政府引导基金投后赋能与实体...——来自被投企业的经验证据_蒋亚含.pdf

政府引导基金投后赋能与实体企业发展*来自被投企业的经验证据蒋亚含1李晓慧2许诺3(1 中央民族大学管理学院，北京100081;2 中央财经大学会计学院，北京100081;3 浙江财经大学中国政府管制研究院，浙江杭州310018)内容提要:政府引导基金规模大、投资范围广，是我国引导社会资本服务实体企业的重要手段，然而政府引导基金能否以及如何影响实体企业发展尚未有一致结论。本文以20092020 年新三板企业为样本，实证检验了政府引导基金能否以及如何通过投后赋能促进被投企业发展。研究发现，政府引导基金显著提升了被投企业的全要素生产率，这种提升主要通过投后赋能中的信号和资源机制，而非治理机制。拓展性分析发现，政府引导基金投资后，被投企业加大了人力和资本投入，但并未增加创新投入;政府引导基金的直接投资比间接投资更能提高被投企业全要素生产率，异地投资比本地投资更能提高被投企业全要素生产率，但单独投资和共同投资无显著差异。本文的研究为政府引导基金如何加强投后管理、提高资金在被投企业中的使用效率、改善投资方式等重要问题提供了思路，有助于提升政府引导基金运行效果，更好地服务实体经济发展。关键词:政府引导基金投后赋能风险投资机构全要素生产率中图分类号:F270文献标志码:A文章编号:10025766(2023)03004419收稿日期:2022 06 07*基金项目:国家自然科学基金青年项目“公平竞争审查与企业投资行为”(72102206);北京基金小镇控股公司和北京尽调云科技公司横向项目“私募基金管理公司健康诊断和风险防范研究”(JJXZ20190001)。作者简介:蒋亚含，女，讲师，管理学博士，研究领域是资本市场与微观企业行为，电子邮箱:jiangyahan214 126 com;李晓慧，女，教授，博士生导师，经济学博士，研究领域是资本市场与会计，电子邮箱:huicpa811 qq com;许诺，男，讲师，管理学博士，研究领域是宏观政策与微观企业行为，电子邮箱:losxunuodr126 com。通讯作者:蒋亚含。政府引导基金是“政府引导，市场运作”的基金，设立目标是发挥政府资金的杠杆放大效应，吸引社会资本共同投入重点支持领域，其运行模式包含直接投资企业和作为母基金间接投资企业两种形式。一、引言如何引导金融资本服务实体企业发展，是中国当前经济发展中的重要战略问题。“十四五”规划在完善企业创新服务体系中要求“更好发挥创业投资引导基金的作用”，确立了政府引导基金在现阶段支持我国实体经济发展中的重要地位。据清科 私募通数据统计，截至 2021 年底，我国已设立超过1800 家各级政府引导基金，募资总规模超四万亿元，直接或间接投资超过五千亿元。如此大规模的资金若能有效使用，必将成为我国实体经济发展的重要助力;反之，则会造成巨大浪费。因此，探究政府引导基金能否以及如何影响实体企业发展，对当前我国经济发展和金融资本配置至关重要。风险投资机构投后赋能对被投企业的作用已被广泛验证，但政府引导基金作为特殊的风险投44蒋亚含，李晓慧，许诺政府引导基金投后赋能与实体企业发展资机构，其对被投企业的影响却尚未有一致结论(Leleux 和 Surlemont，20031;Guerini 和 Quas，20162;王兰芳和胡悦，20173)。一方面，部分研究认为政府引导基金补充了企业的资金缺口(丛菲菲和张强，20194;李善民等，20205)，缓解了企业的融资约束(宫义飞等，2021)6，促进了企业创新(张果果和郑世林，2021)7;另一方面，也有研究发现，政府引导基金对实体企业发展缺乏促进作用(徐明，2022)8。此外，还有研究表明政府引导基金能否促进企业发展，取决于投资方式(Bertoni 和 Tykvov，20159;黄嵩等，202010)。上述研究结论不一致主要有如下原因:第一，研究侧重点不同。已有文献从政府引导基金的不同侧面出发，分别强调了政府引导基金的信号机制作用(宫义飞等，2021)6、资源机制作用(张果果和郑世林，2021)7 和治理机制作用(徐明，2022)8。第二，被投企业样本选取不同。政府引导基金对不同阶段的企业影响不一致，政府引导基金鼓励“投早投小”，但早期被投企业数据公开程度有限，因此已有研究只能聚焦不同阶段的小规模样本(黄嵩等，202010;张果果和郑世林，20217;徐明，20228)，这导致研究结果差异较大。本文使用样本规模较大的新三板被投企业，全面考察政府引导基金投后赋能机制如何影响实体企业发展，试图从理论推导和研究方法两方面对已有研究进行补充。理论推导上，本文将政府引导基金投后赋能纳入双重委托代理框架中，从投后赋能的动力和能力出发，完整地探讨三种机制(信号、资源和治理)对被投企业的影响(如图 1 所示)。类似其他风险投资基金，政府引导基金的运行存在双重委托代理关系(贾宁和李丹，201111;徐明，20228)，即出资人与风险投资基金(第一重委托代理关系)、风险投资基金与被投企业(第二重委托代理关系)。已有研究发现，第一重委托代理关系中出资人的绩效评价制度和管理制度，会影响风险投资基金在第二重委托关系中对被投企业的赋能(Gompers 和 Lerner，1999 12;Panageas 和 Westerfield，2009 13)。具体而言，政府引导基金绩效评价制度影响其投后赋能的动力:一方面，投资方向是否符合政策要求是重要评价标准，这使投资人更重视投前对企业的选择，缺乏投后赋能的动机;但另一方面，能否吸引更多社会资本也是重要评价标准，为提高被投企业的资金吸引力，投资人有动机充分利用信号和资源机制为被投企业赋能。政府引导基金的管理制度类似于国有企业(兰小欢，2021)14，与各级地方政府关系密切，这对投后赋能的能力也存在两方面影响:既可能由于缺乏市场化专业经验，投后管理能力较弱，无法为企业赋能(余琰等，2014)15;也可能利用政治关联，为被投企业整合资源，形成外部治理效应(张果果和郑世林，2021)7，产生更好的投后赋能效果。因此，政府引导基金投后赋能的动力和能力究竟会如何影响被投企业发展，需进一步探究，而投后赋能的具体作用将通过信号、资源和治理三种机制体现出来。本文将从投后赋能的动力和能力出发，完整地讨论政府引导基金三种投后赋能机制，能否以及如何促进实体企业发展。图 1理论推导框架资料来源:作者整理542023 年 第 3 期当政府引导基金通过子基金进行间接投资时，会存在更加复杂的三重委托代理关系，本文在第六部分的直接检验与间接检验中进行了区分。研究方法上，本文以政府引导基金投资新三板企业为样本，兼顾了政府引导基金“投早投小”的特点和公开数据可获得性。当前研究的缺憾主要是由于政府引导基金鼓励“投早投小”，但早期企业数据披露不全，加之投资事件数据库与其他信息数据库不一致，增加了数据处理难度和成本。针对此问题，已有研究尝试使用早期或 A 股的小规模样本替代(黄嵩等，202010;宫义飞等，20216;徐明，202116;徐明，20228)，或观测特定产业引导基金对行业的影响(张果果和郑世林，2021)7。本文使用新三板被投企业数据，相较于更早期的被投企业，新三板企业信息披露较全面;相较于更后期的 A 股上市企业，新三板企业更符合“投早投小”的初衷，且被投企业样本量更大。因此，本文综合考虑数据可得性、样本数量及政府引导基金投资特点等因素，使用新三板企业数据，试图使结论更具有可推广性，弥补当前样本的缺憾。本文的主要贡献如下:第一，将政府引导基金的特质融入双重委托代理结构，从政府引导基金投后赋能的动力和能力出发，全面考虑信息、资源和治理三种投后赋能机制的作用，丰富了政府引导基金效果评价文献。第二，匹配了投资事件与新三板企业数据，弥补了政府引导基金效果评价文献中被投企业大样本研究较少的缺憾。最后，本文的研究也为后续政府引导基金如何更好地服务实体企业提供了一定的启示。当前中国经济面临更趋复杂严峻和不确定的外部环境，2022 年政府工作报告再次强调“要用好政府投资资金，带动扩大有效投资”，那么政府引导基金在当前如何发挥作用更好地服务实体企业愈加重要。二、文献回顾与研究假设1 文献回顾(1)政府引导基金设立的理论基础。政府引导基金兼具了政府干预和市场风险投资的特征，能促进实体企业发展。一方面，弥补政府直接干预的低效。相较于政府通过直接干预的方式，采用风险投资的形式，能更好地识别被投资企业，缓解资源配置中的信息不对称(Gompers 和 Lerner，2001)17。另一方面，弥补私人资本投资的失灵。科技型初创企业存在信息不对称和不确定性，私人资本往往不愿进入，存在资本缺口，政府资金发挥政府信誉的“信号传递”和“信息认证”作用(Guerini 和 Quas，20162;郭玥，201818;武龙，201919)，纠正市场失灵和弥补早期企业融资缺口(Munari 和 Toschi，2015)20。(2)风险投资机构投后赋能。已有文献中风险投资机构的投后赋能主要分为如下三个机制:第一，信号机制。风险投资机构在其投资领域具有丰富的经验，因此可作为信息优势方为被投资企业提供背书，向市场传递对企业认可的积极信号(Megginson 和 Weiss，199121;温军和冯根福，201822)，带来更多商业合作(Hsu，2006)23，提高企业资本吸引力(Shane 和 Stuart，2002)24。第二，资源机制。风险投资通过投后管理进行资源和知识的输送，为初创企业提供专业知识和商业合作信息(Hochberg 等，200725;Ma，202026;Gonzlez-Uribe，202027)、行业经验与行业资源(Wadhwa 等，201628;陈思等，201729)，促进被投资企业的发展。第三，治理机制。风险投资机构会通过行使收益权、董事会参与权、投票权等(Barry 等，199030;Kaplan 和 Stromberg，200331)，参与企业的经营决策和监管(Hellmann 和 Puri，200232;Bottazzi 等，200833;龙玉等，201734;Block等，201935)，提高企业的治理水平(王会娟和张然，201236;Chahine 和 Zhang，202037)，促进企业发展(Chemmanur 等，201138;吴超鹏等，201239;Bernstein 等，201640)。本文将参照上述风险投资投后赋能机制，完整地论述政府引导基金投后赋能对被投企业的影响以及作用机理。2 理论分析与研究假设(1)政府引导基金能否为实体企业赋能。相较于其他风险投资基金，政府引导基金强调“政策导向，市场运作”，其如下特征可能会对其投后赋能的动机和能力产生两个方向的影响:64蒋亚含，李晓慧，许诺政府引导基金投后赋能与实体企业发展第一，政府引导基金的绩效评价更加侧重政策目标而非经济目标，这一特征影响了投后赋能的动机。政府引导基金的绩效评价以政策目标为主，包括是否发挥引导社会资本的作用，是否投向特定阶段、行业和地区，而对投资收益的关注较低。因此，可能对投后赋能产生两方面的影响:一方面，政府引导基金为满足投资对象的要求，会将更多精力放在投前对企业的选择(丛菲菲和张强，20194;李善民和梁星韵，202041)，而非投后赋能;然而另一方面，政府引导基金为实现吸引社会资本的目标(丛菲菲等，2019)42，也可能积极为企业进行投后赋能，以提高企业的资金吸引力(Brander 等，2015)43。第二，政府引导基金管理机构脱胎于国有企业，这一特征影响了投后赋能的能力。政府引导基金虽是市场化运作，但大部分管理机构出自政府部门或国有企业(73.90%)，国有风险投资的管理和风险控制都会参照国资管理办法(余琰等，2014)15。这一特征对投后赋能能力产生两方面的影响:一方面，相较于其他风险投资基金，政府引导基金投后管理能力相对较弱。已有研究发现，国有背景的风险投资机构投资能力相对欠缺、投后管理机制松散，难以为企业进行投后赋能(余琰等，2014)15。然而另一方面，政府引导基金与地方政府关系密切，拥有更强的资源整合能力，同时对企业形成较权威的外部监督(张果果和郑世林，2021)7，因此产生了更好的投后赋能效果。基于上述推导，从政府引导基金投后赋能动力和能力两方面，提出如下对立假设:H1a:相较于其他风险投资基金，政府引导基金的介入更能促进被投企业发展。H1b:相较于其他风险投资基金，政府引导基金的介入并未促进被投企业发展。(2)政府引导基金的投后赋能机制。已有文献在讨论风险投资机构的投后赋能机制时，主要聚焦于信号、资源和治理机制，因此本文分别从三个机制来探讨政府引导基金投后赋能对被投企业的作用。信号机制。风险投资机构的背书可以降低被投企业与投资者之间的信息不对称，传递出对企业认可的积极信号(Megginson 和 Weiss，1991)21，而政府资金的介入，将会强化这种信号作用(于蔚等，2012 44;宋增基等，2014 45)。从资金吸引力角度，政府引导基金为被投企业注入国有资金，有效提高了企业的声誉，拓宽了企业的资金来源(罗宏和秦际栋，2019)46，缓解了企业融资约束(宫义飞等，2021)6。从经营话语权角度，政府背景资本的进入，代表了政策性倾向，为企业的持续发展形成了声誉担保作用(余汉等，2017)47，提高了其在产业上下游商业合作中的话语权(应千伟和蒋天骄，2012)48。因此，相较于其他风险投资基金，政府引导基金信号作用更强，为被投企业提供了更强的背书。资源机制。政府引导基金所有权背景及配套政策支持，将为企业带来更多的资源。地方政府为保障财政资金保值增值和促进地方经济发展，会对被投企业，尤其是返投当地的企业提供额外的资源便利(Zhang 和 Mayes，2018)49。这种政治关联可能带来的资源包括信贷资源(宋增基等，2014)45、更低的行业进入壁垒(罗党论和刘晓龙，2009)50、财政补贴等公共资源(余明桂等，2010)51。此外，风险投资机构会利用自身投资形成的资源网，为企业提供技术支持(董静等，201752;Gonzlez-Uribe，202027)，政府引导基金更能聚集大量专业技术人员，实现强有力的资源整合，为被投企业提供专业技术协助(张果果和郑世林，2021)7。因此，相较于其他风险投资基金，政府引导基金会为被投企业提供更强的资源支持。治理机制。政府引导基金的监督机制可能对被投企业产生两方面影响:一方面，政府引导基金面临政策性要求，且与监管机构联系更为紧密，将对企业形成强有力的监督治理效应;另一方面，根据政府引导基金的评价标准，其政策性目标大于盈利性目标，因此政府引导基金与被投企业其他股东的目标可能不一致，这将会折损治理效果。Cumming 等(2019)53 发现，若投资机构对企业的监管目标与其他目标冲突，将会弱化甚至恶化战略指导效果。当国有资本的股权超过一定比例时，可742023 年 第 3 期清科 私募通数据统计发现，截至 2021 年底，1475 家政府引导基金管理机构中有 1090 家具有国有背景。能会由于国有资本与企业的目标不一致，损害企业效率(Chen 等，2011)54，引发更严重的代理问题(刘惠好和焦文妞，2022)55。因此，相较于其他风险投资基金，政府引导基金治理机制存在不确定性，既可能发挥更强治理监督效应，也可能引发更加严重的代理问题。基于上述推导，提出如下对立假说:H2a:相较于其他风险投资基金，政府引导基金更能通过信号/资源/治理机制促进企业发展。H2b:相较于其他风险投资基金，政府引导基金未能通过信号/资源/治理机制促进企业发展。三、研究设计1 样本选取和数据来源本文选取20092020 年新三板企业为样本。首先，剔除无政府引导基金和其他风险投资基金(含 PE 和 VC)的样本，以及未披露投资机构的样本;其次，本文仅关注实体企业发展，因此剔除了所有金融行业的新三板企业;第三，剔除核心变量有缺失的样本;最后，为了消除极端值对研究结果的影响，对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。最终，一共得到14158 个“年度 企业”观测样本。投资事件数据来自清科 私募通数据库，该数据库包含了国内所有 PE/VC 投资并购信息，是投资界权威数据库，同时也被 PE/VC 相关研究大量使用。该数据库的政府引导基金板块实时更新了政府引导基金成立、投资、退出等信息，本文以此为基础，通过手工匹配整理获取数据。企业的其他数据来源于 CSMA 和 WIND 数据库。14158 个观测中包含了 3002 家企业，共 3194 次投资事件。投资年度分布如表 1 所示，可以发现，投资事件集中在 2015 年以后，2014 年起政府引导基金大力发展，投资项目逐步增多。从样本分布可以看出，作为实验组的政府引导基金投资样本占比较低，但相较于 A 股上市公司，政府引导基金投资样本不超过 150 家，新三板企业样本占比已相对较高。因此，选择新三板企业样本既满足政府引导基金研究尽可能选择早期样本的需求，又能满足数据可获得性。针对实验组和对照组样本数量差距，本文也将在稳健性检验中通过 PSM 检验处理。表 1投资事件年度分布年份其他风险投资基金投资政府引导基金投资2009112010802011502012141201333820141010201571010820165601142017575167201834511920191097620208356总计254465084蒋亚含，李晓慧，许诺政府引导基金投后赋能与实体企业发展通常认为投资于企业早期阶段的是风险投资(VC)，投资于扩张或者成熟期阶段的是私人股权投资(PE)，但机构无特定阶段偏好，企业阶段也难以划分，因此 VC 和 PE 的区别并无一致结论。多数政府引导基金投资既包含初创期和起步期企业，也包含后期项目，因此本文使用广义的风险投资样本，包含 VC 和 PE。2 变量与模型被解释变量:全要素生产率(TFP)。全要素生产率是实体企业全面发展的重要体现。基准检验采用 OP 法度量全要素生产率。估计指标选取参考赵健宇和陆正飞(2018)56，用营业收入的自然对数度量产出，用员工人数的自然对数度量劳动力投入，用固定资产的自然对数度量资本投入，用资本性支出(构建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金 处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金)的自然对数度量投资。主要解释变量:被投资前后(INV)和是否为政府引导基金投资(GGF)，构造方法参照参考余琰等(2014)15。全样本为所有被风险投资基金投资过的新三板企业，包含政府引导基金和其他风险投资基金，以第一次被投的时间为准，被投资后的样本 INV 为1，还未被投资的样本 INV 为0。根据清科 私募通汇总的政府引导基金投资事件(包括直接和间接投资)，匹配被投企业。被政府引导基金投资的企业样本 GGF 为 1，被其他风险投资基金投资的企业样本 GGF 为 0。基准检验采用多期 DID 模型(1)，模型包含被投资前后(INV)和是否为政府引导基金投资(GGF)，及二者的交互项。预期 INV GGF 系数显著为正，表示相较于其他风险投资基金，政府引导基金的投资更能促进企业全要素生产率提高。TFPit=0+1INVt GGFi+2GGFi+3INVt+jXit+(1)其中，Xit为控制变量，为年度固定效应，为行业固定效应，为残差。表 2 列示了主要变量的含义与描述性统计，观测数为 14158。全要素生产率(TFP)均值为 14.38，与中位数(14.39)接近，表明变量基本无偏。企业规模的均值为 19.06，符合新三板企业规模特点，其他变量也均与新三板研究样本一致。表 2变量描述性统计变量类型变量名含义均值标准差最小值最大值被解释变量TFP全要素生产率，采用 OP 法计算14.380.9211.3816.87解释变量GGF是否有政府引导基金介入，风险投资基金中是否含政府引导基金，是为 1，否则为 00.250.430.001.00INV是否被风险投资基金投资。以第一次被投时间为节点，被投及以后为 1，否则为 00.760.430.001.00控制变量SIZE企业规模，公司资产总额的自然对数19.061.2515.0022.19LEV资产负债率，期末总负债/期末总资产0.390.210.041.32CF现金流量比率，经营活动现金流量净额/总资产0.010.160.760.46OE净资产收益率，净利润/净资产0.070.321.830.92WC营运资本，(流动资产 流动负债)/总资产0.360.280.730.89FIMAGE企业成立年限，样本观测所在年份减去企业成立年份加 1 的自然对数2.460.420.693.26四、实证结果分析1 单变量检验表 3 列示了全要素生产率(TFP)均值在四个子样本中的情况。对比 INV 为 0 和 INV 为 1 的观测均值差异及 T 检验结果，发现两种基金均能提高被投企业的全要素生产率，这初步表明了风险942023 年 第 3 期投资基金为企业赋能的现象。进一步对比发现，被政府引导基金投资后，被投企业的全要素生产率均值增加了 1.18%(0.1699/14.3567)，而被其他风险投资基金投资后，企业全要素生产率均值增长仅为 0.89%(0.1263/14.2507)。初步验证了假设 H1a。此外，从观测数可以发现，其他风险投资基金的样本较多，被投资后的企业 年度样本也更多，这两点可能会影响检验的结果。为此，在稳健性检验中分别通过 PSM 和平衡面板检验两个方法来进一步解决。表 3单变量检验(TFP)变量GGF=1GGF=0INV=014.3567(观测值:1155)14.2507(观测值:2219)INV=114.5266(观测值:2353)14.3770(观测值:8431)T 检验0.1699(P-Value:0.0000)0.1263(P-Value:0.0000)2 基准检验表 4 列示了基准检验结果。为了确保结论的稳健，本文分别采用了不同的方式进行回归。第(1)列到第(3)列，逐步加入了控制变量、年度和行业固定效应。第(1)列 第(3)列 GGF INV 的系数均在 1%的水平上显著为正，表明其他条件不变时，相较于其他风险投资基金，政府引导基金对被投企业的全要素生产率具有更显著的促进作用。根据上文推导，这可能是由于政府引导基金为实现吸引社会资本的绩效评价标准，利用信号传递和资源整合等方式为被投企业赋能，提高了被投企业的整体生产效率。进一步验证了假设 H1a，即相较于其他风险投资基金，政府引导基金的介入更能显著促进被投企业发展。表 4政府引导基金投资与全要素生产率变量(1)(2)(3)TFPTFPTFPGGF INV0.1054 (3.3428)0.0674 (2.7662)0.0757 (3.1037)GGF0.0678(1.6148)0.0487(1.6337)0.0622(2.1268)INV0.2567 (14.3110)0.0326(2.1258)0.0753 (4.7677)SIZE0.4038 (44.3896)0.3934 (40.9582)LEV1.0793 (17.8659)1.1013 (17.8447)CF0.0057(0.1533)0.0074(0.2007)OE0.2902 (12.5646)0.3087 (13.1721)WC0.7451 (16.2911)0.7374 (15.7926)FIMAGE0.0133(0.4893)0.0738 (2.7639)常数项14.1360 (646.1705)6.1215 (39.2447)6.6020 (35.0238)年度/行业固定效应否否是样本数141581415814158调整 20.0690.2520.259注:、*表示分别在 1%、5%、10%水平下显著;括号内为 t 值，标准误差经过公司层面聚类调整，下同3 投后赋能的机制分析(1)信号机制。根据上文推导，政府引导基金通过信号机制提高了企业的资金吸引能力和话语权，进而促进了企业发展。企业在资本市场能否吸引到更多资金，可以使用其融资约束来度量。参照黄贤环等(2022)57，使用应收款项比例度量企业在产业链中的话语权。05蒋亚含，李晓慧，许诺政府引导基金投后赋能与实体企业发展1)融资约束。表 5 第(1)第(4)列列示了融资约束机制检验结果。本研究使用 KZ 指数和WW 指数来度量融资约束。指数越大，表示企业面临融资约束越高。第(1)列和第(2)列是使用 KZ指数的检验，第(1)列对 KZ 指数进行回归，GGF INV 的系数在1%的水平上显著为负，表明政府引导基金的介入显著降低了被投企业的融资约束;第(2)列将 KZ 指数和 GGF INV 共同对全要素生产率(TFP)回归，KZ 的系数在1%的水平上显著为负，GGF INV 的系数在 1%的水平上显著为正，表明政府引导基金通过降低被投企业的融资约束，促进企业全要素生产率的提高。第(3)列和第(4)列使用WW 指数进行检验，系数符号和显著性水平与第(1)列和第(2)列一致。因此，使用融资约束两种不同度量，验证了融资约束降低是政府引导基金投资促进被投企业全要素生产率提高的重要机制。2)话语权。表5 第(5)和第(6)列列示了话语权机制检验结果。企业在客户中的话语权使用企业当年应收账款比例(应收账款除以营业收入，EC)来度量(黄贤环等，2022)57，应收账款比例越低，表明在客户中的话语权越高。需要说明的是，应收账款比例在各种业务中可能会存在一定差异，因此绝对值对话语权的度量力度有限。本文控制了其他可能影响的因素，同时主要观测被投资前后的变化，即相较于其他风险投资基金，政府引导基金投资企业应收账款比例的变化程度，以此度量话语权的变化。第(5)列对应收账款比例(EC)进行回归，GGF INV 的系数在 5%的水平上显著为负，其含义是政府引导基金投资后，企业应收账款显著减少，这表明企业在客户中的话语权有所提高;第(6)列将应收账款比例(EC)和 GGF INV 共同对全要素生产率(TFP)回归，发现应收账款比例(EC)的系数在1%的水平上显著为负，GGF INV 的系数在1%的水平上显著为正，表明政府引导基金的介入，通过声誉效应提高了企业在客户中的话语权，进而提高了被投企业的全要素生产率。表 5信号机制分析变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)融资约束话语权KZTFPWWTFPECTFPKZ0.0112 (3.7776)WW0.0637 (22.9983)EC0.0776 (2.9288)GGF INV0.3432 (3.2736)0.0722 (2.9840)0.3400(2.4168)0.0522(2.3803)0.0567(2.0222)0.0701 (2.9354)GGF0.0196(0.2087)0.0631(2.1549)0.0909(0.7074)0.0574(2.0356)0.0015(0.1013)0.0612(2.1147)INV0.5827 (8.3080)0.0853 (5.2860)0.2336(2.3271)0.0670 (4.5905)0.0543 (4.0780)0.0726 (4.6547)控制变量控制控制控制控制控制控制年度/行业固定效应是是是是是是样本数141581415814158141581415814158调整 20.1500.2610.1140.3970.0040.296152023 年 第 3 期KZ 指数计算来源:Kaplan，S N，and L Zingales Do Investment-Cash Flow Sensitivities Provide Useful Measures of FinancingConstraints?J Quarterly Journal of Economics，1997，(1):169 215。WW 指数计算来源:Whited，T M，and G Wu Financial Constraints isk J The eview of Financial Studies，2006，19，(2):531 559。综上，验证了政府引导基金的信号机制，表明政府引导基金投资通过在资本市场和商品市场发出强有力的背书信号，提高了被投企业的资金吸引能力和话语权，进而提高被投企业的全要素生产率。信号机制是政府引导基金提高被投企业全要素生产率的重要机制之一。(2)资源机制。政府引导基金投入是否会为被投企业提供更多的资源。地方政府通常会通过提供财政补贴等公共资源支持企业发展，配套给予的政府补助是资源机制的重要体现。政府补助(SUBSIDY)使用企业当年获取政府补助的自然对数来度量，企业获得的政府补助越多，代表当地政府为被投企业提供了更多的资助。表 6 列示了政府补助机制检验结果。第(1)列对政府补助(SUBSIDY)进行回归，GGF INV 的系数在 5%的水平上显著为正，表明政府引导基金的介入使被投企业获得更多政府补助;第(2)列将政府补助(SUBSIDY)和 GGF INV 共同对全要素生产率(TFP)回归，发现政府补助(SUBSIDY)和 GGF INV 的系数均在 1%的水平上显著为正，这表明政府补助的增加，是政府引导基金促进全要素生产率提高的重要渠道，验证了政府引导基金的资源机制。表 6资源机制分析变量(1)(2)SUBSIDYTFPSUBSIDY0.0170 (3.8116)GGF INV0.1424(2.1773)0.0640 (2.6777)GGF0.1036(1.6247)0.0640(2.1868)INV0.0305(0.7301)0.0798 (4.9862)控制变量控制控制年度/行业固定效应是是样本数1236812368调整 20.0510.215(3)治理机制。政府引导基金是否会为被投企业提供强有力的治理效应，已有经典文献在讨论国有股东的治理效应时，多从投资效率(魏明海和柳建华，2007)58 和信息披露质量(薄仙慧和吴联生，2009)59 两个视角来观测，因此，本文主要从这两个角度来论证政府引导基金的治理机制。1)投资效率。企业投资效率用过度投资(OVEINV)和投资不足(UNDEINV)来度量，使用两种方法进行估计。第一种方法计算得到过度投资(OVEINV1)和投资不足(UNDEINV1)，这种计算方法所需数据较多，但新三板数据披露不完整，因此样本保留较少。第二种方法计算得到过度投资(OVEINV2)和投资不足(UNDEINV2)，此方法所需变量较少，样本保留较多。表 7 列示了投资效率机制的检验结果。第(1)列 第(4)列分别对过度投资(OVEINV1、OVEINV2)和投资不足(UNDEINV1、UNDEINV2)回归，GGF INV 的系数均不显著，表明相较于其他风险投资基金投资的企业，政府引导基金投资企业的投资效率并没有显著的变化，这表明政府引导基金未能改善被投企业的投资效率。25蒋亚含，李晓慧，许诺政府引导基金投后赋能与实体企业发展第一种计算方法来源:ichardson S Over-Investment of Free Cash Flow J eview of Accounting Studies，2006，11，(2 3):159 189。第二种计算方法来源:Biddle G C，G Hilary，and S Verdi How Does Financial eporting Quality elate to InvestmentEfficiency?J Journal of Accounting and Economics，2009，48，(2 3):112 131。表 7投资效率分析变量(1)(2)(3)(4)OVEINV1UNDEINV1OVEINV2UNDEINV2GGF INV0.0020(0.2496)0.0030(0.9450)0.1613(0.4993)0.0221(1.1510)GGF0.0045(0.6167)0.0039(1.2673)0.0164(0.0449)0.0071(0.4733)INV0.0053(0.9718)0.0033(1.5577)0.1003(0.5013)0.0034(0.3066)控制变量控制控制控制控制年度/行业固定效应是是是是样本数28084511297610745调整 20.0010.0510.2120.4422)信息质量。信息质量的代理变量使用操纵性应计盈余，采用调整后的 Jones 模型计算出残差，作为操纵性应计盈余值(DA)。为了更准确地判断操纵性应计盈余的调整程度和方向，生成操纵性应计盈余绝对值(ABDA)、操纵性应计盈余正向调节值(ABDA_P)和操纵性应计盈余负向调节值(ABDA_N)。表8 列示了信息质量机制的检验结果。第(1)列 第(4)列分别对操纵性应计盈余(DA)、操纵性应计盈余绝对值(ABDA)、操纵性应计盈余正向调节值(ABDA_P)和操纵性应计盈余负向调节值(ABDA_N)回归，GGF INV 的系数均不显著，表明相较于其他风险投资基金投资的企业，政府引导基金投资企业的信息质量并没有显著的改善。表 8信息质量分析变量(1)(2)(3)(4)DAABDAABDA_PABDA_NGGF INV0.0017(0.1723)0.0011(0.1701)0.0013(0.1953)0.0003(0.0513)GGF0.0177*(1.9172)0.0069(1.0832)0.0121(1.9758)0.0059(1.2206)INV0.0314 (4.8398)0.0166 (3.6747)0.0233 (5.4595)0.0095 (2.7678)控制变量控制控制控制控制年度/行业固定效应是是是是样本数14061140611406114061调整 20.0570.1280.0990.050综上，未能验证政府引导基金的治理机制。一种可能的推测是:是否由于政策限制，导致政府引导基金无法深度参与被投企业的治理。综合相关文件(如表 9 所示)，可以发现:当直接投资时，政府引导基金可以对被投企业实行监督;当间接投资时，由于政府引导基金不能参与子基金的日常管理，只能监督以确保政策性目标实现，进而也难以深入参与被投企业的治理活动。结合上文推导，之所以未能发现治理机制，并非完全是因为政策限制，可能的解释是:对于直接投资企业，政府引导基金缺乏投后管理的专业经验;对于间接投资企业，政府引导基金非但无法参与治理活动，且为了实现政府引导基金政策性目标，与被投企业其他股东目标发生冲突，导致公司治理效率下降。表 9政府引导基金管理规定(部分)文件政府引导基金管理规定科技型中小企业创业投资引导基金管理暂行办法(财企 2007 128 号)引导基金不参与日常经营和管理，但对初创期科技型中小企业的投资情况拥有监督权关于创业投资引导基金规范设立与运作的指导意见(国办发 2008 116 号)引导基金应当监督所扶持创业投资企业按照规定的投资方向进行投资运作，但不干预所扶持创业投资企业的日常管理政府投资基金暂行管理办法(财预2015 210号)财政部门应指导投资基金建立科学的决策机制，确保投资基金政策性目标实现，一般不参与基金日常管理事务352023 年 第 3 期续表 9文件政府引导基金管理规定政府出资产业投资基金管理暂行办法(发改财金规 2016 2800 号)政府出资产业投资基金应坚持市场化运作、专业化管理原则，政府出资人不得参与基金日常管理事务资料来源:作者整理五、稳健性检验1 平行趋势检验由于企业被投时间并不一致，本文使用了多期 DID 模型，模型使用前提是被投资前实验组和对照组有相同的变动趋势。为此，本文对基准回归模型进行平行趋势检验，使用回归模型(2)。TFPit=0+4t=4tDt GGFi+jXit+(2)其中，Dj为从 t 4 到 t+4 年的年度虚拟变量，为年度固定效应，为行业固定效应，为残差。观测分布集中在投资的前 5 年到后 4 年，平行趋势检验选择以投资的前 5 年(t=5)为基期