財產保險業的創新績效
——一個有調節的中介效應模型

蘇 竣，張 煜

（清華大學 公共管理學院，北京100084）

一、引言

2020年10月，中國共產黨第十九屆中央委員會第五次全體會議提出：“堅持創新在我國現代化建設全局中的核心地位，把科技自立自強作為國家發展的戰略支撐，面向世界科技前沿、面向經濟主戰場、面向國家重大需求、面向人民生命健康，深入實施科教興國戰略、人才強國戰略、創新驅動發展戰略，完善國家創新體系，加快建設科技強國?！睆膰覍用鎭砜?，最高國家科學技術獎勵的頒發，重大科技計劃的實施，如863計劃和973計劃等，推出千人計劃來引進海外科技人才，國家自然科學基金和社會科學基金對科技創新的立項支持等。這些都反映了國家對科技進步產業的支持，對科技創新的鼓勵。因此，提高科技創新績效，增加科技創新產出，為社會各界所特別關注。但如何切實提高科技創新績效，十分有必要來探究增加創新產出的工具和方法，以采取實際措施進一步提升科技創新績效，有效推進創新型國家建設。

科技金融就是提升科技創新績效的一種有效政策工具。風險投資、銀行信貸和科創板等科技金融手段能夠對科技創新發揮巨大的作用。在這方面，國外的科技金融發展相對成熟，擁有完善的科技金融制度體系，如美國的NASDAQ市場、硅谷的風險投資等。中國的科技金融也在不斷發展中。2018年11月5日，在中國首屆國際進口博覽會開幕式上，國家主席習近平宣布將設立科創板。2019年7月22日，科創板正式開市。

然而，相對于火熱的資本市場引人關注，社會公眾對保險業的創新作用缺乏必要的了解和認知。尤其是對涵蓋眾多財產類型，在科技創新過程中發揮著實際作用的財產保險業，研究鮮有涉及。而對于考察財產保險業對創新的影響機理，更較少有專門研究分析財產保險業如何對科技創新發揮作用。

根據中國銀保監會數據，2007年，財產險保費收入只有1，997.74億元；2018年，財產險保費收入已經高達10，770.08億元。2007年，財產險賠款和給付支出僅為1，020.47億元；2018年，財產險賠款和給付支出達到5，897.32億元。①該自然段中所有數據均來源于EPS數據平臺。經查證，數據庫數據來源權威可靠?？梢?，財產保險業正在蓬勃發展，在國民經濟中起到的作用也越來越大。財產保險業越發重要，對其在科技創新中的作用加以探究也更加有必要。

因此，本研究將專門分析科技金融中的財產保險業，對其創新績效加以探究。通過深入挖掘財產保險業影響科技創新產出的作用機制，建立新的概念模型。本文采用面板數據，使用有調節的中介效應模型，對理論模型加以實證研究，深刻揭示財產保險業如何影響科技創新。這不僅有助于公眾豐富和深化對財產保險業在國民經濟中所起作用的認識，也為提高創新產出績效提供了啟示，有益于國家科技進步。

相較已有研究，本研究的創新有如下幾點：第一，研究對象有新意。相對于火熱的資本市場引人關注，社會公眾對保險業的創新作用缺乏必要了解和認知。尤其是對涵蓋眾多財產類型，在科技創新過程中發揮著實際作用的財產保險業，研究鮮有涉及。而對于考察財產保險業對創新的影響機理，較少有研究專門分析財產保險業如何對科技創新發揮作用。本研究專門對財產保險業的創新績效加以實證研究，實證探索財產保險業影響科技創新產出的作用機制。第二，本研究構建了新穎的理論模型，創新性地考慮了市場化程度的調節效應，提出五個假設，建立了以研發經費投入為中介變量的理論概念模型。第三，與原先設想作為市場化手段的財產保險作用發揮將得益于市場化改革不同，本研究發現：過度推進市場化改革會阻礙財產保險業促進科技創新作用的發揮，市場化程度在財產保險業和研發經費投入的關系中起負向調節作用。

二、文獻回顧和理論假設

（一）科技金融作用研究

在科技創新的諸多影響因素中，金融因素往往扮演著重要的角色?？萍冀鹑?，包括風險投資、銀行支持和科創板等，能夠對科技創新發揮巨大的作用。國內外學者對此多有探究。Faria和Barbosa（2014）利用歐盟17個國家面板數據，在控制了風險投資與創新之間潛在的內生關系后，研究發現風險投資促進創新，但主要是在后期。[1]Bertoni和Tykvová（2015）研究發現政府風險資本投資者作為獨立的投資者，對發明和創新無影響。然而，政府風險資本投資者促進了獨立風險資本投資者對發明和創新的影響。[2]Benfratello等（2008）利用20世紀90年代大量意大利企業的創新數據，研究了當地銀行業發展對企業創新活動的影響。[3]蘆鋒和韓尚容（2015）基于2003—2013年29個省份（西藏和新疆以及港澳臺地區除外）的數據，運用面板模型分析了科技金融對科技創新的影響。研究結果表明：不同區域、不同階段，科技金融對科技創新都發揮著不同的作用。[4]張玉喜和趙麗麗（2015）采用2004—2012年中國30個省份（西藏和港澳臺地區除外）數據，運用靜態和動態面板數據模型，實證分析了中國科技金融投入對科技創新的作用效果。[5]

在回顧科技金融工具的創新作用研究文獻時，發現對保險業創新作用加以研究的國內外文獻偏少，對涵蓋眾多財產類型，在科技創新過程中發揮著實際作用的財產保險業，研究更鮮有涉及。本研究將分析科技金融中的財產保險業，對其創新績效加以探究。

實際上，相對于壽險行業以人的身體健康作保險標的而言，財產保險業以各類國民財產作保險標的，這樣，財產保險就能夠彌補經濟損失，維護經濟社會穩定。學者們對此多有論述。例如，胡旭耀（2019）選取2000年至2017年安徽省數據進行實證研究，發現財產保險業的發展能夠影響安徽經濟。[6]實際上，財產保險業涵蓋險種眾多。有些具體險種能夠補償研發創新過程中的經濟損失，防止各種風險侵害，為創新過程中的各類資金經濟活動提供保障，間接對創新產出發揮作用，如科技保險等。也有險種能夠直接承保高技術產業中的風險，直接對創新產出發揮保障作用，如核保險、衛星保險等的各類特殊風險保險。此外，還有保障重大科技工程的工程保險等，也能夠直接對創新產出發揮保障作用。

基于以上分析，這里提出假設：

H1：財產保險業能夠直接或間接對科技創新產出發揮保障作用。

H1a：財產保險業能夠直接對科技創新產出發揮保障作用。

H1b：財產保險業能夠間接對科技創新產出發揮保障作用。

（二）創新投入產出研究

科技創新過程中，最核心的關系是創新投入產出關系。在創新投入產出關系中，一般認為研發投入有助于創新產出提升。眾多學者對此進行了研究。王佳（2020）以我國滬深A股制造業上市公司2014—2018年面板數據為樣本，研究了高管團隊穩定性對企業創新績效的影響，并且發現研發投入起中介作用，有助于企業創新績效提升。[7]王康和周孝（2017）以中關村海淀科技園企業微觀數據為基礎，實證研究了R＆D投入對技術創新績效產生非線性影響。[8]

眾多創新因素最終都要通過創新投入產出鏈條這一渠道來發揮影響。例如，李夢雅和嚴太華（2019）基于2010—2016年在我國創業板上市的153家企業面板數據，運用PSM法分析風險投資對企業創新產出的具體作用機制。結果顯示：在良好的地區制度環境下，風險投資引致的額外研發投入能夠間接地增加企業的創新產出。[9]由此可見，科技創新過程中，創新投入產出關系非常重要，十分有必要加以深入探討。

在研究過程中，國內外學者使用知識生產函數對創新投入產出關系加以描述和研究。如柳卸林和田凌飛（2019）運用比較優勢理論、動態比較優勢理論并考慮吸收能力的調節作用，構建知識產出函數分別探討領先地區和追趕地區不同階段內傳統產業與高技術產業研發投入對于區域創新產出的影響。[10]

知識生產函數有眾多形式，柯布道格拉斯函數就是其中一種形式?？虏嫉栏窭购瘮抵型ǔＪ褂萌肆唾Y本兩個生產要素，這給了研究者有益的啟發：在創新投入產出關系中，創新投入可以分為R&D人員投入和R&D資本投入，國內外學者對此多有研究。Manzaneque等（2018）使用條件logistic回歸，基于2006—2010年1027家西班牙制造企業的縱向樣本，實證研究家族管理是否對R&D強度、R&D人員和社會資本與技術創新的關系起調節作用，該學者也對創新投入中R&D人員和資本投入進行了區分。[11]

本研究中也將探討創新投入產出關系，并受柯布道格拉斯函數啟發，采納了經費投入和人力投入兩個創新投入要素。故基于以上分析，這里提出假設：

H2：創新投入對創新產出能夠發揮影響。

H2a：創新經費投入對創新產出有影響。

H2b：創新人力投入對創新產出有影響。

（三）經費投入的中介作用研究

正如前面所說，眾多創新因素最終都要通過創新投入產出鏈條這一渠道來發揮影響。Calik和Calisir（2019）利用土耳其309家公司的數據進行結構方程建模，以檢驗創新投入、創新過程和創新產出之間的關系。結果表明，創新投入要素對創新過程有正向影響，創新過程對創新產出具有正向影響，在創新投入要素與創新產出之間的關系中起了中介作用。[12]

不同于上述研究中以創新過程為中介變量，事實上，在眾多研究中，創新投入產出鏈條中經常起中介作用的變量是創新投入。很多影響因素通過對創新投入這一中介變量發揮影響，最終傳導給創新產出。這方面的研究有很多。例如，胡志穎等（2014）基于社會網絡理論，考察風險投資網絡位置對創業板IPO公司成長性和創新投入的影響。研究發現，風險投資網絡位置通過創新投入對企業的成長性提升起中介作用。[13]馬嫣然等（2018）為研究風險投資對初創企業技術創新產出的影響，基于中介效應模型，結合數據包絡分析方法和靜態面板回歸方法，對創業板上市公司樣本進行實證分析。研究發現：研發投入在風險投資與技術創新之間發揮部分中介作用。[14]

更有學者對研發投入加以細分，具體研究了人員或經費投入的中介作用。例如，羅明新等（2013）采用中國創業板上市公司2009—2011年數據，發現政治關聯對技術創新績效具有顯著負向影響，研發投資在其中起完全中介作用。[15]祁特等（2020）利用深交所、上交所、巨潮資訊網等官網披露的21家新能源汽車上市公司2010—2017年面板數據，定量分析了政府R＆D補貼與企業創新績效的關系，研究發現企業R＆D支出部分在其中起中介作用。[16]

與上述研究類似，本研究將探討財產保險業的創新績效。而假設H1b認為財產保險中有些具體險種，如科技保險等，能夠彌補研發過程中的經濟損失，這樣就間接對創新產出發揮作用。本文將揭示財產保險業對科技創新產出的這種間接影響機制，深刻洞悉財產保險業對科技創新的作用機制。由以上分析可知，財產保險業能夠補償創新過程中的經濟損失，通過穩定的保障研發經費投入來最終作用于創新產出。故這里提出假設：

H3：財產保險業能夠對研發經費投入起保障作用。

H4：研發經費投入在財產保險與創新產出的關系中起中介作用。

（四）市場化程度的調節作用研究

創新經費投入的中介作用H4假設，強調了科技創新中經費投入的作用。經費投入，必然涉及市場與政府的資金投入比例問題，即經費投入結構會反映出市場化程度。這種經費投入結構的市場化程度必然會對經費投入的中介作用發揮產生影響。事實上，市場化程度的確在科技創新投入產出過程中起一定作用。在這方面，國內外學者多有探討。Genc等（2019）測試了阿拉伯聯合酋長國的235家中小企業。發現新興市場中小企業國際化程度對創新績效有積極影響，且完全由中小企業的市場導向和創業導向所中介。[17]劉偉等（2020）基于2010—2016年522家中國制造業民營上市公司數據，采用面板模型實證檢驗政治關聯對企業技術創新績效的影響機制。結果表明：在二者關系中，研發投入具有中介效應，市場化程度起正向調節作用。[18]嚴若森等（2019）以2012—2016年中國滬深兩市A股上市家族企業為研究樣本，探討家族股權涉入、家族董事會涉入和家族管理涉入對企業研發投入的影響，以及市場化程度與政治關聯對此影響的調節作用。研究結果表明：市場化程度起負向調節作用。[19]由此可以看出，大多數學者均認為市場化程度在科技創新過程中起調節作用。本研究將在對財產保險業的創新績效加以分析時，充分考慮市場化程度的調節效應。

由于財產保險是一種市場化手段，是來自保險企業和投保人互利共贏的市場化行為。通常認為，市場化程度越高，財產保險業就越能充分發揮經濟補償和穩定社會的作用。在過去大包大攬的計劃經濟下，政府包攬一切，財產保險的作用將被抑制，不便于發揮。故假設H3中認為財產保險業能夠起到對研發經費投入的保障作用，是以市場經濟為前提的，這種保障作用的發揮與市場化程度正相關。由于本研究中采用財政依賴度來衡量市場化程度，財政依賴度越高，市場化程度越低。故換句話說，財產保險保障作用的發揮與財政依賴度負相關。

基于以上分析，提出假設：

H5：財政依賴度在財產保險業對研發經費投入的保障作用中起負向調節作用。

H5假設與該假設等價：市場化程度在財產保險業對研發經費投入的保障作用中起正向調節作用。

綜上，本研究最終構建概念模型如圖1所示。

圖1 理論概念模型

圖1 中創新性地考慮了市場化程度的調節效應，提出了五個假設，建立了以研發經費投入為中介變量的新穎的理論概念模型。圖1中，財產保險業影響創新產出存在兩條路徑：財產保險業既能直接影響創新產出，也能通過影響創新經費投入這一中介變量最終對創新產出發揮間接作用。財政依賴度則對財產保險業與研發經費投入的關系起調節作用。通過建立圖1中的因果概念模型，厘清了因果邏輯關系，闡明了因果鏈條，理論模型充分揭示了財產保險業影響科技創新產出的因果作用機制。下文中將使用實際數據，采用參數估計和統計推斷方法，具體使用有調節的中介效應模型，對理論概念模型進行實證探究，更充分地揭示了財產保險業影響科技創新產出的因果作用機制。

本研究將采用圖1中新穎的理論概念模型，使用有調節的中介效應模型實證研究財產保險業的創新績效，揭示財產保險業影響創新產出的作用機制，對概念模型的五個理論假設H1、H2、H3、H4和H5進行假設檢驗。

三、研究設計

（一）變量選取

研究中所使用的各變量符號、變量用途、定義指標、數據來源及說明，具體見表1。表1中共10個變量。其中，T和I分別為面板數據的時間和個體維度。

表1 各變量的定義及說明

因變量：采用發明專利Y作為衡量創新產出的主要指標。相比實用新型和外觀設計，發明專利技術含量更高，更能代表科技創新（蘇竣，2014）。[20]由于科技論文更多是基礎科學創新，而且多是由高等學校產出，產出機構的覆蓋面相對較小，故《科學引文索引》收錄數Z（即SCI數目）不適宜作為衡量全社會科技創新產出的主要指標。本研究僅在穩健性檢驗時，采用SCI數目作為科技創新產出。

核心自變量：選擇財產保險賠付支出X，用于表示財產保險業。由于財產保險實際發揮損失彌補、穩定社會的作用，主要是通過理賠環節，通過賠付支出直接作用于受損財產，起到實際保障作用。因此，為了研究財產保險對科技創新的實際作用，宜選用財產保險賠付支出X作為核心自變量，來表示實際的財產保險保障。而財產保險保費收入，僅作為穩健性檢驗使用。

調節變量：按照假設H5，選擇財政依賴度W，用于反向衡量市場化程度。該指標經計算而得。選擇中國科技數據庫-年度數據（分地區）中的研究與試驗發展（R&D）經費內部支出（萬元）作為分母，并選擇該項目下按資金來源項下的政府資金（萬元）作為分子。按公式“財政依賴度=政府資金/研發經費投入”，二者相除即得該指標。

中介變量：按照假設H4，選擇經費投入M作為中介變量。具體指標則選用研究與試驗發展（R&D）經費內部支出。

控制變量：研發人力投入L和地區經濟水平E。

H2假設中創新投入可以分為經費投入和人力投入。在選擇經費投入M作為中介變量的同時，與之相對，根據H2b假設，選取人力投入L作為經費投入影響創新產出路徑上的控制變量。具體指標選取研究與試驗發展（R&D）人員全時當量作為對人力投入的衡量。

與H3假設路徑相對，除了財產保險業影響經費投入之外，區域經濟水平作為經濟基礎，從整體環境上影響著一切地區經濟活動，是當地政府和企業資金投入的根本源泉，同樣影響著經費投入。因此，在H3路徑上，選擇地區經濟水平E來控制財產保險業X對經費投入M的影響。具體指標選取地區生產總值作為對區域經濟水平的衡量。

（二）樣本采集

限于數據可得性，表1中共有9個變量選取了2009—2018年中國31省份共10年的面板數據①變量Z僅選取2009—2017年共9年的面板數據。因變量Y替換為Z作穩健性檢驗時，需調整所有樣本的時間區間，將時間范圍統一為2009—2017年（9年）。。補全數據缺失值則采用線性插值法，即中間數是左右兩端數的均值（陳強，2014）。[21]

樣本采集的數據來源詳見表1。樣本數據的描述性統計分析，詳見表2。表中中國科技數據庫的數據來源：中國科技統計年鑒、科技統計資料匯編、中國主要科技指標數據庫，由中國科技部、中國國家統計局提供；中國保險數據庫的數據來源：中國金融年鑒，由中國保監會提供；中國區域經濟數據庫的數據來源：中國區域經濟統計年鑒，由中國國家統計局提供。

表2 各變量的描述性統計

本研究中所采集的所有數據庫樣本數據均來自EPS數據平臺。經核驗，數據來源可靠。

（三）模型設定

本研究采納圖1中的理論模型，建立有調節的中介效應模型，實證研究財產保險業對科技創新的促進作用，揭示財產保險業影響創新產出的作用機制。

以Y為因變量，X為核心自變量的基準模型，其待估方程形式如下：

(1)式中，m為中介變量，W為調節變量；XW為交叉項，表示變量X與W的交互，能反映出W的調節效應；e和l為圖1中不同路徑上的控制變量。（1）式用方程形式完整地描述了圖1中的理論概念模型。

（1）式中在給定W的條件下，X對Y的條件間接效應=b1(a1+a3w)，X對Y的直接效應為b2。

穩健性檢驗采用兩種方法進行。一是將（1）式中的X替換為K。二是將（1）式中的Y替換為Z，同時調整所有樣本時間區間，統一樣本時間范圍為2009—2017年，共9年。

接下來，研究將采納（1）式中的有調節的中介效應模型，使用Stata 16軟件進行實證研究。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

（1）式中有調節的中介效應模型的回歸結果，本研究將以該回歸結果為基準展開分析。

基準回歸結果中，大部分的變量都很顯著。只有因變量為Y的部分中W和WX不顯著：P值較大，Z值較小。這說明：W作為調節變量，對圖1中H2a路徑影響很小，對創新投入轉化為產出環節不起調節作用。這與圖1中的概念模型相一致。

基準回歸結果中，X對m的影響和m對Y的影響均顯著，Z值分別高達2.71和14.98。這說明X通過M這一中介變量對Y有顯著間接影響。即假設H1b、H2a、H3和H4正確。因變量為Y的部分中，X對Y有顯著影響，Z值高達5.73。這說明：X對Y也有顯著直接影響。假設H1a也得到了證實。綜上可知，財產保險保障能夠通過直接作用和間接作用共同影響創新產出，假設H1正確。這也說明：中介變量M在財產保險保障和創新產出之間起部分中介作用。

基準回歸結果同時顯示：X對m的影響和m對Y的影響均為正，系數估計值分別為正的89.22329和0.0018136。這說明：財產保險X對中介變量M和中介變量M對創新產出Y的影響均為正。此外，因變量為Y的部分中，X對Y的直接影響也為正值，系數值為0.2828798。綜上可知：圖1中，財產保險直接和間接影響Y的兩條路徑均為正向傳導。

因變量為m的部分，WX的系數Z值為4.55，同樣十分顯著。這說明W對X與M之間的關系起顯著的調節作用。這再次證實了圖1中概念模型的正確性。

控制變量方面，基準回歸結果中各控制變量的P值均接近于0。以M為因變量的部分中，E的Z值高達12.53，變量E十分顯著。將地區經濟E納入圖1中做H3路徑上的控制變量，十分正確。以Y為因變量的部分中，l的Z值為3.21，變量l也很顯著。故接受假設H2b。故將人力投入l納入圖1中做H2a路徑上的控制變量，同樣十分正確。

（二）調節效應分析

W對X與M之間的關系起顯著的調節作用。然而，調節作用的方向還需進一步探討。

將W取不同的值，分別測算（1）式中X對Y的條件間接效應b1(a1+a3w)：W取均值減一個標準差為低；取均值為中；取均值加一個標準差為高。計算結果見表3。

表3 不同W值下的條件間接效應

表3 顯示：隨著調節變量W取值的增高，條件間接效應也在持續增加。同時，表3顯示：這種條件間接效應十分顯著：P值為0，Z值高達3.93、6.01、7.17。

接著，為了更形象地反映W調節作用的方向，這里將進一步繪制調節效應圖。繪圖時，將W按照高低進行三等均分，分為0、1、2三組。0代表低值，1為中間值，2代表高值。最終繪制的調節效應圖，見圖2。

圖2 調節效應圖

圖2 中，橫軸表示調節變量W的取值，縱軸表示X對Y的條件邊際效應，反映了X對Y的邊際間接影響。圖2中的調節效應圖顯示：隨著W增加，X對Y的條件間接效應遞增，這與表3的結論相一致。又由于基準回歸結論：財產保險直接和間接影響Y的兩條路徑均為正向傳導，可知W的調節效應也為正向。結合圖1中的概念模型，得出結論：W對X與M之間的關系起正向調節作用。因此，財政依賴度在財產保險業對研發經費投入的保障作用中起正向調節作用。換句話說：市場化程度在財產保險業和研發經費投入的關系中起負向調節作用。假設H5被證偽，故拒絕H5假設。

W的正向調節作用說明：財政依賴度越高，行業市場化程度越低，財險業對科技創新的保障作用發揮的越順暢。這充分說明了科技行業是一個特殊的行業，科技領域中存在市場失靈現象。只有在政府對科技創新產業提供穩定充實的經費支持前提下，作為市場化手段的財產保險業才能或直接發揮損失補償作用，或通過保障科研經費投入的穩定這一中介機制，來對科技創新產出發揮正向促進作用。財產保險業市場化作用的充分發揮有賴于政府對科技進步產業最堅定的支持。在公共科技領域，為克服市場失靈，政府干預是必需的。只有如此，財產保險業的正向創新作用才能順暢發揮。

（三）穩健性檢驗

這里，穩健性檢驗采用替換變量和調整樣本量兩種方法進行。

具體而言，一種做法是將（1）式基準回歸模型中的自變量X替換為K。另一種做法是將（1）式中的因變量Y替換為Z，同時調整所有樣本的時間區間，統一樣本時間范圍為2009—2017年，共9年。

表4 中的基準回歸結果即是（1）式的參數估計結果，最右邊的兩列為上述兩種做法的回歸結果，用于穩健性檢驗。

表4 穩健性檢驗結果

表4 中，與基準回歸結果比較，替換自變量之后，因變量為m的部分中，m、r和常數項的結果均相似；x和k、wx和wk的系數稍有不同，但x和k的作用方向一致，wx和wk的作用方向一致，顯著性相似；系數不同源于x和k變量的差異性。替換自變量之后，因變量為y的部分中，與基準回歸結果比較，主要變量m、e、l和常數項的結果同樣相似；x的結果則和k的結果類似。

替換因變量和調整樣本時間區間之后，與基準回歸結果比較，因變量為m的部分中，所有變量和常數項均類似，見表4上半部分。替換因變量和調整樣本時間區間之后，因變量為Z的部分中，與基準回歸結果比較，主要變量m和e結果相似；x和l方向不同，但系數的絕對值類似。x和l作用方向的不同，其他次要變量的差異，均源自因變量y和z本身的差異性。

如果不考慮自變量x和k本身的差異性，剔除因變量y和z自身的差異性，穩健性檢驗結果均會十分類似。盡管次要指標略存差異，穩健性檢驗結果依然顯示：表4中的主要回歸結果相似，主要回歸結論一致。因此，本研究基準模型的結論準確，通過了穩健性檢驗。

五、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

本研究創新性地考慮了市場化程度的調節效應，提出五個假設，建立了以研發經費投入為中介變量的理論概念模型。通過建立因果概念模型，厘清了因果邏輯關系，闡明了因果鏈條，理論模型充分揭示了財產保險業影響科技創新產出的因果作用機制。然后，采用2009—2018年中國31個省份面板數據，使用有調節的中介效應模型，專門對財產保險業的創新績效加以實證研究，實證探索財產保險業影響科技創新產出的作用機制，對概念模型中的五個理論假設H1、H2、H3、H4和H5進行假設檢驗，獲得了新的發現。

最終，研究接受了H1、H2、H3和H4假設，拒絕了H5假設。研究主要發現：財產保險業能夠直接和間接地正向影響創新產出；研發經費投入在財產保險業和創新產出之間起部分中介作用。另外，與原先設想作為市場化手段的財產保險作用發揮將得益于市場化改革不同，本研究發現：過度推進市場化改革會阻礙財產保險業促進科技創新作用的發揮，市場化程度在財產保險業和研發經費投入的關系中起負向調節作用。本研究的結論揭示了財產保險業影響科技創新產出的因果作用機制，不僅豐富和深化了學者們對財產保險業在國民經濟中所起作用的認識，也為改善創新產出績效提供了啟示，為創新產業中政府和市場的合理分工提供了清晰的思路。

（二）政策啟示

本研究的結論具有以下政策含義：第一，財產保險業能夠直接和間接地正向促進創新產出提升。過去，公眾往往更關注風險投資、創業板和銀行信貸之類的科技金融政策工具，忽視了保險業的創新作用。本研究證明了財產保險業的科技創新績效，政府、企業和科技工作者應當破除舊有觀念，與財產保險公司展開合作，提供扶持政策，幫助保險公司改善現有的具備創新支持作用的財產保險，開發更多面向科技創新領域的保險產品，真正將財產保險業的創新作用發揮出來。

第二，財產保險業影響科技創新產出的作用機制也顯示了多管齊下提升創新產出績效的可能。因此，增加研發經費和研發人力投入；扶持財產保險業發展；財產保險公司優化支持科技創新產業的產品；政府提供充足的研發經費支持，克服科技領域中的市場失靈等，這些都有助于改善科技創新產出績效。鑒于研發經費投入在財產保險業和創新產出之間起部分中介作用，地位十分重要。因此應當采取多種措施保障研發經費的持續投入。通過政府扶持和財產保險等市場力量的保障作用，對科技創新產業給予穩定充足的研發經費支持，暢通科技創新機制中研發經費投入路徑，保障研發經費投入這一中介機制順暢運行，推動科技創新機制良性運轉。

第三，與原先設想作為市場化手段的財產保險作用發揮將得益于市場化改革不同，本研究發現：過度推進市場化改革會阻礙財產保險業促進科技創新作用的發揮。這一結論與預想設想不同，是創新性的。在各種經濟理論中，市場失靈這一常規經濟理論能夠對該結論做出最合常理和最自然的可能解釋，對該創新性結論的因果關系闡釋直觀清晰且自然合理。用這一的理論使該創新性結論具備說服力，可信度更高，因果關系具備邏輯自洽性。具體地，市場化程度的負向調節作用表明：市場化程度過高，財政支持不足，財產保險業對科技創新的正向保障作用會受到極大的抑制。財政依賴度高，行業市場化程度低，財產保險業對科技創新的保障作用會得到更好的發揮。這充分說明了科技行業是一個特殊的行業，科技領域中存在市場失靈現象。過度和盲目推行市場化改革會最終損害科技創新產業。只有在政府對科技創新產業提供穩定充實的經費支持前提下，作為市場化手段的財產保險業才能或直接發揮損失補償作用，或通過保障科研經費投入的穩定這一中介機制，對科技創新產出起到正向促進作用。財產保險業市場化作用的充分發揮有賴于政府對科技進步產業最堅定的支持。在公共科技領域中，為克服市場失靈，政府干預是必需的，只有這樣，財產保險業的正向創新作用才能順暢發揮。政府部門應該加大研發經費投入，堅定地扶持科技創新產業。