的科創(chuàng)走廊、省級行政區(qū)劃內(nèi)跨設(shè)區(qū)市的科創(chuàng)走廊和設(shè)區(qū)市行政區(qū)劃內(nèi)跨縣（市、區(qū)）的科創(chuàng)走廊（呂振奎，2020），各類型的代表分別是長三角G60科創(chuàng)走廊、廣深科技創(chuàng)新走廊和杭州城西科創(chuàng)走廊。打造“科創(chuàng)走廊”是助推區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措。因此，為引導金融資源向科技領(lǐng)域配置，促進科技與金融的結(jié)合，緩解科技型企業(yè)融資困難，各科創(chuàng)走廊紛紛制定了支持科技金融發(fā)展的若干措施。

科技金融是促進科技開發(fā)、成果轉(zhuǎn)化和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一系列金融工具、金融制度、金融政策和金融服務(wù)，是由向科學與技術(shù)創(chuàng)新活動提供融資資源的政府、企業(yè)、市場、社會中介機構(gòu)等各種主體及其在科技創(chuàng)新融資過程中的行為活動共同組成的一個體系，是國家科技創(chuàng)新體系和金融體系的重要組成部分（趙昌文等，2009）?？萍夹推髽I(yè)具有輕資產(chǎn)、高成長、高風險的特征，往往無法滿足傳統(tǒng)銀行的融資要求?？萍夹推髽I(yè)作為科技創(chuàng)新主體，同時也是科技金融的主要受益方，其在科創(chuàng)走廊科技金融政策的影響下，能否很好地解決企業(yè)的融資需求，是否在企業(yè)層面對技術(shù)研發(fā)投入產(chǎn)生支持效果，從而促進科技成果轉(zhuǎn)化，提升企業(yè)財務(wù)績效，還需要進一步探討。近年來，科技金融雖已成為企業(yè)科技創(chuàng)新的新研究領(lǐng)域，但全面系統(tǒng)地實證研究科技金融與科技型企業(yè)財務(wù)績效關(guān)系的文獻相對不足?？苿?chuàng)走廊往往包含多個城市，各城市間的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟規(guī)模、發(fā)展水平及資源稟賦存在差異。隨著區(qū)域協(xié)同融合進程的加快，各地區(qū)之間的經(jīng)濟聯(lián)系日趨緊密，一個地區(qū)的經(jīng)濟增長在一定程度上會對其他地區(qū)帶來影響。基于區(qū)域經(jīng)濟學理論，企業(yè)創(chuàng)造出的價值不僅依賴當?shù)氐目萍冀鹑谕度耄疫€受到科創(chuàng)走廊內(nèi)部區(qū)域間聯(lián)系的影響。Gavin（1989）從理論層面研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展能夠帶動上市公司的股票、債券等金融資產(chǎn)價格的上漲，增加企業(yè)融資額。地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平也是衡量上市公司盈利能力和發(fā)展水平的重要尺度（董雅麗，2013）。這表明進一步探索區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系對科技金融投入和企業(yè)財務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，能更客觀地反映它們之間的影響作用。

在科創(chuàng)驅(qū)動“中國制造”邁向“中國創(chuàng)造”的背景下，本研究選擇科創(chuàng)走廊作為樣本，從企業(yè)微觀視角分析科技金融投入對科技型企業(yè)財務(wù)績效的影響作用，有助于完善科技金融政策，優(yōu)化金融創(chuàng)新和科技創(chuàng)新環(huán)境，打造企業(yè)發(fā)展新高地，從而為區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展提供實踐參考。

二、 文獻綜述

已有研究主要從公共科技金融視角以及市場科技金融視角來探討科技金融投入對微觀企業(yè)財務(wù)績效的影響?；诠部萍冀鹑谝暯?，一種觀點認為不管是從長期還是從短期來看，包括創(chuàng)業(yè)引導基金、財政補貼、稅收優(yōu)惠政策等以政府為主體的公共科技金融服務(wù)均會給企業(yè)帶來顯著效益（Zhang等，2014），能夠促進企業(yè)績效的增長（Tzelepis和Skuras，2004），如政府科技金融投入可以提高新能源汽車行業(yè)的企業(yè)創(chuàng)新績效（王維等，2017）。另一種觀點認為政府補助類的金融投入不能有效提升企業(yè)財務(wù)績效。McKenzie和Walls（2013）通過對澳大利亞電影產(chǎn)業(yè)的政府補助問題進行實證研究，指出針對電影發(fā)行和放映補貼的政府金融投入不能有效提高電影產(chǎn)業(yè)的整體收入水平。其他國內(nèi)外學者同樣證實資本補貼、區(qū)域減稅政策（Bergstr?m，2000）、財稅補貼資金（周霞和高誠，2012）等形式的政府支持并不能增強包括制造業(yè)在內(nèi)的上市公司的經(jīng)濟效益。

市場科技金融是指通過市場投資主體提供科技金融服務(wù)，主要包括科技資本市場、風險投資、金融機構(gòu)和企業(yè)主體等。在科技資本市場對企業(yè)績效作用方面，薛永基等（2010）對我國中關(guān)村科技園區(qū)等地的科技創(chuàng)業(yè)型企業(yè)進行調(diào)研，發(fā)現(xiàn)債券融資對科技型企業(yè)財務(wù)績效具有較強的激勵作用，而股權(quán)融資可轉(zhuǎn)換證券則不利于企業(yè)財務(wù)績效的提升；Brown等（2013）基于23個國家的研究樣本發(fā)現(xiàn)股票市場融資渠道的拓展會增加企業(yè)長期研發(fā)投資，鼓勵企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新（Hus等，2014），從而增強企業(yè)的可持續(xù)盈利能力。在風險投資和金融機構(gòu)對企業(yè)績效的作用方面，王璐（2019）針對文化上市企業(yè)經(jīng)營績效展開實證研究，結(jié)果顯示，由于負債融資杠桿具有“雙刃劍”的特性，商業(yè)銀行科技貸款不利于提升企業(yè)財務(wù)績效；Bertoni等（2007）選取215家意大利高技術(shù)企業(yè)作為樣本，通過構(gòu)建以吉布拉法則為基礎(chǔ)的動態(tài)面板模型，有力地證明了與銀行貸款相比，風險投資（VC）融資更能夠促進企業(yè)成長的觀點。在企業(yè)自身對財務(wù)績效作用方面，Liao和Rice（2010）以49家澳大利亞中小制造業(yè)企業(yè)樣本為例，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新投資對企業(yè)財務(wù)績效具有顯著影響。從上述相關(guān)研究可以看出，國內(nèi)外學者對各項市場科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效的支持作用給予了較多關(guān)注，但針對不同市場科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效的作用效果沒有得出一致結(jié)論。

地方科技金融政策的實施是一個“始于宏觀，終于微觀”的過程，即通過宏觀政策的引導，使科技與金融相結(jié)合并作用于微觀個體企業(yè)，最終使企業(yè)受益。已有文獻從企業(yè)微觀視角為科創(chuàng)走廊科技金融與企業(yè)績效的研究夯實了理論基礎(chǔ)，但是科創(chuàng)走廊作為區(qū)域間或區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新主體主動、創(chuàng)新要素集聚、金融資本流動的新平臺，其科技金融政策對科技型企業(yè)財務(wù)績效的影響機制尚不清晰。作為科技金融與科技型企業(yè)發(fā)展的典型示范區(qū)域，該問題的研究結(jié)論可為后續(xù)制定科技金融政策、推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供理論依據(jù)。本文的主要貢獻為：第一，針對科創(chuàng)走廊這一新興平臺，以長三角G60面板數(shù)據(jù)進行實證研究，能更精準地探討科創(chuàng)走廊科技金融政策對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量一體化發(fā)展的影響機制。第二，從公共科技金融投入與市場科技金融投入兩方面建立計量模型，研究政府、科技資本市場、金融機構(gòu)與企業(yè)等不同渠道的科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效的影響機制，并引入?yún)^(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系這一調(diào)節(jié)變量，進一步探索區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系對科技金融投入和企業(yè)財務(wù)績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。相關(guān)的研究結(jié)論不僅有助于完善該區(qū)域科技金融政策，同時對國內(nèi)其他科創(chuàng)走廊的科技金融建設(shè)也具有一定的借鑒意義。

三、 影響機制分析

科技金融是科技發(fā)展和金融創(chuàng)新在融合過程中發(fā)展到一定階段的產(chǎn)物，是科學技術(shù)資本化的過程，也是金融資本有機構(gòu)成提高的過程，最終實現(xiàn)科技創(chuàng)新鏈與金融資本鏈的有機結(jié)合。具體而言，由政府、市場投資者、金融機構(gòu)等各金融資源主體，向從事科技創(chuàng)新研發(fā)、成果轉(zhuǎn)化及產(chǎn)業(yè)化的科研院所、企業(yè)和高校等各創(chuàng)新主體，提供各類資本、創(chuàng)新金融產(chǎn)品、金融政策與金融服務(wù)，通過提高研發(fā)投入推動科技創(chuàng)新發(fā)展。

本文基于資金融通的視角，將科技金融投入的主體分為政府主體和市場主體，并相應從公共科技金融投入和市場科技金融投入兩個角度出發(fā)，研究科創(chuàng)走廊金融投入對企業(yè)財務(wù)績效的影響機制（見圖1）。

圖1 科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效影響機制的示意圖

（一）科創(chuàng)走廊科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效的影響

對于科創(chuàng)走廊來說，該區(qū)域公共科技金融投入主體為政府財政部門，通過科技計劃、政策性貸款、創(chuàng)新補貼等直接和間接投入等方式（王宏起和徐玉蓮，2012）開展相關(guān)的科技金融活動，促進科技創(chuàng)新活動的開展。根據(jù)新公共管理理論，公共科技金融服務(wù)運作機制主要包括引導機制、協(xié)作機制、杠桿機制和責任機制（肖澤磊等，2011）?？苿?chuàng)走廊通過持續(xù)釋放行政資源，引導商業(yè)銀行、風險投資、投資基金等市場主體參與科技金融創(chuàng)新體系建設(shè)；建立高效協(xié)作機制，緩解科技企業(yè)融資信息不對稱問題，降低企業(yè)融資成本；通過發(fā)揮杠桿作用撬動市場科技資本，除了對企業(yè)直接提供貸款貼息之外，給予金融機構(gòu)風險補貼、稅收優(yōu)惠等，發(fā)揮杠桿效應，鼓勵銀行和擔保機構(gòu)向企業(yè)提供貸款；同時，在政府主導下，明確各主體的責任范圍，形成權(quán)責制衡的機制。公共科技金融給予科技創(chuàng)新企業(yè)資金上的支持，有效解決了科技型企業(yè)的融資問題，提高了企業(yè)的科技創(chuàng)新能力和獲利能力（蘆鋒和韓尚榮，2015）。

市場科技金融投入主體包括資本市場投資者、商業(yè)銀行、證券業(yè)等金融機構(gòu)以及企業(yè)等，它通過分析比較科技創(chuàng)新投資項目的預期收益與風險損失進行選擇，從而實現(xiàn)投資收益最大化（徐玉蓮等，2011）。與公共科技金融不同，市場科技金融是逐利的。它通過對企業(yè)研發(fā)的投入產(chǎn)出專利技術(shù)或者生產(chǎn)高科技產(chǎn)品，幫助科技企業(yè)實現(xiàn)產(chǎn)值的增加，并從中獲取收益（李俊霞等，2016）；企業(yè)則通過獲得銀行貸款、股市融資和風險投資等科技創(chuàng)新資金開展技術(shù)創(chuàng)新活動（朱歡，2010）。根據(jù)激勵理論和融資優(yōu)序理論，市場科技金融主要通過激勵機制、競爭機制和資源配置機制影響企業(yè)財務(wù)績效。企業(yè)處于科技金融生態(tài)環(huán)境中，借助科技金融市場發(fā)行股票、申請商業(yè)性科技貸款，科技金融市場本身也將通過發(fā)揮資源配置功能，引導資源向企業(yè)集聚。與此同時，科技金融競爭機制會激發(fā)企業(yè)的市場競爭意識，從而激勵企業(yè)經(jīng)營者提高項目運行效率，約束資金使用方向，并有效整合和合理配置，在此過程中提高企業(yè)財務(wù)績效。然而，由于市場科技金融缺少完善的監(jiān)督約束機制，可能會出現(xiàn)市場失靈。對于科創(chuàng)走廊在宏觀層面制定實施的一系列政府支持保障政策和金融創(chuàng)新服務(wù)政策，一方面，發(fā)揮好政策性擔?；鹦庞迷鲞M和風險分擔作用，優(yōu)化擔保收費機制，積極利用中央銀行再貸款等貨幣政策工具，引導金融機構(gòu)加大對科創(chuàng)走廊區(qū)域的科技創(chuàng)新、先進制造業(yè)等重點領(lǐng)域民營、小微企業(yè)的信貸投放；另一方面，加大信貸資源投放，積極利用債務(wù)融資工具、股權(quán)并購、創(chuàng)投基金等金融服務(wù)方式和服務(wù)工具，滿足科技型企業(yè)多元化融資需求，增強企業(yè)盈利能力和持續(xù)增長能力。因此，本文提出如下假設(shè)：

H1：科創(chuàng)走廊的科技金融投入對科技型企業(yè)財務(wù)績效存在正向影響。

由于競爭性模仿與不確定性的干擾（崔友洋等，2019），科技金融投入效應的實現(xiàn)是一個系統(tǒng)的過程，其間可能存在著復雜的傳導機制。金融功能觀理論認為，科技金融投入可通過投融資需求匹配、信息傳遞機制等作用于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動。科技型企業(yè)通過政府和市場兩條融資渠道緩解企業(yè)面臨的資金短缺，為企業(yè)研發(fā)技術(shù)創(chuàng)新提供資金保證。健全的科技金融體系能夠更好地利用閑散資金，提高企業(yè)投融資需求匹配效率，為研發(fā)創(chuàng)新項目提供資金支持（王維等，2016），對企業(yè)研發(fā)投入強度具有正向的影響作用（錢水土和張宇，2017）。根據(jù)熊彼特的創(chuàng)新理論，創(chuàng)新是通過建立一種新的生產(chǎn)函數(shù)，滿足經(jīng)濟發(fā)展的根本需求，是生產(chǎn)過程中的一種內(nèi)生變化。研發(fā)投入是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要組成部分，有助于企業(yè)不斷開發(fā)新技術(shù)、新產(chǎn)品，形成核心競爭力，而技術(shù)創(chuàng)新帶來財務(wù)狀況的不斷改善使得企業(yè)在市場競爭中處于優(yōu)勢地位（李璐和張婉婷，2013）。魯盛潭和方旻（2011）考查了我國56家高科技、高成長性的“雙高”企業(yè)后發(fā)現(xiàn)，每年企業(yè)研發(fā)支出成本與經(jīng)營績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，他們認為加大當期研發(fā)投入對提高凈資產(chǎn)收益率有促進作用。

現(xiàn)有研究顯示，技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量水平高的企業(yè)更能夠提高企業(yè)競爭力和盈利能力（周煊等，2012；Connolly和Hirschey，2005；李璐和張婉婷，2013），而技術(shù)創(chuàng)新能力的提升離不開金融資源的支持，科技金融能夠在一定程度上降低企業(yè)研發(fā)活動帶來的成本和收益風險，有效解決技術(shù)創(chuàng)新的融資難題（王燕青，2015），鼓勵科技型企業(yè)進一步開展研發(fā)活動。因而科技金融對企業(yè)績效的影響有可能通過緩解融資困境、擴張研發(fā)投資來實現(xiàn)。因此，本文提出如下假設(shè)：

H2：科技型企業(yè)研發(fā)投入強度在科技金融與企業(yè)財務(wù)績效的關(guān)系中起中介作用。

（二）區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系的調(diào)節(jié)機制

新經(jīng)濟地理學（New Economic Geography，NEG）認為，經(jīng)濟活動資源的空間配置是兩種對立力量即集聚力（向心力）與分散力（離心力）相互作用的結(jié)果，因此區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系一直是經(jīng)濟地理學和區(qū)域研究的重點（殷廣衛(wèi)，2009）。區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系表現(xiàn)為經(jīng)濟實體區(qū)域間的相互作用和關(guān)聯(lián)，區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系量是用來衡量區(qū)域間經(jīng)濟聯(lián)系強度的指標（孟德友和陸玉麒，2009）。區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系量既能反映經(jīng)濟中心城市對周圍地區(qū)的輻射能力，也能反映周圍地區(qū)對經(jīng)濟中心輻射能力的接受程度。雖然科創(chuàng)走廊內(nèi)的各區(qū)域或城市的經(jīng)濟聯(lián)系相對較強，但不同的科創(chuàng)走廊因其不同的交通區(qū)位，其區(qū)域間的經(jīng)濟聯(lián)系方式也可能有所不同。例如，長三角G60科創(chuàng)走廊九城市依托高速公路，輻射滬蘇湖合高速鐵路，形成獨特的區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系。

盡管科技金融投入能夠為技術(shù)發(fā)展提供資金支持，提高企業(yè)績效，但對于科創(chuàng)走廊內(nèi)部而言，由于地區(qū)間行政區(qū)劃界限以及地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展差距，難以形成協(xié)同發(fā)展的局面。正是由于這種地區(qū)間的差異，對于那些研發(fā)、市場前景和發(fā)展周期不確定又處于經(jīng)濟金融發(fā)展相對落后地區(qū)的公司而言，往往缺乏更多的優(yōu)質(zhì)資源。因此，區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系的增強能夠促進科創(chuàng)走廊區(qū)域內(nèi)部經(jīng)濟金融的聯(lián)合與合作，使經(jīng)濟金融發(fā)展程度不同的金融地域系統(tǒng)在功能上相互補充，實現(xiàn)信息共享，進而提高區(qū)域內(nèi)部金融資源的配置效率?？梢姡萍紕?chuàng)新離不開技術(shù)的支持，技術(shù)的發(fā)展又離不開資金的投入?？苿?chuàng)走廊區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)合，有利于科技型企業(yè)形成不斷創(chuàng)新的機制，為其追求市場效益提供有力支撐。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系量正向調(diào)節(jié)科技金融投入與科技型企業(yè)財務(wù)績效之間的正相關(guān)關(guān)系。

四、 變量選擇與計量模型

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)樣本為2012?2018年G60科創(chuàng)走廊九個城市科技型上市企業(yè)的年度財務(wù)數(shù)據(jù)和相應區(qū)域的年度科技金融投入數(shù)據(jù)。借鑒李希義和房漢廷（2008）對科技型上市公司的界定標準，篩選G60科創(chuàng)走廊區(qū)域的全部上市公司，確定各區(qū)域各年度科技型上市公司的數(shù)量及總市值。樣本企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)、區(qū)域科技資本市場投入數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來源于各城市統(tǒng)計年鑒、統(tǒng)計公報。在數(shù)據(jù)整理過程中，剔除以下樣本公司數(shù)據(jù)：（1）處于ST、PT狀態(tài)的公司；（2）資產(chǎn)負債率大于1的公司；（3）金融類上市公司；（4）指標數(shù)據(jù)缺失的公司。最終獲得1 203個年度樣本觀測值，涵蓋388家上市公司。為了排除極端值的影響，本文對連續(xù)變量進行了1%和99%的縮尾處理。

（二）計量模型

為了建立科技金融投入與科技型企業(yè)財務(wù)績效之間關(guān)聯(lián)的基礎(chǔ)模型來檢驗假設(shè)1，本文以科技型企業(yè)財務(wù)績效（P）為被解釋變量，以科技金融投入（TF）為核心解釋變量，納入各控制變量，構(gòu)建如下模型：

式（1）中，i、t分 別代表企業(yè)i和t年 ，μ、ν、ε分別表示行業(yè)固定效應、時間固定效應和隨機擾動項。本文從政府支持、科技資本市場、金融機構(gòu)和企業(yè)自身出發(fā)，選取四種常見的科技金融投入方式，即地方政府科技投入（Gov）、科技資本市場投入（CM）、金融機構(gòu)科技貸款（Bank）和科技型企業(yè)自有資金（Cor） 。Control代表包含企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、財務(wù)杠桿率、股權(quán)集中度和企業(yè)成長能力在內(nèi)的一組控制變量。

對于假設(shè)2，為了檢驗科技金融投入促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，進而改善科技型企業(yè)財務(wù)績效的合理性，探究科技金融對企業(yè)財務(wù)績效影響的作用路徑，本文借鑒郭進（2019）等文獻，以企業(yè)研發(fā)投入強度（R&D）為中介變量，在式（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建了如下模型進行檢驗：

式（2）中系數(shù) θ檢驗了科技金融投入與企業(yè)研發(fā)投入強度的關(guān)系，預期回歸系數(shù)顯著為正，即科技金融投入促使企業(yè)提高對技術(shù)研發(fā)的投資；式（3）為在式（1）的基礎(chǔ)上，納入中介變量——企業(yè)研發(fā)投入強度（R&D）。在中介效應模型中，本文主要關(guān)注科技金融投入系數(shù) β′的變化：與式（1）相比，如果 β′<β ， 即科技金融投入系數(shù)降低，且企業(yè)研發(fā)投入強度的系數(shù) σ顯著為正，則說明科技金融投入通過作用于企業(yè)研發(fā)投資影響企業(yè)財務(wù)績效。

對于假設(shè)3，即G60科創(chuàng)走廊區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系量對科技金融投入與科技型企業(yè)財務(wù)績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文加入?yún)^(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系量這一調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建如下回歸模型：

其中，Rt為第t年G60科創(chuàng)走廊的區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系量，反映該地區(qū)城市間經(jīng)濟聯(lián)系強弱的疏密程度，其余變量如式（1），α、 β 、 μi、 νt均為待估參數(shù)。

（三）變量說明

1.被解釋變量。被解釋變量為科技型企業(yè)財務(wù)績效（P），企業(yè)財務(wù)績效很難用一個具體的財務(wù)指標來衡量，參照劉紹娓和萬大艷（2013）、陳曉建和陳小霞（2019）對企業(yè)財務(wù)績效的測度方法，從營運能力、盈利能力、發(fā)展能力和償債能力四個層次構(gòu)建科技型上市企業(yè)財務(wù)績效評價的指標體系，運用主成分分析法對營運資金周轉(zhuǎn)率（X1） 、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（X2）、凈資產(chǎn)收益率（X3） 、總資產(chǎn)凈利潤率（X4） 、營業(yè)利潤增長率（X5） 、總資產(chǎn)增長率（X6） 、速動比率（X7）和流動比率（X8） 八項指標進行定量綜合，利用公式Z=0.334Z1+0.328Z2+0.174Z3+0.163Z4得到科技型企業(yè)財務(wù)績效（P）。其中，各因子得分函數(shù)如下：

2.解釋變量。參考徐玉蓮等（2011）、張玉喜和趙麗麗（2015）對科技金融發(fā)展水平的評價指標體系，選取地方政府科技投入（Gov）、科技資本市場投入（CM）、金融機構(gòu)科技貸款（Bank）和企業(yè)自有資金（Cor）四種科技融資工具來分別衡量G60科創(chuàng)走廊九城市的公共科技金融支持程度和市場科技金融支持程度。地方政府科技投入以地方政府財政科技撥款占地方政府財政支出比重來衡量，科技資本市場投入以G60區(qū)域內(nèi)科技型上市公司流通市值占G60區(qū)域內(nèi)上市公司總市值比重來衡量，企業(yè)自有資金以“研究與試驗發(fā)展（R&D）經(jīng)費內(nèi)部支出按執(zhí)行部門和來源構(gòu)成分類”中的企業(yè)資金來衡量。不同于短期貸款，中長期貸款主要用于研發(fā)改進技術(shù)、新增固定資產(chǎn)項目等（范從來等，2012），因此，參考金浩等（2017）、張芷若和谷國鋒（2018）的研究，使用金融機構(gòu)中長期貸款余額代替金融機構(gòu)科技貸款額來反映間接融資渠道科技金融投入力度。

3.中介變量。研發(fā)投入強度（R&D）是衡量企業(yè)研發(fā)投入時應用最為廣泛的指標，用研發(fā)投入占營業(yè)收入的比重來衡量。由于研發(fā)投資總量在不同規(guī)模企業(yè)間的差異較大，因此，與總量指標相比，研發(fā)投入強度更能反映與企業(yè)規(guī)模、市場地位相適應的研發(fā)投入情況，可以增強不同科技型企業(yè)之間的可比性。

4.調(diào)節(jié)變量。區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系與地區(qū)的經(jīng)濟地位密切相關(guān)，上海市依托松江區(qū)的科創(chuàng)走廊樞紐地位，憑借科技創(chuàng)新資源優(yōu)勢，與其他城市相比，擁有更高的聚焦度、顯示度和貢獻度，發(fā)揮長三角G60科創(chuàng)走廊的輻射引領(lǐng)作用。因此，以上海對外經(jīng)濟聯(lián)系總量（R）來衡量科創(chuàng)走廊區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系，反映上海地區(qū)對G60其他地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系強弱的疏密程度。按照孟德友和陸玉麒（2009）對各地區(qū)間經(jīng)濟聯(lián)系強度的測度，采用時間距離修正引力模型對G60科創(chuàng)走廊各地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系強度進行測度，其表達式為：

式（5）中，Rmn為m、n地 區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系強度；Pm、Pn為m、n地 區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值；Dmn為m、n兩地區(qū)間的交通距離。同時，在引力模型的基礎(chǔ)上，測算地區(qū)m的對外經(jīng)濟聯(lián)系總量，表達式為：

式（6）中，Rm為m地區(qū)的對外經(jīng)濟聯(lián)系總量，用以反映該地區(qū)對其他地區(qū)經(jīng)濟聯(lián)系強弱的疏密程度。由式（5）、式（6）計算得出上海作為G60科創(chuàng)走廊樞紐城市與其他八城市的聯(lián)系強度以及上海市的對外經(jīng)濟聯(lián)系總量，如表1所示。

表1 上海與其他G60科創(chuàng)走廊城市經(jīng)濟聯(lián)系強度及對外經(jīng)濟聯(lián)系總量（104人·108元·km?2）

5.控制變量。參考吳超鵬和唐菂（2016），將企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、財務(wù)杠桿率（Lev） 、股權(quán)集中度（Manage）和企業(yè)成長能力（Grow） 作為本文的控制變量。其中，Size為企業(yè)當年期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Age為 企業(yè)成立年限加1后取自然對數(shù)；Lev以企業(yè)資產(chǎn)負債率衡量；Manage用以反映企業(yè)第一大股東持股比例；Grow以營業(yè)收入本期增長額占營業(yè)收入上年同期金額的比值衡量；同時還控制了年度和行業(yè)虛擬變量。

五、 實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。結(jié)果顯示，科技型企業(yè)財務(wù)績效的最小值為?3.8832，最大值為3.7328，平均值為0.018 6，中位數(shù)為?0.0709，標準差為1.2742，說明企業(yè)財務(wù)績效近似符合正態(tài)分布假設(shè)，不同科技型企業(yè)財務(wù)績效具有顯著差異。地方政府科技投入、科技資本市場投入和企業(yè)自有資金標準差小于1.000，波動幅度較小，金融機構(gòu)科技貸款標準差大于1。企業(yè)研發(fā)投入強度的平均值為6.5984，中位數(shù)為4.6400，表明整體上看大部分科技型企業(yè)年度研發(fā)投入低于平均水平，其中最大值為31.6100，最小值為3.0200，說明科技型企業(yè)之間研發(fā)投入強度差異較大?？刂谱兞康臉藴什畲蟛糠中∮?.000，波動幅度較小，但股權(quán)集中度的標準差遠大于1.000，波動幅度較大?？傮w來看，各變量基本處于合理的范圍之內(nèi)，能夠為采用面板數(shù)據(jù)的研究提供良好的樣本分布。

表2 變量描述性統(tǒng)計

（二）科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效的總體影響分析

表3為科技金融投入對科技型企業(yè)財務(wù)績效的回歸結(jié)果。在控制了行業(yè)固定效應和時間固定效應后，第（1）、（2）列為加入控制變量前后科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效影響的回歸估計。結(jié)果顯示，在僅控制年份和行業(yè)虛擬變量時，地方政府科技投入、金融機構(gòu)科技貸款與企業(yè)財務(wù)績效的回歸系數(shù)分別為0.5859和0.2154，且分別在1%和10%的水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系，科技資本市場投入在1%的水平上對企業(yè)財務(wù)績效影響顯著且為負，企業(yè)自有資金未能通過顯著性檢驗。在控制了所有控制變量的情況下，地方政府科技投入、金融機構(gòu)科技貸款和科技資本市場通過顯著性檢驗，但企業(yè)自有資金仍未通過顯著性檢驗。

基于此，假設(shè)H1得到部分驗證，說明長三角G60地區(qū)的科技金融政策中的政府補貼方式起到了提升企業(yè)財務(wù)績效的作用，即政府通過資金資助的方式加強了對科技型企業(yè)科技研發(fā)的支持，縮小了企業(yè)研發(fā)投入的實際規(guī)模與最優(yōu)規(guī)模之間的差距。嘉興、蘇州等地實施前補助、實施后補助、貸款貼息等方式對企業(yè)創(chuàng)新活動給予公共補貼；2015年，上海發(fā)放“科技創(chuàng)新券”，旨在加強對中小微企業(yè)研發(fā)活動的補貼力度。這些措施有效分散了企業(yè)在研發(fā)過程中所面臨的風險，緩解了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新所面臨的融資約束，促進了科技創(chuàng)新的發(fā)展以及科技成果的轉(zhuǎn)化，最終提高了企業(yè)績效。同時，在政府的積極引導下，長三角G60聚焦專業(yè)化、品牌化的金融機構(gòu)和金融資源，建立常態(tài)化產(chǎn)融對接機制，為科技型、成長型企業(yè)發(fā)展提供精準金融服務(wù)，不斷拓寬企業(yè)融資渠道，提升金融機構(gòu)與企業(yè)的對接效能。目前，G60科創(chuàng)走廊深化落實“金融15條”，與7家投資公司簽訂產(chǎn)業(yè)基金戰(zhàn)略合作協(xié)議，同時與12家商業(yè)銀行簽訂制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展合作協(xié)議。截至2020年5月底，松江綜合金融服務(wù)平臺有效注冊中小企業(yè)50786家，共計129家金融機構(gòu)已發(fā)布130多個金融產(chǎn)品，企業(yè)申請融資368筆，融資成功對接323筆，達成授信融資金額約26.8億元①參見“政策利好助G60科創(chuàng)走廊產(chǎn)融對接駛?cè)肟燔嚨馈保?央廣網(wǎng)，2020-06-11，https://baijiahao.baidu.com/s?id=1669215964 785506566&wfr=spider&for=pc。，有效打破嚴苛的信貸約束條款限制，為受融資難、融資貴困擾的科創(chuàng)企業(yè)提供支持，緩解了研發(fā)資金壓力?？萍假Y本市場投入未能有效提高企業(yè)財務(wù)績效，導致這種現(xiàn)象可能的原因是，在科技與金融融合發(fā)展過程中，政府和市場對科技資本市場的監(jiān)管力度不夠強。隨著長三角G60城市金融科技企業(yè)及科技金融產(chǎn)業(yè)園區(qū)不斷落地，企業(yè)資本市場融資規(guī)模也不斷擴大，而科技資本市場中科技金融監(jiān)管的發(fā)展卻相對緩慢，加劇了科技金融投入不平衡問題。資本市場融資尤其是股權(quán)融資，由于政府監(jiān)管力度不足，企業(yè)關(guān)注的重點就會從如何有效使用資金向如何低成本擴大募集資金規(guī)模的方向偏移，因此未能形成科技型企業(yè)將資金高效用于技術(shù)研發(fā)等活動的壓力和動力，對企業(yè)財務(wù)績效未發(fā)揮顯著的促進作用。

表3 科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效的總體影響分析（基準回歸）

控制變量的回歸結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度和企業(yè)成長能力在1%的顯著性水平上與企業(yè)財務(wù)績效正相關(guān)，表明科技型企業(yè)規(guī)模越大，成長能力越強，企業(yè)的發(fā)展成熟度就越高，越能夠合理運用各種經(jīng)營策略以促進企業(yè)科技研發(fā)與成果轉(zhuǎn)化。而企業(yè)年齡越大，財務(wù)杠桿率越高，則企業(yè)財務(wù)績效越低。

（三）研發(fā)投入強度對科技金融投入和企業(yè)財務(wù)績效的影響分析

表4匯報了長三角G60科技型企業(yè)研發(fā)投入強度在科技金融影響企業(yè)財務(wù)績效過程中的中介效應回歸結(jié)果。其中，表4的上半部分匯報了地方政府科技投入、科技資本市場投入、金融機構(gòu)科技貸款和企業(yè)自有資金對企業(yè)研發(fā)投入強度的回歸結(jié)果，即針對式（2）的檢驗；表4的下半部分匯報了將企業(yè)研發(fā)投入強度作為中介變量時，科技金融對企業(yè)財務(wù)績效的回歸結(jié)果，即針對式（3）的檢驗。從表4可以看出以下兩點：

第一，地方政府科技投入（Gov）、科技資本市場投入（CM）、金融機構(gòu)科技貸款（Bank）和企業(yè)自有資金（Cor）四種科技金融投入工具顯著增強了科技型企業(yè)的研發(fā)投入強度（R&D）。納入中介變量后，科技型企業(yè)研發(fā)投入強度（R&D）對企業(yè)財務(wù)績效的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)研發(fā)投入強度的提高能夠顯著地促進企業(yè)發(fā)展，驗證了假設(shè)H2。在長三角G60科技金融生態(tài)圈中，地方政府的財政支持不只是直接減少科技型企業(yè)研發(fā)項目成本，更重要的是其引導價值，即釋放研發(fā)項目具有良好投資前景的積極信號，引導和促進銀行業(yè)、證券業(yè)、保險金融機構(gòu)及創(chuàng)業(yè)投資等各類資本進入科技企業(yè)，對科技型企業(yè)的研發(fā)投資產(chǎn)生正向的激勵作用，緩解企業(yè)的融資約束。蕪湖市于2015年設(shè)立規(guī)模6 000萬元的蕪湖市機器人產(chǎn)業(yè)擔?；?，專項用于企業(yè)投資項目貸款擔保費用補貼和擔保貸款本息代償損失補貼?？萍假Y本市場建設(shè)方面，近年來，資本市場服務(wù)創(chuàng)新企業(yè)的能力不斷提高。中小板、創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)板的推出給長三角G60區(qū)域的高技術(shù)、高成長的創(chuàng)新企業(yè)帶來更多的展示機會，有助于它們快速募集資金、快速推進科研成果資本化。根據(jù)蘇州市上市公司協(xié)會、東吳證券股份有限公司和蘇州大學東吳商學院聯(lián)合發(fā)布的《蘇州上市公司發(fā)展報告（ 2019 ）》，截至2018年年底，蘇州市有超過110家企業(yè)在主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板上市，有17家企業(yè)在新三板上市。2018年年末蘇州科技型企業(yè)總市值占全部上市企業(yè)總市值約52.33%，與2017年年底相比有所提升。由此可見，科技資本市場為包括蘇州在內(nèi)的長三角G60區(qū)域的科技型企業(yè)發(fā)展提供了更多的融資渠道，增加了企業(yè)的研發(fā)投入。金融機構(gòu)方面，九城市積極完善科創(chuàng)信貸服務(wù)，設(shè)立特色科技支行，創(chuàng)新信貸產(chǎn)品。合肥市目前設(shè)立特色支行超過20家，為千余家科技型企業(yè)提供服務(wù)。為滿足科技型企業(yè)不同階段的創(chuàng)新研發(fā)融資需求，徽商銀行、江蘇銀行、蘇州銀行等推出“青創(chuàng)貸”“人才貸”等創(chuàng)新信貸產(chǎn)品。值得關(guān)注的是，企業(yè)自有資金對企業(yè)財務(wù)績效的影響仍不顯著。相對于其他科技金融投入工具，一方面，可能是科技型企業(yè)內(nèi)部管理體制不合理，缺乏對內(nèi)部資金有效的監(jiān)督機制和評價標準，影響了自有資金的使用效率；另一方面，企業(yè)自有資金的投入對科技創(chuàng)新研發(fā)的影響可能呈倒U形，當企業(yè)自有資金投入超過某一臨界值時，擠出效應大于促進效應，在一定程度上不能促進企業(yè)財務(wù)績效的提高。

表4 研發(fā)投入強度對科技金融投入和企業(yè)財務(wù)績效的影響分析（中介效應）

第二，比較科技型企業(yè)研發(fā)投入強度在科技金融投入中的中介效應可以發(fā)現(xiàn)，納入中介變量后，地方政府科技投入（Gov）對企業(yè)財務(wù)績效（P）的回歸系數(shù)由0.5859下降到0.4745，金融機構(gòu)科技信貸（Bank）的回歸系數(shù)由0.2145下降到0.1478，且回歸系數(shù)依然顯著為正，而科技資本市場投入（CM）對企業(yè)績效（P）的回歸系數(shù)由?0.0144下降到?0.0218，但統(tǒng)計上依然顯著負相關(guān)?；诖?，本文對這三種科技金融投入方式促進科技型企業(yè)財務(wù)績效的作用機制進行梳理：在長三角G60科技金融政策體系下，政府通過支持科技項目、鼓勵科技創(chuàng)新等形式引導和支持企業(yè)的科技創(chuàng)新活動，出臺相應的政策來支持和引導金融機構(gòu)、科技中介服務(wù)機構(gòu)向科技型企業(yè)提供金融服務(wù)，彌補了企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新的成本支出，降低了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的風險，顯著激發(fā)了企業(yè)進行科技創(chuàng)新的積極性，進而推動地區(qū)科技型企業(yè)財務(wù)績效水平的提升。然而，相對于公共科技金融，以股權(quán)資金為代表的科技資本市場和以銀行、證券公司等為代表的金融機構(gòu)所構(gòu)成的市場科技金融，在風險承受能力、失敗容忍度等方面與公共科技金融存在差異。企業(yè)處于不同的生命周期就會產(chǎn)生不同的資金需求，需要匹配相適應的股權(quán)資金。當科技型企業(yè)處于成長期和發(fā)展期時，資本市場力量需要企業(yè)通過股權(quán)基金、并購基金等形式實現(xiàn)企業(yè)的進一步發(fā)展。但是，長三角G60區(qū)域的蕪湖、宣城、金華、嘉興等地區(qū)的股權(quán)投資與科技型企業(yè)的生命周期匹配欠佳，加之股權(quán)融資發(fā)展不均衡、不同基金之間政策銜接不良、退出機制不完善等原因，致使對企業(yè)增加研發(fā)投入的作用相對間接，造成科技資本市場對企業(yè)財務(wù)績效不具有顯著的促進作用。

（四）區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系對科技金融投入和企業(yè)財務(wù)績效的影響分析

表5為加入上海對外經(jīng)濟聯(lián)系總量這一調(diào)節(jié)變量所做出的回歸分析結(jié)果，主要是分析長三角G60區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系強度在科技金融投入與科技型企業(yè)財務(wù)績效之間的關(guān)系。第（2）列表明上海對外經(jīng)濟聯(lián)系總量在地方政府科技投入、金融機構(gòu)科技貸款、企業(yè)自有資金與企業(yè)財務(wù)績效關(guān)系之間呈負的調(diào)節(jié)作用（ β6= ?0.0053， β8= ?0.0039， β9=?0.0050，p<0.01）。這說明當上海市與G60其他城市經(jīng)濟聯(lián)系較弱時，政府對科技型企業(yè)實施財政科技費用資助、金融機構(gòu)提供的科技信貸服務(wù)以及企業(yè)自身的資金投入對科技型企業(yè)財務(wù)績效的影響較強。隨著上海對外經(jīng)濟聯(lián)系總量越來越大，這種效應將有所減弱。這一結(jié)果說明區(qū)域經(jīng)濟聚集效果存在遞減效應，會削弱地方政府科技金融投入對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生的影響。第（3）列科技資本市場投入對企業(yè)財務(wù)績效的回歸系數(shù)為?0.0006，在10%的水平上顯著，而上海對外經(jīng)濟聯(lián)系總量在科技資本市場投入與企業(yè)財務(wù)績效關(guān)系之間呈負的調(diào)節(jié)作用（ β7=?0.0021，p<0.01），說明上海市對外經(jīng)濟聯(lián)系總量減弱了科技資本市場投入與企業(yè)財務(wù)績效之間的負相關(guān)關(guān)系，這與假設(shè)H3不符。

表5 區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系對科技金融投入和企業(yè)財務(wù)績效的影響分析（調(diào)節(jié)效應）

其中可能的原因是：第一，上海市（松江區(qū)）作為經(jīng)濟中心城市對G60科創(chuàng)走廊的其他地區(qū)輻射能力不足。上海作為長三角的中心城市，扮演著金融中心、科創(chuàng)中心等角色，積極發(fā)揮長三角G60科創(chuàng)走廊的輻射引領(lǐng)作用，然而，當城市化和工業(yè)化發(fā)展到一定階段后，松江出現(xiàn)了產(chǎn)城融合度不夠、產(chǎn)業(yè)能級不高、老城新城發(fā)展不均衡等問題，抑制了科技金融創(chuàng)新要素的流動。第二，G60科創(chuàng)走廊其他八地市對經(jīng)濟中心輻射能力的接受程度不高。雖然長三角G60科創(chuàng)走廊沿線是中國經(jīng)濟最具活力、城市化水平最高的區(qū)域之一，但由于城市間行政級別不對等、科技對接工作力度不夠等問題，導致科技資源配置有失偏頗，使得企業(yè)對科技成果的吸納能力受到抑制。

（五）內(nèi)生性處理

上文實證檢驗結(jié)果證實，企業(yè)財務(wù)績效受到科技金融投入的影響，鑒于企業(yè)財務(wù)績效在一定時間內(nèi)具有持續(xù)性和相對穩(wěn)定性，當期企業(yè)財務(wù)績效可能與過往期間企業(yè)財務(wù)績效相關(guān)，忽視企業(yè)財務(wù)績效本身存在的慣性特征可能會影響模型估計結(jié)果的有效性。因此，在模型（1）右邊加入被解釋變量的滯后項，使用解釋變量的滯后期作為當期值的工具變量，借鑒Arellano和Bover（1995）、Blundell和Bond（1998）的做法，分別采用兩階段DIF-GMM和兩階段SYS-GMM進行再回歸，以便控制被解釋變量存在的自相關(guān)性，較好地解決內(nèi)生性問題。具體檢驗結(jié)果見表6。

根據(jù)表6第（1）列和第（2）列的結(jié)果，被解釋變量滯后項的估計系數(shù)均顯著為正，說明企業(yè)財務(wù)績效存在慣性特征，即企業(yè)效益存在延續(xù)性。擾動項的自相關(guān)性檢驗顯示，模型差分方程的殘差序列存在一階自相關(guān)，但不存在二階自相關(guān)，故模型通過序列相關(guān)性檢驗條件。由于差分GMM和系統(tǒng)GMM分別使用了47個和72個工具變量，故需要接受過度識別檢驗。Sargan檢驗結(jié)果的P值分別為0.0504和0.1230，表明所選取的工具變量及其滯后階數(shù)都是有效的。在數(shù)據(jù)通過Sargan檢驗和AR（2）檢驗的前提下，科技金融投入與企業(yè)財務(wù)績效的關(guān)系與之前的回歸結(jié)果相同，說明廣義矩估計方法是一致有效的。

表6 GMM回歸結(jié)果

（六）穩(wěn)健性檢驗

1.使用ROA、ROE作為被解釋變量?；跁嬂麧櫟钠髽I(yè)績效評價方法，以企業(yè)的財務(wù)報表數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，由于上市公司的財務(wù)報表每年都會經(jīng)由會計師事務(wù)所審計，具有一定的真實性和可靠性，因此財務(wù)數(shù)據(jù)能夠在一定程度上客觀真實地反映企業(yè)的經(jīng)營成果。本文借鑒王雄等（2013）、張祥建等（2015）和葉陳剛等（2016）對企業(yè)財務(wù)績效衡量指標的選取，分別以總資產(chǎn)凈利潤率（ROA） 和凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為更替企業(yè)財務(wù)績效的度量?；貧w結(jié)果顯示（備索）：地方政府科技投入（Gov）和金融機構(gòu)科技貸款（Bank）的系數(shù)符號均為正，并且保持顯著狀態(tài)，科技資本市場投入(CM)顯著為負，企業(yè)自有資金（Cor）依然沒有通過顯著性水平。這與前文的結(jié)論一致。

2.引入滯后項?？紤]到各企業(yè)在科技金融投入和企業(yè)價值創(chuàng)造方面存在差異，并且企業(yè)經(jīng)營運作存在一定的周期，企業(yè)財務(wù)績效的變化會比科技金融投入滯后一定時間，因此將滯后一期的科技金融投入指標（TFit?1） 和滯后兩期的科技金融投入指標（TFit?2）作為滯后解釋變量納入計量模型。具體地，進行穩(wěn)健性檢驗時，在式（1）的基礎(chǔ)上，核心解釋變量科技金融投入（TFit） 不再使用當期值，而是分別使用滯后一期值（TFit?1） 和滯后兩期值（TFit?2），對式（1）進行回歸分析?；貧w結(jié)果顯示（備索），在使用了科技金融投入的滯后值后，科技金融投入仍然顯著地對企業(yè)財務(wù)績效產(chǎn)生影響，這與基準回歸結(jié)果完全一致，說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、 結(jié)論與建議

本文利用2012–2018年G60科創(chuàng)走廊九城市的非平衡面板數(shù)據(jù)，實證分析科技金融投入對科技型企業(yè)財務(wù)績效的作用效果，得到如下研究結(jié)論：與科技資本市場投入和企業(yè)自有資金相比，地方政府科技投入和金融機構(gòu)科技信貸更加有效，說明依靠科技金融推動企業(yè)財務(wù)績效的關(guān)鍵在于科技金融工具的合理運用?？傮w而言，政府引導的科技金融發(fā)展體系更適合我國國情。中介效應檢驗發(fā)現(xiàn)，地方政府科技投入和金融機構(gòu)科技信貸通過緩解融資壓力，提高科技型企業(yè)研發(fā)投入強度，繼而推動企業(yè)財務(wù)績效的提升。值得注意的是，區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系強度削弱了科技金融投入與企業(yè)財務(wù)績效之間的關(guān)系。根據(jù)上述研究結(jié)果，本文對促進G60科創(chuàng)走廊科技金融發(fā)展和科技型企業(yè)財務(wù)績效的政策啟示主要有以下四方面：

第一，加大政府支持力度，引導企業(yè)提高自有資金使用效率。首先，政府應大力發(fā)揮對科技型企業(yè)的財政支持和引導作用，加大財政科技投入。通過稅收優(yōu)惠、科技創(chuàng)新券制度等創(chuàng)新政策紅利，引導企業(yè)進行科研軟投入，提高企業(yè)研發(fā)投入強度與自有資金使用效率。其次，加強科技金融改革創(chuàng)新的組織領(lǐng)導，完善政策保障體系，統(tǒng)籌相關(guān)資源。切實加強各市州政府與省直相關(guān)部門、科創(chuàng)走廊各城市政府之間的溝通和對接，把科技金融的相關(guān)政策和改革措施落實到企業(yè)層面，提供優(yōu)質(zhì)融資服務(wù)。

第二，加強科技金融監(jiān)管，進一步規(guī)范和監(jiān)督股票、債券等資本市場，強化公司表外信息的披露制度。研究結(jié)果表明，科技資本市場投入與科技型企業(yè)財務(wù)績效不具有顯著的促進作用，要注重引導資本市場資金流向有科技創(chuàng)新活動需求的企業(yè)，解決企業(yè)外部融資困境。同時借助大數(shù)據(jù)、云計算、人工智能、區(qū)塊鏈等現(xiàn)代信息科技，加強對科技型企業(yè)使用資金效率的監(jiān)督，提高監(jiān)管水平，規(guī)范融資市場發(fā)展，以便更好地發(fā)揮科技金融的作用效果。

第三，鼓勵銀行業(yè)等金融機構(gòu)優(yōu)化改革，深化科技金融產(chǎn)品和科技信貸服務(wù)創(chuàng)新。推出更加契合科技創(chuàng)新特征、投貸聯(lián)動等交叉性科技金融產(chǎn)品，發(fā)揮同城化金融服務(wù)和一體化金融機構(gòu)建設(shè)的優(yōu)勢，更加有效地整合金融供給，提高科技型企業(yè)融資可得性。

第四，有效加強科創(chuàng)走廊的城市間溝通與協(xié)調(diào)，積極發(fā)揮區(qū)域經(jīng)濟聯(lián)系優(yōu)勢。積極發(fā)揮上海（松江）在長三角G60科創(chuàng)走廊的輻射引領(lǐng)作用，增強其他城市對經(jīng)濟中心輻射能力的接受程度，建立G60科創(chuàng)走廊科技金融城市圈。深化長三角G60區(qū)域合作，加快發(fā)展區(qū)域性產(chǎn)權(quán)、股權(quán)、技術(shù)產(chǎn)權(quán)和資源要素市場，綜合運用財政資金、創(chuàng)業(yè)投資引導基金、銀行科技貸款、科技保險和科技擔保等多種形式，構(gòu)建以政府為引導、企業(yè)為主體的多元化企業(yè)發(fā)展合作融資渠道，優(yōu)化金融資源配置，推動城市圈內(nèi)科技金融服務(wù)一體化。