新三板分層制度、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入

李延軍 徐慢

摘? ?要：基于2014—2021年新三板中小企業(yè)的面板數(shù)據(jù)實(shí)證考察分層制度對(duì)研發(fā)投入的影響，從微觀角度分析融資約束在其中發(fā)揮的作用機(jī)制，并進(jìn)一步分視角探討分層制度對(duì)不同類型企業(yè)研發(fā)投入存在的異質(zhì)性影響。結(jié)果表明：新三板分層制度顯著促進(jìn)中小企業(yè)研發(fā)投入提升，融資約束在分層制度對(duì)研發(fā)投入的影響中發(fā)揮中介作用；異質(zhì)性研究表明，分層制度對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用在民營(yíng)企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)以及高科技企業(yè)中更加顯著，且融資約束發(fā)揮中介傳導(dǎo)作用；進(jìn)一步研究表明，融資約束對(duì)研發(fā)投入的抑制作用存在分段現(xiàn)象。文章研究成果對(duì)于加快推進(jìn)新三板改革進(jìn)程、改善中小企業(yè)融資環(huán)境、提升中小企業(yè)的研發(fā)能力有一定參考價(jià)值。

關(guān)鍵詞：分層制度；研發(fā)投入；融資約束；中介效應(yīng)；雙重差分

中圖分類號(hào)：F832.5? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2023）04-0067-09

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2023.04.009

一、引言

新三板掛牌企業(yè)是我國(guó)中小企業(yè)的典型代表，2016年新三板掛牌了10163家企業(yè)，然而，體量高速增長(zhǎng)導(dǎo)致掛牌企業(yè)質(zhì)量存在參差不齊的現(xiàn)象，統(tǒng)一的監(jiān)管制度無(wú)法滿足企業(yè)需求，市場(chǎng)的交易、定價(jià)和融資功能也未得到充分發(fā)揮（田娟娟和邢天才，2014）[1]。為進(jìn)行差異化管理，2016年6月，新三板公布了市場(chǎng)分層管理準(zhǔn)則，通過(guò)內(nèi)部分層將企業(yè)劃分為基礎(chǔ)層和創(chuàng)新層，并且每年進(jìn)行完善和動(dòng)態(tài)調(diào)整。新三板推出的分層制度，一方面，加強(qiáng)企業(yè)和第三方投資合作對(duì)接，減少外界信息搜尋成本；另一方面，實(shí)行差異化管理準(zhǔn)則，對(duì)更高層次企業(yè)的治理、信息披露以及市場(chǎng)行為要求更加規(guī)范。

新三板集聚眾多科技型中小企業(yè)，以創(chuàng)新為核心競(jìng)爭(zhēng)力，所以探討分層制度的推出對(duì)中小企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生的影響具有重要意義。但縱觀以往學(xué)者對(duì)新三板分層制度的探究，更多關(guān)注于其對(duì)企業(yè)股票流動(dòng)性（李金甜等，2020；洪方韡和蔣岳祥，2020）[2，3]、公司治理（姚云，2016）[4]、盈余管理（潘紅波等，2020；袁瑩翔等，2019）[5，6]等方面的影響，雖有學(xué)者提出新三板推出分層制度后企業(yè)融資渠道有所拓寬、資金配置效率得到提升（常紅利等，2019）[7]，但鮮有文獻(xiàn)直接對(duì)分層制度與研發(fā)投入之間的關(guān)系進(jìn)行深入探討。基于此，本文從融資約束角度出發(fā)，基于“分層制度—融資約束—企業(yè)研發(fā)投入”的研究路徑，運(yùn)用雙重差分模型剖析分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，采用逐步回歸法檢驗(yàn)融資約束的中介傳導(dǎo)作用，挖掘新三板分層制度對(duì)中小企業(yè)研發(fā)投入的影響機(jī)制；進(jìn)一步將樣本進(jìn)行分類，分析在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同地理區(qū)位以及不同行業(yè)下分層制度對(duì)研發(fā)投入的影響以及融資約束的作用機(jī)制是否存在差異，研究結(jié)論為發(fā)揮分層制度的作用機(jī)制提供有益的借鑒，對(duì)于推動(dòng)改革的穩(wěn)健進(jìn)行、帶動(dòng)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要的作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）分層制度與企業(yè)研發(fā)投入

新三板分層制度配備了差異化制度安排，在滿足中小微企業(yè)不同發(fā)展階段差異化需求的同時(shí)，對(duì)進(jìn)入創(chuàng)新層的企業(yè)提出更高的信息披露及公司治理規(guī)范要求。具體而言，一方面，新三板對(duì)創(chuàng)新層在信息披露上提出分行業(yè)信息披露、提高信息披露頻率以及執(zhí)行更嚴(yán)格的審計(jì)準(zhǔn)則等要求，通過(guò)緩解代理問(wèn)題和融資問(wèn)題對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生顯著正向影響（徐輝等，2020）[8]；另一方面，新三板分層制度進(jìn)一步規(guī)范創(chuàng)新層企業(yè)公司治理，健全股東大會(huì)、對(duì)外投資、投資者關(guān)系管理以及利潤(rùn)分配等制度安排，提升創(chuàng)新層企業(yè)整體規(guī)范化水平，良好的公司治理結(jié)構(gòu)能夠有效促進(jìn)企業(yè)各項(xiàng)監(jiān)督和激勵(lì)機(jī)制的運(yùn)作，避免因管理層短視行為而導(dǎo)致研發(fā)投入不足（胡妍等，2020）[9]。據(jù)此提出假設(shè)H1。

假設(shè)H1：分層制度通過(guò)差異化制度管理促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。

（二）分層制度、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入

債務(wù)融資和股權(quán)融資是外部融資的兩大重要來(lái)源，其中債務(wù)融資是大多數(shù)中小企業(yè)主要的融資方式。由于研發(fā)活動(dòng)具有收益滯后性、高風(fēng)險(xiǎn)性以及保密性等特點(diǎn)（Holmstrom，1993）[10]，研發(fā)活動(dòng)中的信息不對(duì)稱性問(wèn)題、委托代理問(wèn)題尤為嚴(yán)重，因此，創(chuàng)新型企業(yè)在我國(guó)信貸市場(chǎng)上難以順利融通到資金（解維敏和魏化倩，2016）[11]。分層制度可以通過(guò)提高信息透明度和股票流動(dòng)性緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生影響。一方面，對(duì)于缺乏信息的第三方而言，新三板的內(nèi)部分層具有信號(hào)傳遞功能。新三板分層制度從盈利性、成長(zhǎng)性和創(chuàng)新能力等方面篩選質(zhì)量更好的企業(yè)進(jìn)入更高層級(jí)，而資產(chǎn)規(guī)模和盈利能力等條件未達(dá)到創(chuàng)新層標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)停留在基礎(chǔ)層，有助于揭示公司質(zhì)量差異（趙崇博等，2020）[12]，加強(qiáng)企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間的溝通合作，增進(jìn)投資者對(duì)企業(yè)的認(rèn)同與信心，拓寬融資渠道，進(jìn)而有效緩解企業(yè)面臨的融資約束。另一方面，新三板市場(chǎng)流動(dòng)性不足是抑制中小企業(yè)融資效率提升的主要原因（齊岳等，2021）[13]，分層制度通過(guò)對(duì)基礎(chǔ)層和創(chuàng)新層企業(yè)的差異化制度管理，引導(dǎo)要素合理配置，提高創(chuàng)新層企業(yè)股票流動(dòng)性（何牧原和張昀，2017）[14]?；诠善绷鲃?dòng)性溢價(jià)理論，股票流動(dòng)性提高有助于減少投資者要求的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，降低企業(yè)融資成本。因此，分層制度對(duì)創(chuàng)新層企業(yè)股票流動(dòng)性產(chǎn)生的正向影響，降低了創(chuàng)新層企業(yè)的融資難度和成本，有利于其在研發(fā)活動(dòng)中獲取更多資金支持（謝雪燕等，2019）[15]。據(jù)此提出假設(shè)H2。

假設(shè)H2：新三板分層制度進(jìn)一步優(yōu)化了中小企業(yè)的融資環(huán)境，緩解融資約束，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。

（三）新三板分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入影響的異質(zhì)性

國(guó)有企業(yè)規(guī)模較大且信貸風(fēng)險(xiǎn)較低，因此，在獲得銀行貸款等外部融資上更具有優(yōu)勢(shì)（翟華明等，2019）[16]。與國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)獲取資金的渠道有限，在多數(shù)政策福利以及經(jīng)濟(jì)資源流向國(guó)有企業(yè)的情況下，民營(yíng)企業(yè)受到更為嚴(yán)重的融資約束（董小紅等，2021）[17]。企業(yè)對(duì)外融資困難不僅限制企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)（盛丹和王永進(jìn)，2014）[18]，對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新投入也產(chǎn)生了抑制作用（郭聯(lián)邦和王勇，2020）[19]。對(duì)此，提出假設(shè)H3。

假設(shè)H3：與國(guó)有企業(yè)相比，新三板分層制度更有助于緩解民營(yíng)企業(yè)的融資約束，進(jìn)而促進(jìn)其研發(fā)投入。

我國(guó)不同地理區(qū)位的城市發(fā)展水平和金融發(fā)展程度相差較大，東部地區(qū)市場(chǎng)化程度較高，基礎(chǔ)設(shè)施完善，擁有豐富的資源，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和對(duì)外開(kāi)放程度上顯著高于其他地區(qū)，在面臨政策調(diào)整時(shí)東部地區(qū)企業(yè)具有更快的反應(yīng)速度和更高的適應(yīng)能力，通過(guò)掌握技術(shù)優(yōu)勢(shì)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)以及搶占市場(chǎng)份額（馬晶梅等，2020；耿成軒和曾剛，2019）[20，21]。王宏偉等（2021）[22]通過(guò)對(duì)我國(guó)創(chuàng)新環(huán)境進(jìn)行測(cè)度，指出東部城市在創(chuàng)新環(huán)境上具有領(lǐng)先優(yōu)勢(shì)。中部城市金融發(fā)展落后于東部地區(qū)，西部城市資源匱乏，信息不暢通，制造業(yè)以傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)為主，創(chuàng)新活力不足，因而，中西部企業(yè)更傾向于把資金投入日常經(jīng)營(yíng)發(fā)展以及風(fēng)險(xiǎn)小的項(xiàng)目中（孫久文和胡俊彥，2022；賀勝兵等，2021）[23，24]。分層制度引導(dǎo)投融資精準(zhǔn)對(duì)接，更有利于金融發(fā)展水平和資源稟賦更高的東部地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入水平提升。對(duì)此，提出假設(shè)H4。

假設(shè)H4：新三板分層制度緩解融資約束、提升研發(fā)投入水平的作用具有區(qū)域差異性，對(duì)東部地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)效果優(yōu)于中西部企業(yè)。

在日新月異的市場(chǎng)中，創(chuàng)新為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供源源不斷的動(dòng)力（黨力等，2015）[25]。企業(yè)創(chuàng)新離不開(kāi)研發(fā)活動(dòng)，加大研發(fā)投入是高科技公司提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的重要途徑（胡亞敏等，2018）[26]。企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新通常需要在人力和物力上進(jìn)行長(zhǎng)期投資，而且在短期內(nèi)不能獲得回報(bào)，甚至面臨研發(fā)失敗的風(fēng)險(xiǎn)（劉寶華和王雷，2018）[27]，因此，高科技中小企業(yè)研發(fā)活動(dòng)面臨著嚴(yán)重的融資約束問(wèn)題。對(duì)高科技中小企業(yè)來(lái)說(shuō)，研發(fā)活動(dòng)的資金需求量較大，更加需要良好的金融發(fā)展環(huán)境（陳志剛等，2017）[28]。新三板創(chuàng)新層以高科技企業(yè)為主，分層制度引導(dǎo)企業(yè)投融資對(duì)接，因此，分層制度對(duì)于高科技型企業(yè)融資約束緩解和研發(fā)投入促進(jìn)效果更為明顯。據(jù)此，提出假設(shè)H5。

假設(shè)H5：新三板分層制度更有助于優(yōu)化高科技企業(yè)的融資環(huán)境，進(jìn)而提升該類企業(yè)的研發(fā)投入。

鑒于以上分析，本文提出分層制度對(duì)研發(fā)投入影響的理論模型，如圖1所示。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明與樣本選擇

新三板分層制度于2016年6月正式實(shí)施，鑒于數(shù)據(jù)可得性，本文使用2014—2021年掛牌的新三板企業(yè)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，并對(duì)樣本進(jìn)行篩選：（1）剔除進(jìn)入創(chuàng)新層之后又被調(diào)出的企業(yè)；（2）剔除金融行業(yè)的企業(yè)；（3）剔除連續(xù)多年數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，并采用插值法對(duì)個(gè)別年份缺失的數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。本文所涉及的數(shù)據(jù)來(lái)源于東方財(cái)富choice數(shù)據(jù)庫(kù)和全國(guó)中小企業(yè)股轉(zhuǎn)系統(tǒng)，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了1%和99%分位的縮尾處理。

（二）變量選取與測(cè)度

1. 被解釋變量：研發(fā)投入。本文參考彭華濤和吳瑤（2021）[29]的研究，選取研發(fā)費(fèi)用與企業(yè)資產(chǎn)的比值來(lái)衡量企業(yè)研發(fā)投入，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中采用研發(fā)費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入的比值衡量研發(fā)投入。

2. 核心解釋變量：分層制度。新三板分層制度自2016年6月開(kāi)始實(shí)施，首批953家企業(yè)進(jìn)入創(chuàng)新層，之后每年調(diào)入一部分企業(yè)，因此，采用多期雙重差分模型全面衡量分層制度政策效應(yīng)。以每個(gè)年度基礎(chǔ)層的企業(yè)為對(duì)照組，每個(gè)年度進(jìn)入創(chuàng)新層且之后未退出的企業(yè)為實(shí)驗(yàn)組，且該類企業(yè)未進(jìn)入創(chuàng)新層以前也作為對(duì)照組。根據(jù)每年新三板公布的創(chuàng)新層名單對(duì)分層制度變量Reform進(jìn)行賦值，如果企業(yè)在當(dāng)年屬于創(chuàng)新層，則Reform取值為1，否則取值為0。

3. 中介變量：融資約束水平。本文采用Hadlock和Pierce（2010）[30]設(shè)計(jì)的SA指數(shù)度量新三板企業(yè)融資約束情況，具體計(jì)算公式如（1）所示：

[SA=|-0.737×size+0.043×size2-0.04×age|]? （1）

其中，[size]（單位為百萬(wàn)元）為企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對(duì)數(shù)，[age]為企業(yè)年齡。[SA]數(shù)值越大，說(shuō)明企業(yè)的融資約束水平越高。

4. 控制變量。在研究新三板分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響時(shí)，選取資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)收益率、企業(yè)成長(zhǎng)性、第一大股東持股比例、現(xiàn)金持有和固定資產(chǎn)比例等作為控制變量，他們也是匹配變量，文章相關(guān)變量和符號(hào)如表1所示。

（三）模型設(shè)定

1. 傾向得分匹配。本文所要考察的是新三板分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，將分層制度的推出視為一項(xiàng)準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，采用傾向得分匹配方法將實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組企業(yè)進(jìn)行匹配，有助于克服樣本選擇問(wèn)題。借鑒劉曄等（2016）[31]的做法，采用逐期匹配方式，以1∶3最近鄰匹配方式為898家創(chuàng)新層企業(yè)匹配對(duì)照組。再使用匹配后樣本進(jìn)行雙重差分，企業(yè)進(jìn)入實(shí)驗(yàn)組的條件概率為：

[LogitPit|D=1=β+βi×Xit+εit]? ? （2）

[Pit|D=1]為新三板中小企業(yè)進(jìn)入創(chuàng)新層的概率，[Xit]為匹配變量。利用式（2）估計(jì)進(jìn)入創(chuàng)新層的概率，再用得分相近的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組進(jìn)行配對(duì)。限于篇幅，匹配過(guò)程省略。

2. 雙重差分模型。本文以2014—2021年新三板中小企業(yè)為研究對(duì)象，在進(jìn)行傾向得分匹配之后，我們得到了進(jìn)入創(chuàng)新層的企業(yè)以及匹配后的基礎(chǔ)層企業(yè)。采用多期雙重差分模型來(lái)實(shí)證檢驗(yàn)分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用，模型設(shè)定如下：

[RDit=α0+α1Reformit+α2Xit+μi+ηt+εit]? ?（3）

在模型中，[i]表示中小企業(yè)，[t]表示年份；[RDit]表示企業(yè)當(dāng)年的研發(fā)投入水平；[Reformit]為分層制度變量，如果企業(yè)[i]在年份[t]是創(chuàng)新層，則[Reformit]取值為1，否則為0；[Xit]為影響企業(yè)研發(fā)投入的控制變量，[μi]代表個(gè)體固定效應(yīng)，[ηt]代表時(shí)間固定效應(yīng)，[εit]代表隨機(jī)誤差。若[α1]顯著為正，則表示分層制度對(duì)企業(yè)具有研發(fā)投入促進(jìn)作用。

構(gòu)建模型（4）和（5）考察融資約束在分層制度與研發(fā)投入之間的中介效應(yīng)是否成立：

[SAit=β0+β1Reformit+β2Xit+μi+ηt+εit]? ? ? ?（4）

[RDit=λ0+λ1Reformit+λ2SAit+λ3Xit+μi+ηt+εit]（5）

在模型中，[SA]為融資約束變量，若[α1]、[β1]和[λ2]均顯著，則說(shuō)明新三板分層制度通過(guò)緩解融資約束促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，假設(shè)H2成立。更進(jìn)一步分析，如果[λ1]顯著，且[λ1<α1]，則融資約束是分層制度與研發(fā)投入關(guān)系的部分中介；若[λ1]不顯著，表明融資約束是分層制度與研發(fā)投入關(guān)系的完全中介（溫忠麟和葉寶娟，2014）[32]。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其中RD均值為4.091，最大值28.19與最小值有較大差距，說(shuō)明新三板中小企業(yè)在研發(fā)投入上差異較大。first均值為0.473，中位數(shù)為0.457，最大值為0.972，說(shuō)明新三板中小企業(yè)具有股權(quán)高度集中的特點(diǎn)。ROA均值為0.0690，標(biāo)準(zhǔn)差為0.108，最大值為0.416，最小值為-0.295，說(shuō)明我國(guó)新三板中小企業(yè)盈利能力存在一定差距。SA均值為2.972，標(biāo)準(zhǔn)差為0.509，說(shuō)明新三板中小企業(yè)融資需求被抑制。

（二）相關(guān)性分析

相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。研發(fā)投入與分層制度的相關(guān)系數(shù)為0.2，表現(xiàn)出顯著正相關(guān)性。各變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均低于0.4，說(shuō)明不存在明顯的多重共線性問(wèn)題。進(jìn)一步計(jì)算各變量的方差膨脹因子VIF，結(jié)果顯示VIF值均小于5，說(shuō)明變量之間不存在嚴(yán)重多重共線性問(wèn)題。因此，可以進(jìn)行回歸分析。

（三）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

本文運(yùn)用多期雙重差分模型實(shí)證分析新三板分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，并檢驗(yàn)融資約束是否在二者關(guān)系中發(fā)揮中介作用，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。表4的列（1）報(bào)告了新三板分層制度對(duì)中小企業(yè)研發(fā)投入的影響，分層制度對(duì)研發(fā)投入的影響系數(shù)在1%水平上顯著為正，這一結(jié)果表明分層制度通過(guò)差異化制度管理，促進(jìn)市場(chǎng)資源合理配置，對(duì)創(chuàng)新層企業(yè)研發(fā)投入提升有顯著影響，初步證明假設(shè)H1成立。列（2）顯示分層制度變量與融資約束的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明新三板分層制度能夠通過(guò)提高股票流動(dòng)性和降低信息搜集成本來(lái)減弱企業(yè)的融資約束。列（3）匯報(bào)了分層制度與融資約束對(duì)研發(fā)投入的回歸結(jié)果，其中，分層制度變量與研發(fā)投入在1%水平上呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，融資約束對(duì)研發(fā)投入的影響在5%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明融資約束顯著抑制企業(yè)研發(fā)投入。列（1）—（3）回歸結(jié)果表明，新三板分層制度通過(guò)緩解融資約束顯著提升中小企業(yè)研發(fā)投入，且融資約束是分層制度與研發(fā)投入關(guān)系的部分中介，假設(shè) H2成立。

（四）異質(zhì)性分析

1. 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性。國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較小，更易獲取外部融資。新三板分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入有一定影響，但影響程度可能因企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同而呈現(xiàn)出一定的差異。對(duì)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表5。

由表5列（1）、（4）結(jié)果可知，在民營(yíng)企業(yè)組，分層制度對(duì)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.785，且在1%水平上顯著，而國(guó)有企業(yè)組系數(shù)[α1]為正但不顯著，說(shuō)明新三板分層制度對(duì)民營(yíng)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)效果明顯，對(duì)國(guó)有企業(yè)影響不明顯。列（3）中分層制度對(duì)民營(yíng)企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.738，在1%水平上顯著，融資約束對(duì)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為-1.070，在1%水平上顯著，說(shuō)明融資約束在民營(yíng)企業(yè)分層制度與研發(fā)投入之間存在部分中介效應(yīng)，假設(shè)H3成立。

實(shí)證結(jié)果顯示，民營(yíng)企業(yè)進(jìn)入創(chuàng)新層緩解融資約束進(jìn)而促進(jìn)研發(fā)投入，而分層制度對(duì)國(guó)有中小企業(yè)研發(fā)投入的影響不顯著，主要有以下原因：我國(guó)國(guó)有企業(yè)成立時(shí)間較早，經(jīng)濟(jì)實(shí)力更為強(qiáng)大，融資環(huán)境更加寬松；此外，國(guó)有企業(yè)與政府聯(lián)系較為密切，緊跟政策腳步和需求，擁有政策先機(jī)，較少受資金限制。因此，分層制度在民營(yíng)企業(yè)更能發(fā)揮改善融資環(huán)境、緩解融資約束的作用，產(chǎn)生的研發(fā)投入促進(jìn)作用更為顯著。

2.地理區(qū)位異質(zhì)性。 中西部城市與東部城市之間的區(qū)位差別可能造成分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響存在差異。因此，按照地理區(qū)位，將樣本劃分為中西部地區(qū)企業(yè)和東部地區(qū)企業(yè)，分別進(jìn)行回歸。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、山東、江蘇、上海、浙江、福建、廣東和海南10個(gè)省份。結(jié)果如表6所示。

由表6列（1）、（4）結(jié)果可知，分層制度對(duì)中西部企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)[α1]為0.712且在1%水平上顯著，對(duì)東部企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)[α1]為0.800，在1%水平上顯著。該結(jié)果說(shuō)明不管是東部的新三板企業(yè)還是中西部的新三板企業(yè)，進(jìn)入創(chuàng)新層都對(duì)其研發(fā)投入產(chǎn)生了正向促進(jìn)作用；但相對(duì)中西部企業(yè)而言，東部企業(yè)受到分層制度的正向促進(jìn)作用更為明顯。綜合列（1）—（3）結(jié)果，對(duì)中西部地區(qū)的企業(yè)而言，分層制度對(duì)研發(fā)投入的總效應(yīng)[α1]為0.712，分層制度對(duì)融資約束的直接效應(yīng)[β1]為-0.0504，在加入融資約束變量后分層制度對(duì)研發(fā)投入的效應(yīng)[λ1]為0.732，融資約束對(duì)研發(fā)投入的效應(yīng)[λ2]為0.386但不顯著。為此，進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)以驗(yàn)證融資約束中介效應(yīng)的存在性，得到 Z 值為7.493，P<5%，表明融資約束在分層制度與中西部地區(qū)企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系間存在遮掩效應(yīng)。對(duì)于東部地區(qū)的企業(yè)而言，分層制度對(duì)研發(fā)投入的總效應(yīng)[α1]為0.800，分層制度對(duì)融資約束的直接效應(yīng)[β1]為-0.0429，加入融資約束變量后分層制度對(duì)研發(fā)投入的效應(yīng)[λ1]為0.720，融資約束對(duì)研發(fā)投入的效應(yīng)[λ2]為-1.874，說(shuō)明融資約束在分層制度與東部企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系中為部分中介。分層制度對(duì)于緩解東部地區(qū)企業(yè)融資約束、促進(jìn)研發(fā)投入有更顯著的效果，因此，假設(shè)H4成立。

分層制度對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)效應(yīng)在東部地區(qū)更顯著的原因可能在于，中西部地區(qū)企業(yè)多以傳統(tǒng)制造業(yè)為主，各地區(qū)之間的創(chuàng)新要素流動(dòng)受到限制，產(chǎn)業(yè)集聚程度不足，而東部地區(qū)企業(yè)因交通便利，自然資源稟賦較高，市場(chǎng)資源相對(duì)豐富，設(shè)施齊全，高質(zhì)量人才聚集，分層制度實(shí)施能促進(jìn)創(chuàng)新要素聚集和提高資源配置效率，進(jìn)而大幅提高研發(fā)投入。

3.行業(yè)異質(zhì)性。不同行業(yè)企業(yè)對(duì)研發(fā)投入的需求不同，在信貸市場(chǎng)上面臨的融資環(huán)境也有所差別，分層制度對(duì)不同行業(yè)的企業(yè)產(chǎn)生的影響也會(huì)有所不同。本文按照國(guó)家統(tǒng)計(jì)局 GB/T 4754 行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，將設(shè)備制造行業(yè)和文化、辦公用機(jī)械行業(yè)劃為高科技行業(yè)，其余則為非高科技行業(yè)，分別進(jìn)行回歸。

由表7列（1）、（4）結(jié)果可知，分層制度對(duì)高科技企業(yè)研發(fā)投入回歸的系數(shù)[α1]為1.034且在1%水平上顯著，非高科技企業(yè)系數(shù)[α1]為0.501，在1%水平上顯著，相對(duì)非高科技企業(yè)而言，高科技企業(yè)受到創(chuàng)新層正向促進(jìn)作用更為明顯。綜合列（1）—（3）結(jié)果可知，融資約束在分層制度與研發(fā)投入之間均存在部分中介效應(yīng)。綜上，假設(shè)H5成立。

分層制度對(duì)高科技企業(yè)研發(fā)投入促進(jìn)效果更加顯著的原因可能在于：不同類型企業(yè)對(duì)融資和研發(fā)的需求不同，非高科技企業(yè)往往依靠勞動(dòng)力，無(wú)須大量知識(shí)和技術(shù)也可持續(xù)經(jīng)營(yíng)；而高科技企業(yè)產(chǎn)品更新?lián)Q代快，對(duì)技術(shù)和設(shè)備要求較高，企業(yè)只有創(chuàng)新才能在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中脫穎而出，因此對(duì)研發(fā)投入的需求較高。

（五）門檻回歸模型

上文通過(guò)多期雙重差分模型實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)分層制度對(duì)新三板中小企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生了促進(jìn)作用，緩解融資約束為其作用機(jī)制?？紤]到融資約束對(duì)研發(fā)投入可能存在非線性影響，以融資約束為門檻變量，重點(diǎn)考察分層制度背景下新三板中小企業(yè)的融資約束對(duì)研發(fā)投入是否存在非線性影響。門檻回歸基本方程如式（6）所示：

[yit=αi+β1Xit×Iqit≤γ+β2Xit×Iqit>γ+εit]? （6）

其中，[yit]是被解釋變量，[Xit]是解釋變量，[qit]是門檻變量，[γ]是門檻值。[I（·）]為指示函數(shù)，當(dāng)門檻變量取值在相應(yīng)的范圍內(nèi)時(shí)，函數(shù)值取值為1，否則為 0。[εit]為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1. 門檻存在性檢驗(yàn)。本文繼續(xù)使用2014—2021年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行考察。被解釋變量為企業(yè)研發(fā)投入，控制變量的選取與上文相同，門檻變量為融資約束。

運(yùn)用Bootstrap進(jìn)行300次抽樣，估計(jì)得到的門檻值以及門檻個(gè)數(shù)如表8所示。融資約束單一門檻F統(tǒng)計(jì)值在1%水平上顯著，而雙重門檻不顯著。因此，融資約束對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響存在門檻效應(yīng)，且存在1個(gè)門檻。門檻估計(jì)值與 95%的置信區(qū)間如表9所示。

2. 門檻回歸結(jié)果分析。通過(guò)門檻存在性檢驗(yàn)結(jié)果可知，融資約束在不同區(qū)間內(nèi)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響不同，單門檻的具體形式設(shè)定如式（7）所示：

[RDit=α0+βXit+φ1SAit×ISAit≤γ+φ2SAit×ISAit>γ+εit]? ? ? ? （7）

表10列出了以融資約束為門檻變量的回歸結(jié)果，當(dāng)融資約束水平小于等于門檻值2.0487時(shí)，融資約束對(duì)研發(fā)投入的系數(shù)為-0.748，在1%水平下顯著；當(dāng)融資約束大于門檻值2.0487后， 融資約束對(duì)中小企業(yè)研發(fā)投入的影響為-1.268，并在1%的水平下顯著?？梢钥闯?，外界融資限制程度增強(qiáng)時(shí)，企業(yè)研發(fā)投入受其抑制作用有明顯上升。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

新三板分層制度在2016—2021年逐步推進(jìn)，因此，采用多期雙重差分模型解決政策實(shí)施時(shí)點(diǎn)不一致問(wèn)題。通過(guò)共同趨勢(shì)檢驗(yàn)驗(yàn)證分層制度實(shí)施之前實(shí)驗(yàn)組和控制組是否存在趨勢(shì)變化，參照Beck等（2010） [33]構(gòu)建模型如式（8）所示：

[RDit=θ+j=-75αjReformi，t-j+δXit+μi+ηt+εit]? ?（8）

其中，[RD]是采用研發(fā)費(fèi)用與總資產(chǎn)比值進(jìn)行衡量的研發(fā)投入，[Reformi，t-j]為分層制度變量，如果企業(yè)[i]在[t-j]時(shí)期進(jìn)入了創(chuàng)新層，該變量取值為1，否則為0。因此，[α0]衡量的是分層制度當(dāng)期的政策效果，[α-7]到[α-1]衡量的是實(shí)行分層制度之前1～7期的政策效果，[α1]到[α5]衡量的是分層制度之后1～5期的政策效果。如果[α-7]到[α-2]顯著為0，那么就說(shuō)明政策實(shí)施之前第2～7期創(chuàng)新層和基礎(chǔ)層之間不存在顯著差異（以-1期為基準(zhǔn)組），即平行趨勢(shì)假設(shè)成立。

在分層制度推出之前系數(shù)在0附近波動(dòng)，說(shuō)明在分層制度實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組在研發(fā)投入水平上具有相同的發(fā)展趨勢(shì)，滿足平行趨勢(shì)假定。分層制度實(shí)施后系數(shù)有明顯的上升趨勢(shì)，表明分層制度對(duì)研發(fā)投入有顯著的提升效果。

（二）更換檢驗(yàn)方式

上文使用了最近鄰匹配，為驗(yàn)證結(jié)果穩(wěn)定性，本文運(yùn)用較為精準(zhǔn)的半徑匹配法（半徑為0.05）。表12整理了半徑匹配下使用多期雙重差分模型的回歸結(jié)果，與上文結(jié)論一致。所以，分層制度通過(guò)緩解融資約束促進(jìn)研發(fā)投入結(jié)果穩(wěn)健。

（三）更換被解釋變量

本文將被解釋變量更換為研發(fā)費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入的比值，其他變量不變。采用逐期匹配方式，按照近鄰匹配法進(jìn)行處理，回歸結(jié)果如表13所示。列（1）報(bào)告了分層制度對(duì)研發(fā)投入的直接影響，分層制度回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，說(shuō)明進(jìn)入創(chuàng)新層能夠明顯促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入。列（2）說(shuō)明分層制度改善了新三板中小企業(yè)融資環(huán)境。列（3）顯示分層制度對(duì)研發(fā)投入的影響在1%水平上顯著，融資約束變量不顯著，所以進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)以驗(yàn)證融資約束中介效應(yīng)的存在性，得到 Z 值為4.566，P<5%，表明融資約束在分層制度與研發(fā)投入關(guān)系間發(fā)揮中介作用，“分層制度—融資約束—研發(fā)投入”路徑具有穩(wěn)健性。

（四）分位數(shù)回歸

由上文可知分層制度促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，為探究不同研發(fā)投入水平下分層制度對(duì)其產(chǎn)生的影響，本文對(duì)匹配后的企業(yè)在下四分位數(shù)、中位數(shù)與上四分位數(shù)的水平下進(jìn)行檢驗(yàn)。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表14。分層制度對(duì)研發(fā)投入的影響均是顯著為正的，表明不同研發(fā)投入水平的企業(yè)，分層制度均對(duì)其產(chǎn)生促進(jìn)作用，假設(shè)H1結(jié)果穩(wěn)健。此外，Reform的系數(shù)呈現(xiàn)先減后增趨勢(shì)，并且分層制度對(duì)研發(fā)投入水平較低的新三板中小企業(yè)的激勵(lì)效應(yīng)更為明顯。低研發(fā)投入水平的中小企業(yè)通常受到更為嚴(yán)重的融資約束，分層制度提高其資金運(yùn)轉(zhuǎn)的邊際效應(yīng)更高。

六、結(jié)論

本文基于2014—2021年新三板中小企業(yè)的面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分模型實(shí)證研究分層制度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，并檢驗(yàn)其影響的內(nèi)在機(jī)制。研究結(jié)果表明，新三板分層制度顯著促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入，融資約束在其中發(fā)揮中介傳導(dǎo)作用。產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，民營(yíng)企業(yè)進(jìn)入創(chuàng)新層顯著促進(jìn)研發(fā)投入提高，國(guó)有企業(yè)進(jìn)入創(chuàng)新層后研發(fā)投入水平的提升不明顯，分層制度通過(guò)緩解融資約束影響研發(fā)投入的機(jī)制在民營(yíng)企業(yè)有顯著效果；地理區(qū)位異質(zhì)性結(jié)果表明，相較于中西部地區(qū)，分層制度對(duì)東部地區(qū)的企業(yè)研發(fā)投入促進(jìn)作用更加明顯，融資約束在東部地區(qū)企業(yè)發(fā)揮部分傳導(dǎo)作用，在中西部地區(qū)具有遮掩效應(yīng)；行業(yè)異質(zhì)性結(jié)果表明，相較于非高科技企業(yè)，分層制度更有助于高科技企業(yè)研發(fā)投入提升，且融資約束在不同行業(yè)均存在部分中介作用。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在分層制度背景下，融資約束對(duì)研發(fā)投入的抑制作用存在分段現(xiàn)象，當(dāng)融資約束水平跨過(guò)門檻值2.0487后，融資約束對(duì)企業(yè)研發(fā)投入起到更加顯著的負(fù)向影響。文章研究成果對(duì)于加快推進(jìn)新三板改革進(jìn)程、改善中小企業(yè)融資環(huán)境、提升中小企業(yè)的研發(fā)能力有一定參考價(jià)值。

基于此，提出如下建議：首先，加快推進(jìn)新三板市場(chǎng)的改革進(jìn)程。持續(xù)深化東部、中部地區(qū)的分層制度，進(jìn)一步提升西部地區(qū)市場(chǎng)一體化程度，實(shí)現(xiàn)東中西部協(xié)調(diào)發(fā)展；激發(fā)國(guó)有企業(yè)科技研發(fā)動(dòng)力，發(fā)揮財(cái)政資金撬動(dòng)作用；進(jìn)一步支持高科技企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)開(kāi)展。其次，改善中小企業(yè)融資環(huán)境。企業(yè)研發(fā)活動(dòng)需要長(zhǎng)期投入，營(yíng)造良好的外部融資環(huán)境有助于研發(fā)項(xiàng)目的開(kāi)展。因此，應(yīng)加強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)對(duì)高新技術(shù)型企業(yè)的貸款支持力度，強(qiáng)化政府對(duì)研發(fā)項(xiàng)目的支持，落實(shí)惠企政策。最后，完善信息披露制度。新三板中小企業(yè)規(guī)模較小，在技術(shù)研發(fā)上具有高風(fēng)險(xiǎn)、保密性等特點(diǎn)，獲取外界資金困難。為此，要建立配套產(chǎn)品的供需信息平臺(tái)，及時(shí)公布創(chuàng)新相關(guān)信息，積極開(kāi)展行業(yè)交流，提高信息透明度。

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