項后軍，張 翔，王利沙

(1.廣東金融學院金融與投資學院，廣東 廣州 510521；2.南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，江蘇 南京 210095；3.福建省交通運輸綜合保障服務中心，福建 福州 350000)

一、引 言

中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構、轉(zhuǎn)換經(jīng)濟增長動力是當前形勢下經(jīng)濟發(fā)展工作的重心。在此背景下，如何以合理的方式支持地方企業(yè)的發(fā)展，激發(fā)企業(yè)承擔風險，進而提升其創(chuàng)新能力，是頗具研究價值的重要問題。

政府引導基金作為政策性投資引導基金，在多項政策表述及多個高層次重要會議上均有提及。2015年《國務院關于大力推進大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新若干政策措施的意見》指出，要加快設立國家新興產(chǎn)業(yè)創(chuàng)業(yè)投資引導基金和國家中小企業(yè)發(fā)展基金，逐步建立支持創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新和新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展的市場化長效運行機制。同年1月14日召開的國務院常務會議也提到要建立政府引導基金來助力創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級，重點支持處于“蹣跚”起步階段的創(chuàng)新型企業(yè)。通過政策的引導效應，我國政府希望利用政府引導基金來支持中小企業(yè)發(fā)展，培育戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)。由此，在推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的實踐中，政府引導基金已然成為政府促進企業(yè)發(fā)展的重要手段和政策工具。近年來，政府引導基金的數(shù)量和規(guī)模日益增加，累計數(shù)量從2012年175只增加到2022年1531只，累計規(guī)模從2012年808億元增加到2022年27378億元(1)數(shù)據(jù)來源于CVSource投中數(shù)據(jù)庫。。

值得注意的是，企業(yè)要實現(xiàn)技術創(chuàng)新和高新技術產(chǎn)業(yè)升級，重要前提是提高企業(yè)風險承擔水平。而政府引導基金的一個主要功能和目的便是激勵企業(yè)敢于承擔風險進而銳意創(chuàng)新。對于初創(chuàng)或正在發(fā)展中的高科技和戰(zhàn)略性新興企業(yè)來說，風險承擔對其技術進步和創(chuàng)新具有重要作用，其發(fā)展和成長與敢于承擔風險是密不可分的。故此，能否提高企業(yè)風險承擔水平成為我們衡量政府引導基金這一政策是否普遍有效的關鍵之一。

然而尚未有文獻注意到政府引導基金對企業(yè)風險承擔的影響。特別是，考慮到政府引導基金目的之一是引導中小企業(yè)創(chuàng)新(2)見2014年《中小企業(yè)發(fā)展專項資金管理暫行辦法》及2015年《國務院關于大力推進大眾創(chuàng)業(yè)萬眾創(chuàng)新若干政策措施的意見》。，研究政府引導基金政策有效性時應該關注該政策對中小企業(yè)的影響。那么，政府引導基金能否提升企業(yè)風險承擔水平？這種影響在不同規(guī)模企業(yè)間是否存在差異？更具體地說，政府引導基金是否對所有企業(yè)的風險承擔都具有促進作用，還是只對大企業(yè)具有“錦上添花”的助強效果？這些均是本文研究的主要問題。

文章余下內(nèi)容分為四個部分：第二部分是文獻綜述；第三部分是理論分析及研究設計；第四部分是實證結(jié)果及分析；第五部分是進一步研究；第六部分是結(jié)論與啟示。

二、文獻綜述

政府引導基金本質(zhì)上屬于一種具有政策屬性的風險投資基金，其在一定程度上兼具一般性風險投資基金的優(yōu)勢，又能彌補風險資本無法提供充足資金支持等方面的不足[1]。首先，與單個風險投資機構參與相比，政府引導基金可以吸引其他風險投資、成長基金等機構的加入，由多家風險投資機構共同出資使得企業(yè)在創(chuàng)新方面的表現(xiàn)更為優(yōu)異[2]。其次，風險投資對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響具有一定的門檻效應：只有當企業(yè)吸引的社會資本到達一定水平時，風險投資的推動作用才能顯著地反映在被投資企業(yè)的創(chuàng)新投入上，而政府引導基金可以為企業(yè)引入充足社會資本，這在一定程度上緩解了門檻效應帶來的弊端[3]。

政府引導基金的引入可以對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生諸多積極作用。Lerner(1999)以美國的SBIR為研究對象，發(fā)現(xiàn)在SBIR的幫助下，被支持企業(yè)的銷售額和雇員人數(shù)都有了較為顯著的提高[4]；Munari和Toschi(2015)則在英國混合型基金中，發(fā)現(xiàn)相較于未接受政府引導基金支持的企業(yè)，接受了政府引導基金支持的企業(yè)能夠吸引更多的風險投資及社會資本的流入[5]；由政府引導基金扶持的公司在創(chuàng)新成果方面的投入要高于沒有政府引導基金支持的公司。而隨著政府引導基金投入的增加，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出也會隨之增加[6]。

企業(yè)實現(xiàn)創(chuàng)新，其風險承擔水平顯然是不可忽視的。企業(yè)風險承擔水平越高，意味著企業(yè)更具有冒險創(chuàng)新精神和經(jīng)營活力，這對于一個企業(yè)的成功和長久發(fā)展至關重要[7]。當企業(yè)風險承擔水平增加時，企業(yè)的銷售額和資產(chǎn)的增長速度都會相應地提升。同時，企業(yè)風險承擔意識和意愿的提高，也可以促進其提高研發(fā)投資和資本支出，不斷進行產(chǎn)品創(chuàng)新，從而提高企業(yè)的競爭優(yōu)勢。以企業(yè)風險承擔作為中介對象研究對企業(yè)創(chuàng)新影響的文獻已經(jīng)充分證明企業(yè)風險承擔水平的提高可以對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生促進作用[8][9]。而聚焦于政府引導基金對企業(yè)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)升級的激勵作用，鄧曉蘭和孫長鵬(2019)發(fā)現(xiàn)政府引導基金可以通過促進企業(yè)創(chuàng)新推動產(chǎn)業(yè)升級[10]。這也為政府引導基金助推產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級以及支持地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)。

綜上所述，目前的研究仍存在一定的拓展空間：

其一，關于政府引導基金支持企業(yè)發(fā)展的政策效應研究尚不全面，缺少對風險承擔這一重要環(huán)節(jié)的探索。僅有少量文獻關注具體政策對企業(yè)風險承擔的影響[11]；而具體到政府引導基金對微觀企業(yè)行為影響的文獻，則多集中于對企業(yè)創(chuàng)新進行探索[12][13]。但作為企業(yè)創(chuàng)新的前置環(huán)節(jié)，政府引導基金作用于企業(yè)風險承擔行為的影響顯然是不可忽視的。

其二，現(xiàn)有政府引導基金的相關研究大多未能關注政策是否真正作用于中小企業(yè)。檢驗政府引導基金是否有效，需要重點關注其對中小成長型企業(yè)的影響。

基于此，本文針對上述問題展開研究：

首先，本文對政府引導基金的企業(yè)風險承擔效應進行檢驗，完善了政府引導基金對企業(yè)風險承擔影響的研究內(nèi)容。從企業(yè)風險承擔這一視角對政府引導基金的影響效果進行評估，以期揭示其作用于企業(yè)的具體渠道，豐富了政府引導基金與微觀企業(yè)行為的相關研究內(nèi)容。

其次，本文在對政府引導基金的政策實施效果進行評估時，著重關注政策是否有效作用于中小企業(yè)。因此，本文研究樣本除了我國A股主板企業(yè)之外還涵蓋了創(chuàng)業(yè)板和中小板企業(yè)。

三、理論分析及研究設計

(一)理論分析

1.基于認證理論的融資約束渠道。認證理論認為，在投資活動中政府資金代表著某種積極的信號，吸引其他潛在投資者的加入，從而緩解因投資者與企業(yè)間的信息不對稱而造成的融資難問題[4]。企業(yè)在發(fā)展初期面臨著較為嚴重的融資約束問題：在債務融資層面，從銀行獲得貸款需要大量抵押物和質(zhì)押物；在股權融資層面，投資方面臨著較高的搜尋成本與核實成本。由此，融資約束制約了企業(yè)開展較高風險的經(jīng)營活動，如產(chǎn)品研發(fā)、技術創(chuàng)新、拓展新業(yè)務等，從而壓縮了其創(chuàng)造收益的空間，不利于企業(yè)的成長與壯大。

政府引導基金的引入可以起到資金的信號杠桿作用。首先，政府引導基金可以引導投資機構等社會資本的股權投入，從根本上壯大企業(yè)資本，緩解企業(yè)的融資困境；其次，政府引導基金還可以通過政府初步“認證”的信號對企業(yè)的銀行信貸起到增信作用。政府引導基金的支持可以改變企業(yè)可能會遭受的信貸歧視狀況，使企業(yè)在商業(yè)銀行的授信額度得以提升，增強其信貸可得性，降低債務融資成本。

更細致來講，政府引導基金對企業(yè)融資約束的緩解作用貫穿于企業(yè)發(fā)展全過程。在企業(yè)發(fā)展初期，其面臨的信息不對稱問題尤其明顯，股權投資基金出于逐利的本性不愿意投資于風險大、周期長的行業(yè)和處于發(fā)展早期的中小企業(yè)。而政府引導基金由于具有政策扶持屬性，在一定程度上緩解了這種由信息不對稱導致的“市場失靈”。政府引導基金在進行股權投資前，需要經(jīng)過較為嚴格的篩選與認證程序，包括綜合考慮被投資企業(yè)的成長性及其與國家戰(zhàn)略的一致性，從而使其投資具有通過政府引導基金認可的認證功能。由此，市場化的風險基金等社會資本被政府引導基金帶動起來，助力企業(yè)后續(xù)各個階段的發(fā)展。政府引導基金通過發(fā)揮其關鍵的認證(信號)作用和杠桿作用，改善企業(yè)融資困境，提高企業(yè)風險承擔水平，使得企業(yè)具備進行研發(fā)和開展高風險高收益經(jīng)營活動的能力。

2.基于委托代理理論的代理問題渠道。委托代理理論認為，管理者的個人財富和專用性人力資本高度集中于所供職的企業(yè)。由于自身利益和職業(yè)需求，管理者與企業(yè)股東目標可能不一致，結(jié)果往往表現(xiàn)為對企業(yè)風險承擔的意愿不同，由此產(chǎn)生代理問題。嚴重的代理問題甚至會導致企業(yè)管理者放棄某些高風險卻能獲得較高預期回報的項目，違背企業(yè)的價值最大化原則[14]。由此可見，代理問題是影響企業(yè)風險承擔水平的重要因素。

需要強調(diào)的是，政府引導基金可以在一定程度上緩解被投資企業(yè)內(nèi)部的代理問題。不同于以往財政資金和產(chǎn)業(yè)基金，政府引導基金中政府以合伙人身份出資，并不參與基金后續(xù)的具體運作與管理。但作為母基金，政府引導基金后續(xù)會及時委托給市場化創(chuàng)投機構進行管理和運作，并對被投資企業(yè)采取多種強化監(jiān)管的措施。同時，市場化的創(chuàng)業(yè)投資機構具有更為專業(yè)的技能和知識，受委托管理被投資企業(yè)時還可以為其提供各種增值服務。

無論是監(jiān)管還是增值服務，它們均能在一定程度上削弱企業(yè)管理者的道德風險，緩解企業(yè)內(nèi)部面臨的代理問題。首先，在強化監(jiān)管層面，創(chuàng)投機構對市場及行業(yè)有著深入的了解，具備信息優(yōu)勢，實施專業(yè)的監(jiān)管可以減少企業(yè)管理者的機會主義行為，降低企業(yè)管理者選擇優(yōu)質(zhì)項目的機會成本，從而緩解企業(yè)內(nèi)部存在的代理問題；其次，在提供增值服務層面，創(chuàng)業(yè)投資機構有著豐富的投資經(jīng)驗和關系網(wǎng)絡，可以給出相應的發(fā)展建議和經(jīng)營戰(zhàn)略。這類增值服務可以增加企業(yè)管理者機會主義行為的機會成本，提升企業(yè)管理者選擇優(yōu)質(zhì)項目的期望收益，這同樣也在一定程度上緩解了代理問題[15]。故政府引導基金既具有政府認證的信號作用，又可以利用后續(xù)創(chuàng)業(yè)投資機構的監(jiān)管和增值服務緩解企業(yè)的代理問題，從而促使其敢于承擔風險，選擇有利于企業(yè)長期發(fā)展的項目。

綜上分析，首先，政府引導基金的政府資金認證作用使得企業(yè)面臨的融資約束問題得到緩解，可以獲得更為充裕的資金，相較之前更有能力進行風險承擔活動；其次，政府引導基金由創(chuàng)業(yè)投資機構投資者運作和管理，通過各種監(jiān)管和提供增值服務，來緩解被投資企業(yè)內(nèi)部的代理問題，使得企業(yè)承擔風險的意愿得以增強。

據(jù)此本文提出以下假說：

假說1：政府引導基金的支持可以顯著提升企業(yè)風險承擔水平。

假說2：政府引導基金通過降低融資約束和緩解代理問題的傳導渠道來提升企業(yè)的風險承擔水平。

(二)模型設定

根據(jù)上文分析，為驗證假說1，本文基于政府引導基金投資企業(yè)時間不同的特點，采用多期DID模型進行檢驗，同時參考王艷艷等(2020)的做法構建以下模型[16]：

Riski，t=α0+α1didi，t+λControli，t+μi+γt+φi，t

(1)

模型(1)中，i表示企業(yè)，t表示時間；did為政府引導基金的雙重差分估計量，即模型中的解釋變量，它是組別虛擬變量(treat)和時間虛擬變量(post)的交互項；Risk為風險承擔變量，即模型中的被解釋變量，具體而言，Risk3代表滾動窗口期為3年，后文穩(wěn)健性檢驗中使用Risk4代表滾動窗口期為4年；Control為企業(yè)層面控制變量，μ為企業(yè)個體固定效應，?為時間固定效應。

關鍵解釋變量為政府引導基金(did)。本文根據(jù)不同企業(yè)在不同年份得到政府引導基金的支持的具體情況，設置變量did。在同時控制企業(yè)個體固定效應和時間固定效應的前提下，did本身可以實現(xiàn)雙重差分的效果。did代表企業(yè)是否接受了政府引導基金支持，企業(yè)在獲得政府引導基金支持當年及之后的年份，did取1；其他情況，did取0。

被解釋變量為企業(yè)風險承擔(Risk)。參考John等(2008)、余明桂等(2013)以及何瑛等(2019)，本文以企業(yè)在滾動窗口期內(nèi)的ROA波動程度來衡量企業(yè)風險承擔水平，波動程度愈大，說明企業(yè)風險承擔水平愈高[17][18][19]。同時，考慮到行業(yè)的異質(zhì)性特征對企業(yè)風險承擔水平的可能影響，即不同行業(yè)本身風險承擔水平存在差異，本文利用行業(yè)企業(yè)利潤率平均值進行調(diào)整(3)限于篇幅，此處具體公式，作者備索。。

參考企業(yè)風險承擔的相關研究，本文從企業(yè)財務特征、治理特征等方面選取企業(yè)規(guī)模、杠桿率、企業(yè)成長性、股權集中度、所有權性質(zhì)、企業(yè)經(jīng)營年限、賬面市值比、兩職合一、固定資產(chǎn)規(guī)模以及經(jīng)營業(yè)績作為企業(yè)層面的微觀控制變量[18][20]。同時，本文參考聶輝華等(2020)的做法，以時間固定效應來控制宏觀層面的影響因素[21]。

各變量含義及度量方法見表1。

表1 變量說明

(三)數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計

本文選取中國A股主板和創(chuàng)業(yè)板、中小板企業(yè)2010—2020年度數(shù)據(jù)為研究樣本。鑒于風險承擔水平的度量需要使用三年窗口期的ROA數(shù)據(jù)，因此企業(yè)風險承擔度量指標的區(qū)間為2010—2018年。

按照研究需要，本文對原始樣本進行如下處理：(1)剔除金融類企業(yè)、ST公司等財務異常公司。(2)剔除重要數(shù)據(jù)缺失的樣本。比如，結(jié)合企業(yè)風險承擔的計算方法，剔除了觀察期內(nèi)ROA未能滿足連續(xù)三年的樣本。(3)對所有連續(xù)性變量進行1%和99%的縮尾處理，以消除極端值對研究結(jié)論的影響。最終獲取包含3159家公司的24420個觀測值。本文政府引導基金的數(shù)據(jù)來自清科私募通，并經(jīng)進一步手工整理得到，其他數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和作者手工收集。表2報告了本文實證數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果及分析

(一)基準回歸結(jié)果

針對模型(1)，采用雙向固定效應進行回歸，結(jié)果見表3。

表3 基準回歸結(jié)果

表3對模型(1)的回歸結(jié)果中，第(1)列為未加入控制變量但同時控制了雙向固定效應的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)政府引導基金(did)的回歸系數(shù)為0.0138且在1%水平上顯著。第(2)列為加入控制變量同時控制了雙向固定效應的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)政府引導基金(did)的回歸系數(shù)為0.0189且在1%水平上顯著。因此，總體上政府引導基金的支持對企業(yè)風險承擔具有正向的促進作用，假說1成立。

(二)穩(wěn)健性檢驗(4)限于篇幅，本文未報告穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，作者備索。

1.平行趨勢檢驗。為驗證模型(1)是否滿足平行趨勢假設，本文考察政府引導基金對企業(yè)風險承擔的動態(tài)效應，并采取與Giroud(2013)和饒品貴等(2019)相類似的雙向固定效應估計方法，構建如下回歸模型[22][23]：

(2)

上述模型中，did為政府引導基金變量，以政策支持前一期did-1為基期。根據(jù)平行趨勢檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)政策沖擊前四年、前三年、前兩年的回歸系數(shù)均不顯著，證明基準回歸模型基本滿足平行趨勢假定。同時，政策沖擊后一年、后二年的回歸系數(shù)顯著，證明政策具有一定的沖擊效果。上述結(jié)果表明平行趨勢假定得以滿足，這為本文DID方法使用的有效性提供了較好的支撐。

2.安慰劑檢驗。本文選取改變政策發(fā)生時間的方法進行安慰劑檢驗，這一方法可以有效地排除其他難以觀測因素造成的經(jīng)濟后果，得到更加可信的因果識別效應。參考梁若冰和王群群(2021)，將獲得引導基金支持發(fā)生時間提前一年，從而構造政府引導基金變量(did1)，來判斷政府引導基金對企業(yè)風險承擔水平的提升效應是否受其他因素干擾[24]。結(jié)果顯示，回歸系數(shù)均不顯著，說明研究結(jié)果穩(wěn)健。

3.傾向得分匹配法。為緩解樣本選擇偏差的問題，本文選用傾向得分匹配法做進一步的檢驗，盡量使得實驗組和對照組的差異僅來自于政策。先根據(jù)控制變量計算匹配傾向得分，然后運用最近鄰方法進行1∶5匹配(匹配結(jié)果較為理想)。本文進一步將采用近鄰匹配后的樣本帶入模型(1)中進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)匹配后的回歸結(jié)果與匹配前保持一致，一定程度上緩解了樣本偏差問題。

4.替換被解釋變量。為避免被解釋變量滾動觀測期對研究結(jié)論造成的可能影響，本文在穩(wěn)健性檢驗部分改變觀測時段的長度，以四年作為一個滾動觀測期進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果依然穩(wěn)健，說明本文結(jié)論不受觀測時段的影響。

5.考慮其他政策影響。前文雖進行了一系列的內(nèi)生性問題處理，但結(jié)果仍可能會受同時期其他并行政策的干擾。本文重點考慮了“營改增”這一稅收政策對研究結(jié)果的影響[25]。為了排除稅收政策對政府引導基金政策效應的可能干擾，本文參考曹清峰(2020)的做法，在模型(1)的基礎上加入“營改增”稅收政策變量進行檢驗[26]?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在加入“營改增”稅收政策變量后，政府引導基金對企業(yè)風險承擔的回歸系數(shù)依舊顯著并且為正，證明政府引導基金對所支持企業(yè)風險承擔水平的提升作用依然穩(wěn)健。

(三)對政府引導基金效果的分組檢驗

為進一步分析政府引導基金對企業(yè)風險承擔的影響在不同規(guī)模企業(yè)間的差異，本文按2020年年末樣本企業(yè)的規(guī)模中位數(shù)作為臨界值，將樣本分為大規(guī)模企業(yè)和中小規(guī)模企業(yè)兩類并進行分組回歸(5)根據(jù)分類情況大規(guī)模企業(yè)組基本以主板市場企業(yè)為主體，而中小規(guī)模企業(yè)組則主要由創(chuàng)業(yè)板和中小板企業(yè)構成。。結(jié)果見表4。

表4 基于企業(yè)規(guī)模的分組回歸

表4顯示，在企業(yè)規(guī)模不同時，政府引導基金對企業(yè)風險承擔的作用不同。其中，在大規(guī)模企業(yè)中，回歸系數(shù)為正且在1%水平上顯著；在中小規(guī)模企業(yè)中，回歸系數(shù)為正但不顯著，即在大規(guī)模企業(yè)中政府引導基金對企業(yè)風險承擔產(chǎn)生正向促進作用，而對中小企業(yè)來說，政府引導基金的促進作用并不明顯。這說明政府引導基金只起到了對大企業(yè)“錦上添花”的助強作用，并未實現(xiàn)對中小企業(yè)“雪中送炭”的扶弱愿景。

規(guī)模較大的企業(yè)具備一定的規(guī)模經(jīng)濟效應，有較好的內(nèi)部資源基礎進行投資活動，包括進行多元化投資和加大投資力度等。在獲得政府引導基金支持后，這部分企業(yè)能夠?qū)①Y源進行更為有效地分配和利用，更多地投資于高風險高收益的項目來促使企業(yè)成長。而政府引導基金的支持，可以為其提供良好的外部環(huán)境，使其經(jīng)營和投資環(huán)境得以改善，如通過補償渠道來為企業(yè)因承擔風險而產(chǎn)生的損失提供一定補償?shù)?。除了促使企業(yè)更有效利用內(nèi)部資源和為企業(yè)提供良好外部環(huán)境之外，政府引導基金還將機構投資者引入企業(yè)治理，一定程度上對企業(yè)管理者的機會主義行為進行監(jiān)督，從而使政府引導基金對規(guī)模較大企業(yè)風險承擔的促進作用較為顯著。

政府引導基金在助力中小企業(yè)時，則會面臨投資對象選取上的難題。中小規(guī)模企業(yè)具有基數(shù)大、發(fā)展不確定性強的特點，這使得政府引導基金在選取企業(yè)進行助力和培育時存在重大的困難。政府引導基金投入中小規(guī)模企業(yè)，往往是在其發(fā)展的初期或初中期，對其發(fā)展前景的認識很難一步到位，且這類企業(yè)在發(fā)展過程中較易受到諸多不利因素的影響，發(fā)展不確定性較大。這將會極大地增加投資風險，影響投資效果。具體地講，中小企業(yè)發(fā)展具有高度不確定性，并非每家中小企業(yè)均可在未來成為“京東方”式的明星企業(yè)。即使是對市場了解深入的專業(yè)創(chuàng)投機構也很難準確選取出優(yōu)質(zhì)的成長型中小企業(yè)，故其更傾向于投資處于發(fā)展中期或成熟期的較大規(guī)模企業(yè)。政府引導基金在選取中小企業(yè)進行扶持助力時很難恰好選中最需要關注與支持的企業(yè)，“賭對”的難度極大。也正因為如此，引導基金無法較快地投入充足資金對中小企業(yè)進行引導，結(jié)果也影響到后續(xù)社會資本的跟投。

總之，投資對象發(fā)展不確定性高、選取難度大的困境，直接導致政府引導基金對中小規(guī)模企業(yè)的助力程度低和投資力度不足(政府引導基金無從準確發(fā)力，同時又不可亂發(fā)力)，進而對社會資本的引導效應有限，最終導致政府引導基金對中小企業(yè)的認證效果和杠桿效應很難突破自身條件和資源環(huán)境的制約，達到“扶弱”的效果。

五、進一步研究

前文的基準模型驗證了政府引導基金從總體上提高了企業(yè)風險承擔水平。為進一步分析政府引導基金作用于企業(yè)風險承擔的具體路徑，本文對具體傳導機制進行檢驗。為驗證假說2，本文參考江艇(2022)的傳導機制分析框架構建模型，對政府引導基金影響企業(yè)風險承擔的傳導機制進行檢驗[27]：

Zi，t=α0+α1didi，t+λControli，t+μi+γt+φi，t

(3)

其中，Zi，t為傳導機制變量：對于融資約束渠道，參考杜勇等(2019)和鞠曉生等(2013)，本文選擇以SA指數(shù)絕對值來衡量企業(yè)面臨的融資約束指標(FC)[28][29]；對于代理問題渠道，本文基于代理成本理論并參考張宗益和鄭志丹(2012)以自由現(xiàn)金流(CF)來衡量[30]。傳導機制檢驗結(jié)果見表5。

表5 傳導機制檢驗結(jié)果

表5第(1)列為融資約束渠道的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，政府引導基金對融資約束的回歸系數(shù)顯著為負，說明政府引導基金使得企業(yè)融資約束得到顯著緩解。而第(2)列為代理問題渠道的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)政府引導基金對代理成本的回歸系數(shù)為-0.0312且在1%水平上顯著，同樣說明政府引導基金使得企業(yè)代理成本顯著降低，內(nèi)部代理問題得以緩解?；诖耍Y(jié)合模型(1)和(3)的檢驗結(jié)果，可以證明政府引導基金通過緩解融資約束和降低代理成本的傳導機制來提高企業(yè)風險承擔水平，假說2成立。

六、結(jié)論與啟示

作為新型的積極財政政策工具，政府引導基金目的是為了引入更多資金，以助力創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的成長與發(fā)展，而企業(yè)風險承擔水平的提升是其發(fā)揮作用的重要前提?；诖?，本文的研究發(fā)現(xiàn)政府引導基金總體上提高了被支持企業(yè)的風險承擔水平，但政府引導基金對企業(yè)風險承擔的影響效應并非普遍有效，在不同規(guī)模的企業(yè)中具有明顯的差異。具體表現(xiàn)為在大規(guī)模企業(yè)中，政府引導基金對企業(yè)風險承擔具有正向促進作用，而在中小規(guī)模企業(yè)中，這種促進作用并不明顯。由于大規(guī)模企業(yè)大多在發(fā)展資源和條件上本身就具有明顯優(yōu)勢，引導基金只起到了“助強”的效果，尚未發(fā)揮“扶弱”的作用。最后，本文進一步發(fā)現(xiàn)政府引導基金通過緩解企業(yè)融資約束及代理問題兩種傳導渠道，提升了企業(yè)風險承擔水平。

上述結(jié)論說明地方政府引導基金的成功可能并非孤例，各地可以適當?shù)匾M已經(jīng)較為成功的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，以這些規(guī)模較大企業(yè)為先鋒，發(fā)揮好引導基金的“助強”效果，探索出一套切實有效的運作模式，使更多的成功案例在全國范圍內(nèi)得以涌現(xiàn)。此外，還需要正視引導基金的困境，即優(yōu)質(zhì)中小企業(yè)的識別和挖掘難度較大。除了主動出擊之外，識別工作還需要政府最大程度地鼓勵企業(yè)毛遂自薦，勇于展示自身的發(fā)展價值和潛力。最后，政府引導基金既要遵循謹慎原則，又不能過于縮手縮腳。政府要敢負責任，勇于善于挖掘高質(zhì)量的中小企業(yè)。在謹慎選取優(yōu)質(zhì)企業(yè)的基礎上，政府需迅速地引入社會創(chuàng)業(yè)風險投資機構進行跟進再甄別，以此為基礎加強再引導，并進而適度加大政府引導基金的投入力度，充分發(fā)揮政府引導基金對企業(yè)的引導作用。