《表5 信息效应机制的检验》

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《研发投入、风险投资与企业融资约束——基于中国制造业上市公司的实证分析》

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注:***、**、*分别表示回归系数在1%、5%、10%水平上显著，括号中数值为t值。

然而，通过OLS回归发现，检验结果并不符合本文的理论预期（如表5模型1～模型4所示），信息不对称的作用并不显著。对此，考虑信息不对称可能存在的内生性问题所造成的回归系数估计量的不一致。如前所述，方程（5）中信息不对称变量受到该模型内企业研发投入与风险投资的共同影响，因此其在该系统中并不满足严格外生的假定。进一步，本文利用Durbin-Wu-Hausman方法对信息不对称的内生性问题进行检验。借鉴李莉等[33]的研究，地区知识产权保护水平有助于改善企业的内外部信息不对称程度，而其与企业研发投入及风险投资参与之间的关系将通过信息效应发挥作用，符合作为有效工具变量的条件。参考李莉等[33]及Hsu等[34]的衡量方法，本文以地区知识产权代理公司密度（省知识产权代理公司数量/省高科技从业人员数量）作为地区知识产权保护力度的代理指标。检验发现，除ILL模型以外，LR、GAM及ASY三个模型中信息不对称变量均拒绝了严格外生的假定（DWH至少在5%的水平上显著），此时采用工具变量两阶段法将得到更为一致的系数估计值。因此，如表5模型5～模型8所示，采用两阶段法对方程（5）进行回归发现，信息不对称程度越高，企业增加研发投入所造成的融资约束问题就越严重（β5均显著为正），而风险投资所发挥的作用则更明显（β4均显著为负），支持了本研究的推论。