蘆 鋒 趙雯雯

1 引 言

在當(dāng)代市場競爭中，企業(yè)通過增加其固定資產(chǎn)等有形資產(chǎn)等方式已不能滿足日益激烈的競爭環(huán)境，想要獲得持續(xù)的競爭優(yōu)勢，就需要不斷加強其創(chuàng)新力。在“新常態(tài)”經(jīng)濟下，國家逐漸調(diào)整經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)，追求更加有效的經(jīng)濟增長方式，更加強調(diào)企業(yè)創(chuàng)新的重要性。2015年，在兩會政府工作報告中指出通過實行體制創(chuàng)新，不斷推動整體科技創(chuàng)新的方法，例如鼓勵原始創(chuàng)新、支持基礎(chǔ)研究、開放科研基礎(chǔ)設(shè)施等。在十八屆三中全會的“十二五”規(guī)劃中也明確提出要加強對創(chuàng)新的激勵政策，加強企業(yè)創(chuàng)新能力，加強對其知識產(chǎn)權(quán)的保護，推動其整體技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。因此，企業(yè)在國家積極政策的號召下，逐漸加大自身內(nèi)部改革，提高管理水平，增強企業(yè)創(chuàng)新能力，以不斷適應(yīng)市場變化，獲得其核心競爭力。

科技型中小企業(yè)是市場經(jīng)濟的主要參與者，為市場提供了源源不斷的創(chuàng)新力，而資金是企業(yè)獲得創(chuàng)新力所必不可少的因素之一。然而，由于在企業(yè)創(chuàng)新過程中具有高風(fēng)險、高收益等特性，而中小企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模較小、成立時間較短、信用較低，面臨較大的融資約束程度，其主要資金來源于企業(yè)內(nèi)部，從金融機構(gòu)獲得資金支持的難度較其他企業(yè)更加困難（林潔，2008［1］）。另外，不同股權(quán)下的科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束程度有明顯差異，對其創(chuàng)新投資也有著不同的影響。所以，對于不同股權(quán)下的科技型中小企業(yè)融資約束與創(chuàng)新投資間的影響研究顯得尤為重要。

本文在借鑒國內(nèi)外研究基礎(chǔ)上，以我國科技型中小企業(yè)2014-2018年數(shù)據(jù)為研究對象，運用面板門檻模型，分析科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束對該企業(yè)創(chuàng)新投資的影響研究；其次，進一步探討不同股權(quán)性質(zhì)下的科技型中小企業(yè)的融資約束與創(chuàng)新投資間的差異性；最后，為科技型中小企業(yè)在有關(guān)融資的創(chuàng)新投資決策方面提供參考依據(jù)。

2 文獻綜述

企業(yè)融資根據(jù)其資金來源可以分為內(nèi)部融資和外部融資。根據(jù)MM理論，內(nèi)部和外部融資方式并沒有差別，但實際經(jīng)濟環(huán)境是不完善的資本市場，存在信息不對稱、代理問題等因素，內(nèi)部融資和外部融資具有明顯差異，因此，融資約束成為衡量企業(yè)外部融資相對內(nèi)部融資難易程度的主要指標。

關(guān)于融資約束程度模型，主要是投資——現(xiàn)金流敏感度模型和現(xiàn)金——現(xiàn)金流融資約束模型。投資——現(xiàn)金流敏感度模型由Fazzari、Hubbard和Petersen（1988）［2］最先提出，研究證明當(dāng)企業(yè)融資約束越大時，其投資——現(xiàn)金流就會越敏感。眾多學(xué)者在此基礎(chǔ)上，通過一系列的實證分析，證實了投資——現(xiàn)金流敏感度模型的有效性。但是，其他學(xué)者通過其他的實證研究，發(fā)現(xiàn)融資約束與投資——現(xiàn)金流敏感度間并不呈正相關(guān)，反而存在負相關(guān)關(guān)系。自此，學(xué)術(shù)界關(guān)于投資——現(xiàn)金流敏感度是否能合理量化融資約束程度展開了激烈的爭論，存在一定的爭議。Moyen（2004）［3］首次提出利用投資——現(xiàn)金流敏感度來量化融資約束程度存在一定的局限性，其局限原因主要是與企業(yè)融資環(huán)境和股東與管理者間的代理問題有關(guān)。因此，眾多學(xué)者開始探討能夠合理量化融資約束度的指標。Whited和Wu（2006）［4］以美國資本市場為背景，提出了WW指數(shù)，該指數(shù)能夠較好的衡量企業(yè)融資約束程度，但是存在明顯的限制條件，數(shù)據(jù)必須是來自發(fā)達資本市場，不適合我國現(xiàn)階段企業(yè)融資約束現(xiàn)狀。Kaplan和Zingales（1997）［5］也提出了著名的KZ指數(shù)，通過利用公司的具體指標（現(xiàn)金流、股利、資產(chǎn)負債率、固定資產(chǎn)等財務(wù)指標）進行次序邏輯回歸分析，得出一個綜合性指標，來量化融資約束程度。KZ指數(shù)能夠結(jié)合具體實際，較為全面的得出融資約束值，應(yīng)用較為廣泛。

不同股權(quán)的企業(yè)面臨不同的融資約束程度。Li（2009）［6］以不同股權(quán)性質(zhì)的企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)性質(zhì)的企業(yè)比其他企業(yè)而言，所面臨融資約束程度較低。唐小飛等（2011）［7］以我國房地產(chǎn)企業(yè)的具體數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進行實證研究，具體將其劃分為國有控股與非國有控股房地產(chǎn)企業(yè)，同樣發(fā)現(xiàn)國有控股的上市房地產(chǎn)企業(yè)的融資約束程度明顯低于非國有控股房地產(chǎn)企業(yè)。部分學(xué)者通過實證分析，持有相反的觀點，他們認為國有企業(yè)所面臨的融資約束程度更高。饒華春（2009）［8］通過運用GMM估計模型，實證表明國有上市企業(yè)面臨較嚴重的融資約束，通過金融發(fā)展能有效緩解其融資約束程度。王家庭和趙亮（2010）［9］則運用隨機前沿計量模型，以我國上市企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)普遍存在顯著的融資約束，并且國有企業(yè)的融資約束程度較大。

創(chuàng)新一直是科技型中小企業(yè)的主要經(jīng)營目標。最初，“創(chuàng)新”一詞由熊彼特提出，主要指將現(xiàn)有資源進行新的分類組合，來獲得商業(yè)化或者工業(yè)化應(yīng)用，主要包括：新產(chǎn)品、新流程、新市場和新管理方式等（Schumpeter，1934［10］）。Schumpeter（1942）［11］通過對相關(guān)創(chuàng)新定義的研究，認為創(chuàng)新是企業(yè)作為創(chuàng)新主體，通過重新組合企業(yè)要素來構(gòu)造新的生產(chǎn)函數(shù)的過程。Solow（1957）［12］在原先基礎(chǔ)上進行了相關(guān)修改，認為創(chuàng)新需要經(jīng)過兩個階段，即新思想的誕生階段和轉(zhuǎn)化階段。企業(yè)創(chuàng)新活動具有高投入、高風(fēng)險等特點，其過程需要大量的資金投入（劉建江和石大千，2019［13］）。因此，創(chuàng)新投資是企業(yè)創(chuàng)新活動中的主要源泉，主要指在創(chuàng)新活動中發(fā)生的所有相關(guān)性支出，包括直接發(fā)生和間接發(fā)生的各項支出，例如在產(chǎn)品生產(chǎn)、技術(shù)改造、標準制定等各個環(huán)節(jié)發(fā)生的費用。

通過查閱國內(nèi)外研究現(xiàn)狀，總體而言，有關(guān)科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束對創(chuàng)新投資的影響研究還不夠全面，特別是有關(guān)不同股權(quán)下的科技型企業(yè)的研究更為缺乏。多數(shù)研究都證明融資約束是影響企業(yè)創(chuàng)新投資的重要因素之一，多數(shù)企業(yè)融資更傾向于企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流（Himmelberg和Petersen，1994［14］；唐清泉和肖海蓮，2012［15］；胡杰和秦瑞，2013［16］；劉建民等，2019［17］）。其次，國內(nèi)外學(xué)者主要分析各種外部資金對全樣本企業(yè)創(chuàng)新投資的影響，但是對于不同股權(quán)性質(zhì)下的科技型中小企業(yè)研究較少（張杰等，2012［18］）。最后，實證研究大多是有關(guān)于國外融資約束和科技型中小企業(yè)創(chuàng)新投資間關(guān)系，基于中國等發(fā)展中國家的實證研究則相對較少，且都為簡單線性回歸分析（郭宏毅和袁易明，2018［19］）。因此，本文在此基礎(chǔ)上，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：融資約束與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新投資間是否存在門檻效應(yīng)？

假設(shè)2：不同股權(quán)下的融資約束與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新投資間是否存在門檻效應(yīng)，是否存在差異性？

3 研究設(shè)計

3.1 變量選取

本文的被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新投資，以本年無形資產(chǎn)增量與期末總資產(chǎn)的比率表示企業(yè)創(chuàng)新投資。主要原因是無形資產(chǎn)增值反映了企業(yè)在該年度創(chuàng)新投入狀況，可以有效衡量企業(yè)創(chuàng)新投資現(xiàn)狀。

融資約束為本文的解釋變量和門檻變量，本文以KZ指數(shù)來表示。有關(guān)KZ指數(shù)的衡量，參考魏志華等（2014）［20］和Kaplan、Zingales（1997）［5］有關(guān)融資約束程度的構(gòu)建過程，通過結(jié)合我國中小企業(yè)的實際數(shù)據(jù)構(gòu)建新的KZ指數(shù)，來衡量我國科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束水平，其具體構(gòu)造步驟為：首先，選取流動比率、股利支付率、凈資產(chǎn)現(xiàn)金回收率、資產(chǎn)負債率和資產(chǎn)規(guī)模為主要衡量指標，若流動比率小于其中位數(shù)，則KZ1=1，否則KZ1=0；若股利支付率小于其中位數(shù)，則KZ2=1，否則KZ2=0；若凈資產(chǎn)現(xiàn)金回收率小于中位數(shù)，則KZ3=1，否則KZ3=0；若資產(chǎn)負債率大于其中位數(shù)，則KZ4=1，否則KZ4=0；若資產(chǎn)規(guī)模小于其中位數(shù)，則KZ5=1，否則KZ5=0。

本文的控制變量主要為營運資金比率（Wcr）、長期借款比率（Lbr）、凈資產(chǎn)增長率（ROE）和固定資產(chǎn)比率（FIX）。

表1 變量定義表

3.2 模型設(shè)計

本文首先采用固定效應(yīng)模型（1）進行融資約束對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新投資的影響研究。

其中，Init表示第i個公司第t年的科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新投資，KZit表示第i個公司第t年的科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束程度，Xit表示模型中的控制變量，分別為營運資金比率（Wcr）、長期借款比率（Lbr）、凈資產(chǎn)增長率（ROE）和固定資產(chǎn)比率（FIX），ui為個體異質(zhì)性的截距項，εit為擾動項。

由于固定效應(yīng)模型只能簡單研究變量間線性關(guān)系，本文分別采用單一門檻模型（2）、雙重門檻模型（3）和三重門檻模型（4）進行進一步實證研究。其中，I(●)表示指標函數(shù)，當(dāng)滿足括號內(nèi)條件，I(●)為1；當(dāng)不滿足條件時，I(●)為0。

3.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取我國滬深兩市中的科技型中小企業(yè)為樣本進行實證研究，經(jīng)過相關(guān)數(shù)據(jù)處理，得出所需的平衡面板數(shù)據(jù)。本文由2014-2018年375家科技型中小企業(yè)平衡面板數(shù)據(jù)構(gòu)成，共1875個觀測值，數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR和銳思數(shù)據(jù)庫，其變量描述性結(jié)果如表2所示。

表2 變量描述性統(tǒng)計

4 實證分析

4.1 融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資實證結(jié)果

本文借鑒連玉君所構(gòu)建的門檻模型方法，在STATA15.0中運用Bootstrap抽樣法，通過抽樣300次獲得門檻模型中的門檻個數(shù)和具體門檻值，具體數(shù)據(jù)如表3。根據(jù)表3可以看出，在全樣本模型中，只有單一門檻模型中的P值為0.033小于0.05，說明該模型的單一門檻在5%的顯著性水平下顯著，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資間存在單一門檻效應(yīng)；在國企樣本模型中，單一門檻、雙重門檻、三重門檻的P值均小于0.05，說明該模型的三重門檻在5%的顯著性水平下顯著，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資間存在三重門檻效應(yīng)；在民營樣本模型中，單一門檻、雙重門檻的P值小于0.05，說明該模型的雙重門檻在5%的顯著水平下顯著，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資間存在雙重門檻效應(yīng)。因此，本文驗證了假設(shè)1和2：融資約束與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新投資間確實存在門檻效應(yīng)，且不同股權(quán)下的融資約束與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新投資間存在不同的門檻效應(yīng)。

表3 門檻效應(yīng)檢驗

通過表3的實證結(jié)果，在確定各個模型的門檻個數(shù)后，進一步得出相對應(yīng)的門檻值和置信區(qū)間，如表4所示。在全樣本模型中，為單一門檻模型，門檻估計值為1.782；在國企樣本模型中，為三重門檻模型，門檻估計值分別為1.615、2.058和5.622；在民營樣本模型中，為雙重門檻模型，門檻估計值分別為3.289、3.790，且各個門檻值均處于95%置信區(qū)間。

表4 門檻估計值和置信區(qū)間

根據(jù)表3和表4中的全樣本實證結(jié)果，通過融資約束單一門檻進一步對模型進行實證分析，如表5所示。在表5中，模型（1）為不存在控制變量下，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資的門檻效應(yīng)影響研究；模型（2）為加入控制變量后，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資的門檻效應(yīng)影響研究；模型（3）和（4）分別為不加入控制變量和加入控制變量后，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資的固定效應(yīng)影響研究，能進一步為門檻模型提供參考依據(jù)。

表5 全樣本實證結(jié)果

根據(jù)上文實證分析，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資間存在單一門檻效應(yīng)。在模型（1）中，不同的融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投資有著不同的影響，當(dāng)融資約束門檻值小于1.782時，融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投資間無明顯影響，說明兩者在5%的置信水平下，無顯著關(guān)系；當(dāng)融資約束門檻值大于1.782后，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資的回歸系數(shù)為-0.0007，并在10%的置信水平下顯著，說明融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投資有抑制作用，但是其影響程度較小，如圖1所示。主要原因可能是當(dāng)處于較小的融資約束下，該企業(yè)擁有資金來源多樣、資金存量充沛，其創(chuàng)新投資不會受到融資約束的限制；當(dāng)融資約束程度逐漸加大時，進入該企業(yè)的資金會逐漸減少，從而企業(yè)投入創(chuàng)新活動的資金總量也相應(yīng)減少，因此，兩者間呈負相關(guān)。在模型（2）中，營運資金比率與企業(yè)創(chuàng)新投資間的影響系數(shù)為-0.0151，在10%的置信水平下顯著，兩者呈負相關(guān)；長期借款比率與企業(yè)創(chuàng)新投資間的影響系數(shù)為0.0509，在10%的置信水平下顯著，兩者呈正相關(guān)；凈資產(chǎn)增長率與企業(yè)創(chuàng)新投資的系數(shù)為0.0098，呈正相關(guān)；固定資產(chǎn)比率與企業(yè)創(chuàng)新投資間無顯著關(guān)系。模型（3）和模型（4）分別為不加入控制變量和加入控制變量后的融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資間的固定效應(yīng)分析，其系數(shù)分別為-0.0004和-0.0022，分別在10%和1%的置信水平下顯著，分別接近于門檻模型（1）和（2）中的系數(shù)值，進一步說明門檻模型能進一步更加具體地解釋兩個變量間的影響關(guān)系，更能細化融資約束門檻與企業(yè)創(chuàng)新投資間的關(guān)系，為科技型中小企業(yè)研究創(chuàng)新投資的影響機制提供了參考依據(jù)。

圖1 融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資圖

4.2 按所有制類型的分組回歸結(jié)果

不同股份性質(zhì)的企業(yè)所面臨的融資約束程度有著較大的差異，其對企業(yè)創(chuàng)新投資也有著不同的影響，因此，本文在前文的基礎(chǔ)上，將全樣本劃分為國企和民營兩個樣本，分別驗證各個樣本下的融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資間的關(guān)系，如表6所示。

表6 各樣本實證結(jié)果

模型（5）為在國企樣本中，融資約束門檻對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響研究，為三重門檻模型，即存在三個門檻估計值，將整個區(qū)域分為四個階段，兩者在各個階段中呈現(xiàn)不同的趨勢，如圖2所示。當(dāng)融資約束值不超過1.615時，融資約束與國企創(chuàng)新投資間無顯著關(guān)系，說明當(dāng)國企面臨較小的融資約束時，對其企業(yè)創(chuàng)新活動無顯著影響，這與全樣本下的門檻實證結(jié)果相同，原因可能是國有企業(yè)擁有較好的資金來源，所面臨的融資約束不會影響企業(yè)創(chuàng)新活動。當(dāng)融資約束程度處于（1.615，2.058）區(qū)間內(nèi)時，融資約束能夠促進創(chuàng)新投資，其影響系數(shù)為0.0059，且在1%的置信水平下顯著，可能是由于當(dāng)面臨融資約束程度加大，企業(yè)會相應(yīng)改善企業(yè)所存在的經(jīng)營問題，通過不斷提高整體管理水平，從而對企業(yè)創(chuàng)新活動進行合理有效的規(guī)劃，進一步提高企業(yè)創(chuàng)新資金的利潤率，緩解企業(yè)所面臨的信息不對稱和委托代理等問題，從而促進企業(yè)創(chuàng)新投資，因此會在一定階段呈現(xiàn)正相關(guān)。當(dāng)融資約束程度處于（2.058，5.622）區(qū)間時，融資約束與國企創(chuàng)新投資間呈負相關(guān)，影響系數(shù)為-0.0018，且在5%的置信區(qū)間下顯著；當(dāng)融資約束程度大于5.622后，兩者間的負效應(yīng)逐漸加大，變?yōu)?0.0030，且在5%的置信水平下顯著。主要是因為雖然改善管理水平，一定程度上能緩解兩變量間關(guān)系，但改善空間存在很大的限制，由于委托代理問題和信息不對稱問題的出現(xiàn)，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資整體呈負相關(guān)，且會隨著融資約束程度的加深，負效應(yīng)逐漸加大。模型（6）為融資約束對國企創(chuàng)新投資間的固定效應(yīng)模型，影響系數(shù)為-0.0040，在1%置信水平下顯著，該模型進一步證明面板門檻模型的合理性和具體性。

圖2 融資約束與國企創(chuàng)新投資圖

模型（7）為民營樣本中，融資約束門檻對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響研究，為雙重門檻模型，即存在兩個門檻估計值，將整個區(qū)域分為三個階段，各個階段下兩者關(guān)系呈現(xiàn)不同的趨勢，如圖3所示。民營企業(yè)與國有企業(yè)有著很大差異，一般的科技型民營企業(yè)的規(guī)模較小，成立時間較短，且由于創(chuàng)新活動屬于高風(fēng)險、高投入、高盈利活動，其創(chuàng)新過程具有專業(yè)化、保密化、周期長等特點，創(chuàng)新成果通常復(fù)制性程度較高，因此民營企業(yè)所面臨的融資約束顯著高于國有企業(yè)，其融資約束程度對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響也高于國有企業(yè)。當(dāng)融資約束程度小于3.289時，融資約束與民營企業(yè)創(chuàng)新投資間的影響呈負相關(guān)，影響系數(shù)為-0.0028，且在10%置信水平下顯著；當(dāng)融資約束程度逐漸加大，處于（3.289，3.790）時，融資約束與民營企業(yè)創(chuàng)新投資間的負效應(yīng)逐漸加大，變?yōu)?0.0052，且在1%置信水平下顯著；當(dāng)融資約束程度超過3.790后，融資約束與民營企業(yè)創(chuàng)新投資的負效應(yīng)程度有所緩解，減小為-0.0026，且在5%置信水平下顯著。在民營企業(yè)中，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資間整體呈負相關(guān)，在第二階段，企業(yè)所面臨的融資約束程度逐漸加大，兩者間的負效應(yīng)也逐漸加大；在經(jīng)過第二階段后，企業(yè)通過改善管理水平，整體創(chuàng)新活動有所改善，在第三階段，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資間的負影響有所緩解，但仍呈現(xiàn)負相關(guān)。在模型（7）中，營運資金比率和固定資產(chǎn)比率與民營企業(yè)創(chuàng)新投資間呈負相關(guān)，系數(shù)值分別為-0.0196和-0.0280；長期借款比率和凈資產(chǎn)增長率與民營企業(yè)創(chuàng)新投資間呈正相關(guān)，系數(shù)值為0.0757和0.0110。模型（8）為民營樣本中，融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投資的固定效應(yīng)研究，其系數(shù)值為-0.0027，呈負相關(guān)，該系數(shù)值與門檻模型（7）中的第一階段和第三階段系數(shù)值相近，可能是由于大多數(shù)民營企業(yè)的融資約束程度處于第一階段或者第三階段中，融資約束處于（3.289，3.790）區(qū)間的民營企業(yè)較少，因此，在固定效應(yīng)模型中沒有得到明顯的體現(xiàn)。

圖3 融資約束與民營企業(yè)創(chuàng)新投資圖

5 結(jié)論及建議

本文以2014-2018年科技型中小企業(yè)數(shù)據(jù)為依據(jù)，通過理論分析和實證分析的方法，以融資約束為門檻變量，運用多重面板門檻模型，研究科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束對其創(chuàng)新投資的非線性影響，得出以下結(jié)論：

首先，在全樣本中，融資約束與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新投資間為非線性關(guān)系，呈現(xiàn)單一門檻效應(yīng)。當(dāng)科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束程度較小時，融資約束對其創(chuàng)新投資無明顯影響；當(dāng)融資約束程度逐漸增大后，融資約束對其企業(yè)創(chuàng)新投資呈顯著負相關(guān)。該實證結(jié)果表明，當(dāng)科技型中小企業(yè)面臨較小的融資約束時，其融資約束并不會影響企業(yè)的創(chuàng)新活動；只有當(dāng)融資約束超過一定的數(shù)值后，融資約束才會對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生消極影響，可能出現(xiàn)投入資金不足，后續(xù)經(jīng)費不足，研發(fā)項目不能按照合理預(yù)期進行等情況。

其次，不同股權(quán)性質(zhì)下的科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束對其創(chuàng)新投資均呈現(xiàn)非線性關(guān)系。國企所面臨的融資約束對其創(chuàng)新投資呈三重門檻效應(yīng)。當(dāng)企業(yè)融資約束較小時，對其創(chuàng)新投資無顯著影響；當(dāng)融資約束程度逐漸增大后，由于企業(yè)積極改善企業(yè)經(jīng)營狀況，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資出現(xiàn)正效應(yīng)；隨后，融資約束繼續(xù)增大，融資約束與國企創(chuàng)新投資間負效應(yīng)逐漸加深。在民營樣本中，由于民營企業(yè)自身限制，不同于國有企業(yè)，在融資約束程度較小時，也會對其創(chuàng)新投資產(chǎn)生消極影響；隨著融資約束程度加大，其負效應(yīng)逐漸加大；隨后，可能由于企業(yè)合理利用資金資源，積極調(diào)整經(jīng)營狀況等原因，融資約束能夠削弱企業(yè)創(chuàng)新投資的負效應(yīng)。

最后，本文有關(guān)融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投資的研究還處于初步研究階段，存在一定的局限性，主要是由于平衡面板數(shù)據(jù)要求，對其數(shù)據(jù)有著較高的要求，其樣本規(guī)模受到很大的限制，后續(xù)研究應(yīng)進一步擴大其研究范圍。

根據(jù)實證結(jié)論，本文充分解釋了融資約束對不同股權(quán)的企業(yè)創(chuàng)新投資的門檻效應(yīng)，為科技型中小企業(yè)緩解融資約束與創(chuàng)新投資間的相互影響提供了重要意義?？萍夹椭行∑髽I(yè)是我國市場經(jīng)濟的重要組成部分，是提供創(chuàng)新力的關(guān)鍵，因此，緩解科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束程度，加大其創(chuàng)新投資，不斷獲得創(chuàng)新力是社會關(guān)注的重點，本文在此提出以下建議：

企業(yè)應(yīng)加強外部溝通，加大企業(yè)創(chuàng)新投資。根據(jù)本文的研究結(jié)果可以看出，雖然科技型中小企業(yè)面臨較小的融資約束程度時，對創(chuàng)新投資無顯著影響，但當(dāng)融資約束程度逐漸加大后，可能會由于信息不對稱對企業(yè)創(chuàng)新活動產(chǎn)生負相關(guān)。因此，科技型中小企業(yè)應(yīng)盡量減少因信息不對稱所導(dǎo)致的融資約束問題，可以主動向外部披露有關(guān)企業(yè)創(chuàng)新方面的信息，讓更多投資者了解企業(yè)內(nèi)部情況，加大企業(yè)創(chuàng)新投資。另外，外部投資者也應(yīng)積極了解企業(yè)創(chuàng)新活動，了解其活動中存在的風(fēng)險，依據(jù)實際現(xiàn)狀，給予資金支持，更好地緩解企業(yè)融資約束。

企業(yè)應(yīng)提升其經(jīng)營管理水平。根據(jù)理論分析，融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投資有著消極作用，但通過實證研究，發(fā)現(xiàn)融資約束在一定程度上會促使企業(yè)改善原有的管理模式，解決其中存在的問題。因此，科技型中小企業(yè)應(yīng)通過改善管理水平，實現(xiàn)資源的有效配置，提高資源使用效率。其次，企業(yè)應(yīng)根據(jù)所處的實際情況，如企業(yè)年齡、企業(yè)資產(chǎn)、股權(quán)性質(zhì)等，不斷提出相應(yīng)的解決辦法來緩解創(chuàng)新活動中的信息不對稱問題和委托代理問題，從而提高其創(chuàng)新效率。

企業(yè)因結(jié)合自身實際，實行合理融資策略。根據(jù)前文實證分析，發(fā)現(xiàn)不同股權(quán)性質(zhì)下的科技型中小企業(yè)所面臨的融資約束與其創(chuàng)新投資間的關(guān)系不同。例如，國企面臨較小的融資約束時，不會對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生顯著影響，甚至較小的融資約束會促進企業(yè)創(chuàng)新投資，因此，國企在此階段應(yīng)該合理配置資金，進行相應(yīng)的外部融資，不斷提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。

政府應(yīng)健全科技型中小企業(yè)信息披露制度，緩解企業(yè)融資約束。健全科技型中小企業(yè)信息披露制度，需要各級政府機構(gòu)的不斷努力。各級政府應(yīng)加強科技型中小企業(yè)的多方位、多層次監(jiān)管，例如在市場準入、市場退出等各個環(huán)節(jié)，加強企業(yè)信息公開的及時性和全面性。中介機構(gòu)也需加強對其科技型企業(yè)的創(chuàng)新活動中信息的監(jiān)督和管理，讓大眾更加全面地了解企業(yè)創(chuàng)新過程和成果，杜絕虛假信息的傳播，緩解融資約束。