■ 范寶學 高男

遼寧工程技術大學工商管理學院 遼寧 125105

0 引言

隨著全球經濟一體化發(fā)展，國際市場競爭日益加劇，發(fā)展經濟創(chuàng)新模式促進經濟發(fā)展已上升到國家戰(zhàn)略。政府工作報告多次提到“科創(chuàng)板”、“創(chuàng)業(yè)投資”、“融資”等關鍵詞，表明了政府支持創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新的態(tài)度。企業(yè)作為經濟活動中最活躍的因素，個體創(chuàng)新勢必會影響國家層面的創(chuàng)新水平。所以，企業(yè)能否在“大眾創(chuàng)新，萬眾創(chuàng)新”的浪潮中抓住機遇，提高自身財務績效是一個值得研究的問題。與傳統(tǒng)融資不同，風險投資以股權投資的方式拓寬企業(yè)融資渠道支持企業(yè)創(chuàng)新，在解決企業(yè)融資難問題的同時，發(fā)揮認證監(jiān)督作用，減少信息不對稱所帶來的逆向選擇，充分利用自身專業(yè)能力為企業(yè)提供增值服務，最終實現(xiàn)資本增值。但由于風險投資具有高風險、高收益的特點，其最終目標并非長期持有企業(yè)股權參與經營，而是謀求較高投資回報，具有一定的投機性質。因此，研究風險投資是否有利于提高企業(yè)財務績效水平，是否對創(chuàng)新投入與財務績效的關系產生調節(jié)作用是十分必要的。本文借助實證研究，分析創(chuàng)業(yè)板高新技術企業(yè)創(chuàng)新投入、風險投資與財務績效關系，以期為創(chuàng)業(yè)板高新技術企業(yè)、政府提供建議。

在創(chuàng)新投入與財務績效關系的國外研究中，Juan V.García-Manjón 等（2012）[1]以754 家歐洲公司為樣本，用實證方法驗證了研發(fā)強度對企業(yè)財務績效存在正面影響。Raphael Bointner（2014）的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)績效與當期創(chuàng)新投入存在正相關性，與滯后一年的創(chuàng)新投入無顯著關系[2]。Angel L. Mero?o Cerdán 等（2017）[3]在對500家企業(yè)實證研究過程中，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新對家族企業(yè)的績效有巨大的貢獻。（2019）以2015-2017年韓國上市公司為樣本，研究表明IT 服務、通訊服務、電子、機械裝置相關企業(yè)的研發(fā)投入沒有對企業(yè)價值產生任何影響[4]。Jorge Ferreira 等（2020）通過對葡萄牙387 家企業(yè)的實證研究，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新能力與財務績效正相關關系顯著[5]。

表1 變量定義表

國內研究中，趙喜倉和吳軍香（2013）通過實證分析2008～2010年中小板上市公司的數(shù)據(jù)，認為R＆D 資金投入強度對企業(yè)績效的影響因行業(yè)不同而有所差異[6]。盧柯穎（2018）認為研發(fā)投入與凈資產收益率呈正相關關系，且在滯后二期關系顯著，印證了研發(fā)投入的滯后效應[7]。蘇玉珠、張朋麗（2019）[8]通過對醫(yī)藥制造業(yè)數(shù)據(jù)研究分析，發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新投入對企業(yè)績效影響存在滯后和累積效應。巫強等（2020）[9]研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新投入對實體經濟發(fā)展存在直接促進作用。李夢雅，嚴太華（2020）利用2010～2016年153 家深市創(chuàng)業(yè)板上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)未來財務業(yè)績無法同等受益于技術創(chuàng)新活動[10]。

多數(shù)學者認為風險投資與財務績效存在正相關關系。Puri 等（2012）認為，相對于沒有風險投資參與的企業(yè)，風險投資參與的企業(yè)表現(xiàn)更好，各階段的成長更快速[11]。Hung-Kun Chen 等（2016）發(fā)現(xiàn)，風險資本支持的IPO 表現(xiàn)要優(yōu)于非風險投資支持的IPO，風險資本對公司經營業(yè)績有很好的提升[12]。Xuan Tian 等（2016）[13]認為風險投資積極參與被投資公司經營管理，利于促進企業(yè)財務績效的提高。楊希等（2016）通過對創(chuàng)業(yè)板和中小板上市公司實證研究，驗證了風險投資增值效應對企業(yè)財務績效的正向作用[14]。利用GMM 方法，劉輝等（2016）以2005～2013年滬深上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)風險投資對公司業(yè)績的影響機制，認為風險投資參與經營管理能極大地提高公司財務績效，但會阻礙市場業(yè)績，這與公司屬性密切相關[15]。通過對209家技術創(chuàng)業(yè)企業(yè)的調查，謝雅萍等（2018）[16]發(fā)現(xiàn)風險投資可以幫助企業(yè)提高績效。董維佳，呂一明（2020）選取2010～2018年新三板844 家獲得風險投資和9415 家未獲得風險投資的企業(yè)進行實證研究，結果表明，風險投資對企業(yè)財務績效和成長能力均有顯著的正向影響，并且隨著風險投資機構成立時間的延長，投資經驗越豐富，對企業(yè)績效的正效應越顯著[17]。

而部分學者持有相反的觀點。Nina Rosenbusch 等（2013）[18]基于證據(jù)研究方法，對風險投資介入基金公司進行了深入研究。結果表明，風險投資對基金公司業(yè)績的積極影響很小。李德焱等（2013）以2009～2010年創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)企業(yè)經營績效受風險投資的影響效果并不顯著[19]。在對2009～2012年底創(chuàng)業(yè)板上市公司進行研究的基礎上，楊其靜等（2015）實證表明，劣質企業(yè)更愿意引入風險投資，但風險投資介入并未顯著改善上市后的經營業(yè)績，該研究結論與風險投資中涉及的逆向選擇假說相吻合[20]。以2009～2013年創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，余勁松等（2016）發(fā)現(xiàn)，風險投資對企業(yè)成長沒有顯著促進作用[21]。

從已有文獻的梳理中可以發(fā)現(xiàn)，關于創(chuàng)新投入、風險投資與財務績效關系的研究，主要集中于創(chuàng)新投入與財務績效，風險投資與財務績效這兩個方面的關系，研究風險投資、創(chuàng)新投入與財務績效三者之間關系的文獻較少。那么，風險投資介入是否對創(chuàng)新投入和財務績效之間的關系產生影響，風險投資持股比例對創(chuàng)新投入與財務績效關系有何影響？基于上述問題，本文以風險投資為切入點，對創(chuàng)新投入與財務績效關系進行研究，以期進一步豐富有關創(chuàng)新投入與財務績效之間調節(jié)因素的文獻。

1 理論分析與假設提出

1.1 創(chuàng)新投入與財務績效

熊彼特創(chuàng)新理論的顯著論點，強調生產要素或條件創(chuàng)新在經濟發(fā)展中的重要性，認為創(chuàng)新是經濟發(fā)展的本質，是企業(yè)經濟發(fā)展的內在動力。市場競爭的日益加劇以及政府創(chuàng)新政策的引導，企業(yè)越來越重視創(chuàng)新投入。在保持競爭優(yōu)勢的基礎上，不斷吸取創(chuàng)新知識，開發(fā)新技術，搶占市場份額，進而提升企業(yè)財務績效。根據(jù)成本相關理論，只有當收入增加幅度大于成本增加幅度時，企業(yè)才能盈利，這說明在一定資產規(guī)模和行業(yè)固定的情況下，短期獲得的收益能夠彌補成本是盈利的關鍵所在。創(chuàng)新投入包括研發(fā)經費、人才投入，這些人力、財力的投入，短期內難以獲得回報，但長期的創(chuàng)新投入有利于提高創(chuàng)新效率，促進企業(yè)財務績效的提升。這表明創(chuàng)新投入對財務績效的正向影響具有滯后性，這種滯后也是必然存在的。

因此，提出假設H1：企業(yè)創(chuàng)新投入對財務績效具有正向影響，且有明顯的滯后效應。

1.2 風險投資與財務績效

認證效應理論與監(jiān)督效應理論認為VC 參與有利于緩解信息不對稱的問題，促進投資者與被投資企業(yè)互相了解，從而對企業(yè)績效產生正向影響。VC 的認證效應體現(xiàn)在：由于風險投資機構本身投資的專業(yè)性，VC 在投資之前對企業(yè)進行嚴格調查與篩選，可以較為準確地評估企業(yè)風險和價值，繼而謹慎投資，使其他投資者將VC參與投資的企業(yè)視為優(yōu)質企業(yè)，吸引高質量投資者的關注。VC 的監(jiān)督效應體現(xiàn)在：風險投資機構通過在董事會中派駐董事掌握話語權獲得更多內部信息，利用專業(yè)水平與豐富的市場經驗更好地監(jiān)督和管理企業(yè)生產經營、財務等方面，改進企業(yè)管理，提高決策科學性。同時，風險投資分階段投資的特點，能有效地控制經理的投機行為，促進合理配置資源，進而利用風險投資的多輪投資向市場傳達積極信號。

鑒于此，提出假設H2：VC介入有利于企業(yè)財務績效的提升。

1.3 風險投資、創(chuàng)新投入、財務績效

VC 主要投資于有巨大發(fā)展?jié)摿Φ某鮿?chuàng)企業(yè)。初創(chuàng)企業(yè)在前期通常缺乏經營管理經驗、市場實戰(zhàn)經驗。VC進入企業(yè)后通常投入大量精力為企業(yè)提供全方位的增值服務：為企業(yè)提供人才、管理經驗；提供產品、管理等各方面信息；監(jiān)督企業(yè)的創(chuàng)新活動；不斷指導和調整企業(yè)的創(chuàng)新方向，進而影響企業(yè)經濟效益。從資金的角度來看，企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱問題通過風險投資的認證監(jiān)督得到有效緩解，降低了企業(yè)融資成本。同時，風險投資機構為創(chuàng)新投入提供堅實的資金支持，緩解企業(yè)資金壓力，其帶來的風險資本可以有效改善被投資企業(yè)的創(chuàng)新條件、加強工藝技術研發(fā)，推動財務績效的提高。

基于此，提出假設H3：VC介入對創(chuàng)新投入與企業(yè)財務績效關系起到正向調節(jié)作用。

持股比例在一定程度上反映了風險投資機構的控制權，即風投持股比例越高，在企業(yè)經營活動中越擁有話語權，利于風險投資機構監(jiān)督管理企業(yè)活動，為企業(yè)投入更多有效資源，針對企業(yè)發(fā)展問題提出優(yōu)質的解決方案，在提高技術創(chuàng)新的同時，促進企業(yè)生存和可持續(xù)發(fā)展。

由此，提出假設H4：VC 持股比例越高，越有利于調節(jié)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務績效的關系。

2 研究設計

2.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

創(chuàng)業(yè)企業(yè)在早期一般規(guī)模較小，經營業(yè)績不穩(wěn)定，可以有效驗證風險投資能否在經營管理過程中起到積極的作用。同時，高新技術企業(yè)占創(chuàng)業(yè)板上市公司的絕大多數(shù)，研究創(chuàng)新投入與財務績效關系更具有典型性。所以，本文涵蓋2014～2019年創(chuàng)業(yè)板高新技術企業(yè)，以從Wind 和國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫檢索的數(shù)據(jù)為基礎，并使用stata14.0軟件進行數(shù)據(jù)處理。本文風險投資相關信息的數(shù)據(jù)無法直接從數(shù)據(jù)庫獲取，因此主要來自被投資企業(yè)的招股說明書、CSMAR 數(shù)據(jù)庫前十大股東數(shù)據(jù)以及風險投資年報的手工摘錄和整理。本文主要以有無風險投資參與為依據(jù)劃分企業(yè)，對風險投資參與的定義標準如下：（1）公司前十大股東名稱中出現(xiàn)諸如“創(chuàng)業(yè)投資”、“風險投資”、“創(chuàng)業(yè)資本投資”字眼，則視為有風險投資參與。（2）若股東名稱中沒有上述詞語，但含有諸如“投資公司”、“高科技投資”、“創(chuàng)新投資”之類模棱兩可的詞匯，則應根據(jù)VC 的年報查詢，其經營范圍是否涉及股權投資。（3）其余公司可以在借助步驟二的基礎上參考Wind中國PEVC庫以及清科數(shù)據(jù)庫，以便篩選確認是否有風險投資機構參與投資。如果被投資企業(yè)股東未通過以上三步驟的確認，那么企業(yè)并無風投參與。在界定的基礎上，再計算風險投資持股比例。

此外，為了滿足本文的研究需要以及確保研究數(shù)據(jù)的精確性，剔除證監(jiān)會2012 版行業(yè)劃分中的金融業(yè)；剔除缺失重要數(shù)據(jù)的上市公司；剔除ST、*ST 的上市公司。最終，本文獲得336家公司的2016個觀測值。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量

凈資產收益率（ROE）。衡量企業(yè)財務績效的指標很多，但在以往文獻中，大多數(shù)采用總資產收益率（ROA）和凈資產收益率（ROE）兩種指標[22-23]。相比之下，上市公司的凈資產收益率（ROE）指標除了易于獲取，經過會計師事務所審計，具有可靠性高的特點之外，還可以充分體現(xiàn)公司對股東投入資本的使用效率，因此本文以ROE來衡量企業(yè)財務績效。

2.2.2 解釋變量

創(chuàng)新投入（RD）。由于我國僅能提供企業(yè)國內的專利申報情況，并未強制要求上市企業(yè)公開專利信息，而且創(chuàng)新成果未必以專利形式體現(xiàn)，所以，如果以專利申請數(shù)來衡量創(chuàng)新投入存在很大弊端，對數(shù)據(jù)的可獲得性和準確性存在影響。因此，本文結合上市公司年報，以研發(fā)投入費用與營業(yè)收入之比來衡量企業(yè)的創(chuàng)新投入（RD）。

2.2.3 調節(jié)變量

風險投資（VC）。此變量是虛擬變量，當風險投資機構出現(xiàn)在被投資企業(yè)前十大股東中時，該變量取值為1，否則為0。

風險投資持股比例（VCP）。本文將被投資公司前十大股東中風險投資持股比例之和作為衡量標準。

2.2.4 控制變量

企業(yè)規(guī)模（Size）。企業(yè)規(guī)模的差異往往反映為企業(yè)資源的差異，規(guī)模大的企業(yè)有更雄厚的物質基礎，利于降低創(chuàng)新過程中的風險系數(shù)，更愿意參加技術創(chuàng)新，從而增強市場競爭中的優(yōu)越性，影響企業(yè)財務績效。所以，本文在保證數(shù)據(jù)可行性的基礎上，取總資產對數(shù)衡量企業(yè)規(guī)模。

資產負債率（Level）。資產負債率能夠有效地衡量企業(yè)利用債權人資金進行經營的能力。由于債務成本具有稅收抵減功能，同時，其擁有財務杠桿的收益功能，使企業(yè)在經營狀況良好時，為企業(yè)帶來更大的收益，提高企業(yè)財務績效。反之，企業(yè)需承擔債務帶來的債務壓力，影響企業(yè)業(yè)績，也不利于為技術創(chuàng)新提供充足的現(xiàn)金流。所以，使用資產負債率（Level）作為控制變量。

企業(yè)成長性（Growth）?？疾煲欢〞r期內企業(yè)經營能力的發(fā)展狀況，是企業(yè)成長分析的目的所在。公司成長速度越快，越有利于吸引投資者，提高市場占有率和財務績效。本文用主營業(yè)務增長率來衡量，即主營業(yè)務增長率越高，企業(yè)發(fā)展速度越快。計算公式為：（當期主營業(yè)務收入－上期主營業(yè)務收入）/上期主營業(yè)務收入×100%。

股權集中度（Oc）。股權集中度在一定程度上反映了公司的治理結構，并通過影響公司治理來影響財務績效。本文選取被投資公司前十大股東持股比例的總和作為衡量標準。

行業(yè)（Ind）。各行業(yè)創(chuàng)新投入程度不同，市場競爭環(huán)境存在差異，對企業(yè)財務績效影響也不盡相同。在證監(jiān)會2012版的行業(yè)分類的基礎上結合本文實際情況，設置13個虛擬變量。

年份（Year）。本文選取的樣本指標為2014～2019年創(chuàng)業(yè)板高新技術企業(yè)，以2014 為參照年，2014年上市公司為1，否則為0，以此類推。

2.3 模型的建立

基于假設H1，建立創(chuàng)新投入與財務績效回歸模型1：

凸輪是原動件，故機構的行程速比系數(shù)K=從動件慢行程凸輪運動角/從動件快行程凸輪運動角。因Φ9= 2π- Φ，故若Φ<180，則從動件的推程是快行程，回程是慢行程，K= Φ9 /Φ= 2π /Φ- 1；若Φ>180，則從動件的推程是慢行程，回程是快行程，K=Φ/Φ9=1/(2π/Φ-1)。

根據(jù)假設H2，VC 介入對企業(yè)財務績效的影響設計為模型2：

基于假設H3 和H4，研究風險投資對創(chuàng)新投入與財務績效的調節(jié)作用，建立引入交互項的多元回歸模型3和4：

模型中，i 表示樣本公司；t 代表時間；ROEi,t為公司i在第t 期的盈利能力；RDi,t-k指公司i 在第t-k 期的創(chuàng)新投入，k 表示滯后期數(shù)（k=0，1，2，3，4，5）；β0為截距項，? 為誤差項。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2是對整個樣本主要變量的統(tǒng)計描述?？傮w來看，財務績效、風險投資持股比例、創(chuàng)新投入主要變量的數(shù)值與均值之間存在一定差異，資產負債率、企業(yè)成長性、股權集中度指標數(shù)值與均值差距明顯。風險投資（VC）極差為1，均值為0.79，表明創(chuàng)業(yè)板高新技術企業(yè)普遍存在風險投資參與。財務績效（ROE）最大值為28.79%，最小值為-64.09%，極差為92.88%，財務績效差異較大，均值為5.14%，可以看出創(chuàng)業(yè)板上市公司盈利水平較低。依據(jù)國際上的研究成果，企業(yè)的研發(fā)強度達到5%就可以在激烈的市場競爭中占據(jù)一席之地。表中創(chuàng)新投入（RD）均值7.04%，大于5%，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司比較重視創(chuàng)新投入。創(chuàng)新投入的極差為30.93%，說明大部分數(shù)值和其平均值之間差異較大。同時，其標準差為5.56%，在一定程度上可以體現(xiàn)出各公司對創(chuàng)新的重視程度不一，這可能受到年份、行業(yè)因素的影響。資產負債率（Level）均值為32.82%，表明負債水平不是很高，擁有不錯的償債能力；極小值為4.41%，可以看出創(chuàng)業(yè)板部分上市公司可以完全靠自有資金進行企業(yè)經營。股權集中度（Oc）均值56.96%，最大值為81.61%，最小值為26.39%，標準差為11.90%，表明創(chuàng)業(yè)板前十大股東的持股分布較為分散，而均值則體現(xiàn)出多數(shù)股權集中在大股東手中的情況。企業(yè)規(guī)模（Size）標準差為0.79，說明數(shù)據(jù)平均值分布集中，最大值和最小值分別為14.32、10.66，進一步說明創(chuàng)業(yè)板高新技術企業(yè)多為中小型企業(yè)。企業(yè)成長性（Growth）標準差為40.67%，極差為265.76%，充分體現(xiàn)出創(chuàng)業(yè)板上市公司經營能力參差不齊，均值為23.83%，一定程度上體現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板上市公司高成長性的特性。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3.2 相關性分析

為進一步分析這些變量之間的相關性，進行了變量間相關性的檢驗，結果見表3：財務績效（ROE）與研發(fā)投入（RD）的相關系數(shù)為-0.086，在1%水平下顯著，表明ROE 與RD 存在顯著的負相關性，初步驗證財務績效與創(chuàng)新投入之間存在負相關關系。財務績效（ROE）與風險投資（VC）的相關性系數(shù)為0.097，在1%的水平上有顯著性，風險投資對財務績效表現(xiàn)為正向促進作用，初步驗證假設2。風險投資（VC）與研發(fā)投入（RD）相關系數(shù)為0.071，在1%水平上具有顯著的正相關性。綜上分析可以看出，風險投資（VC）可能存在對財務績效（ROE）與研發(fā)投入（RD）的調節(jié)作用?？刂谱兞颗c財務績效（ROE）存在顯著相關關系，模型對于這些變量的控制，增強了結果的可信度。由于本文的變量系數(shù)均未超過0.5，因此實證結果不存在多重共線性，不需要對多重共線性進行檢驗。

表3 變量相關關系檢驗結果

3.3 多元回歸分析

3.3.1 創(chuàng)新投入對財務績效影響回歸分析

模型回歸中對行業(yè)和年度進行了控制，為保證回歸結果的直觀性，回歸系數(shù)不作列示。模型1 的實證結果見表4所示，創(chuàng)新投入與當期財務績效在1%的水平上顯著負相關，系數(shù)為-0.412，表明當年創(chuàng)新投入每增加1%，企業(yè)凈資產收益率下降0.41%，創(chuàng)業(yè)板上市公司研發(fā)投入的增加不利于財務績效的提升，可能的原因：創(chuàng)新投入一部分費用化，會在一定程度上削減企業(yè)利潤；創(chuàng)新投入當期可能未完全得到市場認可，暫未獲得相應回報。

表4 創(chuàng)新投入對財務績效影響回歸結果

3.3.2 風險投資對財務績效的影響

從表5中可以看出，風險投資與財務績效在1%水平上顯著為正，相關系數(shù)為0.085，說明風險投資介入對財務績效起促進作用，即相比于無風險投資參與的公司，有風險投資參與的上市公司財務績效會更加良好，主要是因為風險投資能夠解決企業(yè)的資金需求，充足的資金有利于企業(yè)財務績效的提升。驗證了假設H2。

表5 風險投資對財務績效影響回歸結果

3.3.3 風險投資對創(chuàng)新投入與財務績效的調節(jié)作用

表6列示了模型3 和模型4 的實證結果。模型3 加入了風險投資（VC）與創(chuàng)新投入（RD）的交互項，創(chuàng)新投入對財務績效（ROE）的影響為：△ROE/△RD=β1+β3VC。其中，當期RD相關系數(shù)為-0.471，在1%水平上顯著負相關，但交互項RD*VC 系數(shù)為0.147，相關性不顯著。L2.RD*VC的調節(jié)系數(shù)為0.644，在10%水平上顯著正相關，則L2.RD對ROE的影響為：0.159+0.644*VC，表明VC正向調節(jié)創(chuàng)新投入與滯后2期財務績效關系，與假設H3不完全一致。在模型4 中，風險持股比例（VCP）的系數(shù)為-0.222，在5%水平上呈顯著負相關關系，與RD 相關交互項均呈不顯著相關關系，所以，風投持股比例對創(chuàng)新投入與財務績效關系的調節(jié)作用并不顯著。假設H4 不成立。

表6 創(chuàng)新投入、風險投資與財務績效的回歸結果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了驗證實證結果的可靠性，本文選取營業(yè)利潤率（OPM）以代替凈資產收益率（ROE）代表企業(yè)績效，重復以上的回歸過程。

表7列示了模型1 的穩(wěn)健檢驗回歸結果，其中創(chuàng)新投入（RD）回歸系數(shù)為-0.610，在1%水平上當期創(chuàng)新投入與財務績效顯著負相關。L2.RD 系數(shù)為0.470，L2.RD與OPM 在5%水平上存在顯著正相關關系，與模型1 結論一致，所以本文關于創(chuàng)新投入與財務績效關系的結論具有穩(wěn)健性。表8列示了模型2 的穩(wěn)健性檢驗結果，風險投資的相關系數(shù)是0.047，在5%水平上顯著為正，說明風險投資對企業(yè)財務績效起到促進作用，與本文研究得到了相同的結論，本文所述結論具有穩(wěn)健性。

表7 創(chuàng)新投入對財務績效影響穩(wěn)健性檢驗結果

表8 風險投資對財務績效影響穩(wěn)健性檢驗結果

從表9中可以看到：模型3 中當期RD 的相關系數(shù)是-0.681，在1%的水平上顯著負相關，RD*VC 的系數(shù)為0.198，相關性不顯著。L2.RD*VC 交互項系數(shù)為0.827，在5%水平上顯著正相關，L2.RD 對ROE 的影響為：0.202+0.827*VC，即VC 對L2.RD 與ROE 具有顯著的正向調節(jié)效應，與本文研究結論相同。模型4中，VCP與財務績效系數(shù)為-0.235，在5%水平上顯著負相關，VCP 與RD 相關交互項相關程度均不顯著，所以，風投持股比例對調節(jié)創(chuàng)新投入和財務績效的關系沒有顯著效果，結論與本文研究結論一致，實證結果具有穩(wěn)健性。

表9 創(chuàng)新投入、風險投資與財務績效的穩(wěn)健性檢驗結果

4 研究結論及建議

以2014～2019年336 家創(chuàng)業(yè)板高新技術企業(yè)為研究樣本，實證研究了創(chuàng)新投入與財務績效關系，風險投資與財務績效關系，并以風險投資及持股比例為調節(jié)變量進一步研究其對創(chuàng)新投入與財務績效的調節(jié)效應。實證結果表明：

（1）創(chuàng)新投入對當期企業(yè)財務績效存在消極影響，其正向影響具有短期滯后性；（2）風險投資參與有助于提高企業(yè)財務績效；（3）風險投資參與對創(chuàng)新投入與企業(yè)財務績效的正向關系起著積極的調節(jié)作用；（4）風險投資持股比例對于調節(jié)創(chuàng)新投入與企業(yè)財務績效關系并不顯著。

針對以上研究結論提出如下建議：

（1）對企業(yè)來說：第一，針對創(chuàng)新投入對財務績效存在2期滯后效應，企業(yè)需要加強技術創(chuàng)新理念，合理安排創(chuàng)新投入時機，在提高技術創(chuàng)新效率的同時，實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。第二，企業(yè)應加強自身實力以支撐技術創(chuàng)新，在此基礎上積極主動拓寬外部融資渠道，增強創(chuàng)新項目的選擇權，提高市場競爭優(yōu)勢。第三，正確認識風險投資對創(chuàng)新投入與企業(yè)績效的調節(jié)作用。雖然風險投資樂于投資創(chuàng)業(yè)板企業(yè)，但其存在的逐名動機，使得一些風險投資機構并未真正推動企業(yè)財務績效增長。所以，企業(yè)在選擇風險投資機構時應多方考量。（2）對政府來說：第一，政府應加強政策引導，激勵企業(yè)技術創(chuàng)新，著力構建有利于創(chuàng)業(yè)板上市公司技術創(chuàng)新平臺。第二，政府為風險投資的發(fā)展提供良好的發(fā)展環(huán)境。作為傳統(tǒng)融資方式的重要補充，風險投資有利于拓寬企業(yè)融資渠道。通過改進企業(yè)信息披露制度，減少風險投資機構的信息不對稱問題，鼓勵風險資本參與企業(yè)。同時，政府不斷健全相關法律法規(guī)，嚴格管控風險投資過度投機行為，規(guī)范風險投資并逐步完善風險投資退出機制。