股權融資對企業技術創新的影響

梁曙霞 張騫

[摘要]加大科技創新，大力發展先進制造業是打造制造強國的戰略性任務。這需要動員更多資本，安排有效分散風險的金融制度與之相匹配。利用2010—2019年A股上市先進制造業企業相關數據，通過整體樣本回歸、加入分產權性質以及分地區樣本回歸實證研究股權融資對其技術創新的影響，并從產權性質和區域分布差異分析影響的異質性。研究結果表明：（1）股權融資對先進制造業企業創新投入有抑制作用，但顯著促進創新產出；（2）國有產權性質企業股權融資對創新投入促進作用更大，非國有產權性質的股權融資對創新產出的促進作用更明顯；（3）中部地區企業股權融資未提升技術創新投入與產出，西部地區企業股權融資顯著促進創新投入與產出。因此，應進一步完善多層次資本市場建設，不斷提升國有企業創新能力，持續優化民營企業的創新環境，合理配置區域間經濟和創新資源。

[關鍵詞]股權融資；先進制造業；技術創新

一、 引言

構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，必須堅持在科技和產業兩個戰場同時發力，促進產業鏈和創新鏈“雙鏈融合”。先進制造業因其具有創新性的先進技術、創新性的組織結構、創新性的生產方式等特征[1]，成為推動雙鏈融合、促進雙循環的重要抓手，是我國制造強國戰略的重要內容1。2021年，代表我國先進制造業水平的裝備制造業PMI和高技術制造業PMI全年均值分別為52%和54%，都明顯高于50.5%的制造業PMI均值。從規模以上工業增加值增速看，2021年，高技術制造業增加值同比增長 18.2%，高于整體水平8.6個百分點；裝備制造業增加值增長12.9%，高于整體水平3.3個百分點2。然而在中美貿易爭端和新冠疫情沖擊下，我國制造業暴露出關鍵核心技術“卡脖子”、產業基礎受制于人和產業鏈、供應鏈對外依賴嚴重等問題，解決這些問題的根本路徑就是要推動制造業企業加大科技創新。

創新具有資金需求大、產出周期長、投入風險大等顯著特征，這就需要能夠動員更多資本、有效分散風險的金融工具的支持。股權融資以其資金供給量大、無期限約束、無需還本付息和風險共擔等特點被認為是最能有效匹配技術創新投資需求的融資方式[2-4]。但也有學者在實證研究中發現股權融資在一些具體情境下沒有對技術創新產生應有的促進作用。Brown研究發現股權融資對美國上市制造業新興企業的技術創新產生了負向影響[2]。Cui等認為企業對外源融資的偏好程度越大，股權融資對其企業創新研發投入的抑制作用越明顯[5]。產生結論分歧的原因有很多，如樣本的選擇差異、指標選取差異、檢驗方法差異以及實證分析過程中異質性考察不足等。

據此，本研究進一步縮小研究范圍，基于我國A股上市的先進制造業企業2010—2019年的相關數據，運用多元線性回歸檢驗股權融資與創新投入、創新產出的關系。進一步地，分析產權性質差異在股權融資與先進制造業企業技術創新投入產出關系中的調節作用，并從區域分布差異上分析兩者關系的異質性。上述研究對于各類先進制造業企業如何更好地發揮股權融資對技術創新的促進作用具有重要的參考意義。

本文的創新之處在于：第一，在研究內容上，考慮到產權性質、區域差異與企業技術創新的關聯緊密，本文分析不同條件下股權融資對先進制造業企業技術創新的作用效果，細化股權融資對對先進制造業企業技術創新影響的相關研究，為相關部門制定合理的融資促進方案提供依據；第二，在研究角度上，相比基于工業企業數據庫研究會面臨不同企業在規模、經營績效、行業領域等方面存在明顯差異等問題，本文選取先進制造業上市公司數據作為研究樣本，使研究結果更具針對性和解釋力。不同于已有文獻主要研究股權融資與企業創新研發投入的關系，本文將企業創新分為投入和產出兩個階段分別研究，所得結論更為客觀。

二、 理論分析與研究假設

1. 股權融資與先進制造業企業技術創新

先進制造業企業研發創新具有資金需求大、技術可行性難以預測、失敗率高、耗費時間長等特點，外部融資成本高，因而面臨嚴重的融資約束[2，6]。良好運行的股票交易市場能夠有效降低融資方和出資方的信息不對稱，有效發揮風險分擔功能，引導投資者配置高風險、高收益的項目。企業憑借上市的信用“背書”，會吸引更多投資者跟投，股票市場的正反饋提高了企業創新積極性[7]，企業通過將風險轉嫁給外部投資者，提高了自身創新的風險承受能力[8-9]。然而，以上分析成立的條件是資本市場成熟完善，具有有效的價格發現功能，企業也能夠科學合理地配置資金。事實上，技術創新具有較強的不確定性，對研發領域投資的信息不對稱問題明顯。監管機構要求上市公司要及時充分披露信息[10]，而企業出于對技術尤其是行業共性技術和核心關鍵技術的安全保密的考慮不愿公開相關信息，使技術研發方（企業）與潛在的股權投資方存在信息不對稱和道德風險[11]，導致要么真正的高端技術難以獲得股權融資支持，要么企業在獲得融資后不愿再增加創新投入。再者，“股市短視”特征往往難以正確評估企業研發投入的長期價值，委托代理問題更顯突出。管理層追求短期效益而厭惡風險，對技術創新的研發投入意愿不高。外部控股股東在研發投入巨大的風險與個人短期利益面前，更傾向于投資短期項目以獲取現金回報[12]。另外，成立（或上市）時間短的企業傾向于通過保持成長率來獲得更多融資，企業更會將資金用于增加企業市值而造成對創新投入的擠出。Brown[2]指出上市時間較短的年輕企業為了追求高成長率通常會面臨投資過度的問題，因而對研發支出的抑制作用也較大。孟慶斌等[13]通過實證發現，“中國上市公司的創新投入水平普遍較低，僅有約5%的企業創新投入超過最優閾值，若繼續增大則會導致企業違約風險上升”。

獲得股權融資后，企業將對資金進行進一步的配置，用于擴大產能和技術投入，以及創新項目商業化所需的運營投入，還可以通過并購購買更多專利和新技術[11]。上市公司需要建立現代企業制度，加強企業內部管理和發展，通過建設優秀的企業文化，實施貨幣、股權激勵，充分調動人才積極性，建立科學的創新管理制度，學習先進管理經驗，優化創新環境，營造創新氛圍等措施，努力提升市場的評估價值，從而降低公司的外部融資成本、促進創新產出。有些上市公司實施員工持股計劃，通過綁定員工利益，提升員工在創新過程中的個人能力、團隊協作和穩定性，促進了創新產出[14]。風險投資方為了獲得預期的“附加值”會充分利用其專業知識、信息網絡和社會聯系對企業進行業務推薦、廣泛的指導和經濟援助[15]。

綜上所述，本文提出如下假設：

H1a：股權融資對先進制造業企業技術創新投入具有抑制作用，即股權融資的增加未能促進企業增加技術創新研發投入。

H1b：股權融資與先進制造業企業技術創新產出呈現正相關關系，即股權融資增加促進企業技術創新產出的增加。

2. 產權性質差異的調節效應

國有控股企業擁有更多的政策優勢，具有政府的擔保背書，同時有嚴格的管理制度，信息的披露也更全面規范，更易獲取投資者的信任，技術創新項目也能夠獲得更多的資金支持。一方面，國有企業先天具有研發資源秉賦或規模壟斷優勢，面臨的市場競爭壓力較小，因而缺乏創新動力，同時國有企業需要承擔很多社會責任，如解決就業、平衡市場資源配置等，這也增加了其創新成本，可能降低創新產出；另一方面，研發創新風險大、周期長，需要通過適當的薪酬激勵使經理人與股東利益達成一致，但國有企業經營管理存在著委托代理問題和預算軟約束問題，經理人的多目標性和政治利益驅動弱化了薪酬激勵對經理人進行創新的促進作用[16]。經理人會更多地將R&D資本投入見效快、風險低的項目，導致企業創新乏力或產出不能滿足消費者的需求， 即使增加再多的研發投入，也可能無法有效地轉化為利潤[18]。

相比之下，非國有民營企業融資約束大，融資成本高，同時在職工薪酬、固定資產購置等方面運營支出比例較大，因而對于技術創新的總體投入水平應不及國有企業。此外民營企業大股東股權質押普遍，出于市值管理的動機，大股東很可能會削減創新投入[18]。但由于民營企業面臨的市場競爭壓力更大，對要素價格的反應更為敏感，研發激勵更為強烈，會最大化地追求投入產出比，從而不斷促進技術創新產出水平的提高。所以隨著股權融資額的增加，民營企業的技術創新產出提高的程度應當高于國有企業[19-20]。因此，本文提出如下假設：

H2：股權融資對不同產權性質的先進制造業企業技術創新的影響存在異質性。國有企業更重視創新投入，民營企業創新產出水平更高。

三、 研究設計

1. 變量選取

（1）被解釋變量。本文選取的被解釋變量是先進制造業企業技術創新水平的衡量指標，包括創新投入指標與創新產出指標。投入指標（Input）以被廣泛采用的研發投入密度，即研發投入與營業收入的比值來衡量。產出指標（Output）以最能直接反映企業創新成果的專利申請數量來表示。

（2）核心解釋變量。本文的核心解釋變量是股權融資額（Equity），即企業公開發行股票所獲得的融資，包括上市公司的股本和資本公積。結合本文的研究對象，故以先進制造業企業上市公司股本與資本公積之和衡量。

（3）調節變量。本文以企業產權性質（SOE）為調節變量。產權性質以企業最終控制方為標準，是一個虛擬變量，若最終控制方為國有產權，則賦值為1，最終控制方為非國有產權，賦值為0。

（4）控制變量。企業研發投資還受到其他諸多因素影響，為了控制不同企業特質可能對企業技術創新的影響，選擇如下指標作為控制變量進行研究：股權集中度（stock），用企業中第一大股東的持股比例表示；企業規模（scale），用企業員工人數表示；固定資產規模（fixed），用企業年末固定資產與企業總資產的比值衡量；財務杠桿（leverage），用企業的資產負債率表示；成長能力（growth），用企業的托賓值衡量；盈利能力（earning），用總資產收益率表示；市場勢力（market），用企業營業利潤率表示；內源融資（cash），用企業全部資金回收率表示；固定資產周轉率（turnover）；政府補助額（gov）。

2. 模型設定

根據理論分析和研究假設的提出，本文采用多元線性回歸模型分析股權融資對先進制造業企業創新投入與產出的影響。首先分別探討股權融資對先進制造業企業技術創新的總體影響情況，即驗證假設H1a和H1b。

[Inputit=α0+α1Equityit+λXit+γi+δt+εit] （1）

[Outputit =α0+α1Equityit+λXit +γi+δt+εit ] （2）

式（1）檢驗股權融資對先進制造業企業技術創新投入的影響，其中[Inputit]表示t年企業i的技術創新投入，[Equityit]表示t年企業i獲得的股權融資額，[X]表示控制變量的集合，[α0]是常數項，[γi]是企業個體固定效應，[δt]是年份固定效應，[εit]為隨機擾動項。

式（2）檢驗股權融資對先進制造業企業創新產出的影響，其中[ Outputit ]表示在t年企業i的技術創新產出，其他變量含義與式（1）相同。

進一步，為了檢驗不同產權性質產生的影響效果差異，在式（1）和式（2）的基礎上，加入股權融資與產權性質的交互項，即式（3）和式（4）中的[Equityit×SOEit]。

[Inputit=α0+α1Equityit+α2Equityit×SOEit+λXit+γi+δt+εit] （3）

[ Outputit =α0+α1Equityit+α2Equityit×SOEit+λXit +γi+δt+εit ] （4）

式（3）和式（4）中，[α2]的回歸結果表示不同產權性質下股權融資對企業創新投入和創新產出的異質性影響。

3. 數據來源與處理

關于先進制造業企業的認定，尚未有統一的統計口徑，本研究結合《中國制造2025》及廣東、浙江、江蘇、上海、北京等先進制造業發展水平較高地區的《先進制造業發展行動綱要》里所列行業，參考已有文獻對先進制造業行業的選擇，同時綜合考慮數據的可獲得性等因素，最終按照國泰安數據庫中國證監會《上市公司管理系統行業分類指引》（2021年修訂）選取了醫療制造業、通用設備制造業、專用設備制造業、汽車制造業、鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業、計算機、通信和其他電子設備制造業、儀器儀表制造業等7個行業的A股上市公司作為研究對象。剔除了數據嚴重缺失和ST樣本，最終共選取了236個企業作為樣本。

本文所選數據時間跨度為2010—2019年（考慮到2020年新冠疫情這一特殊情況可能對實證結果形成干擾，故本文未納入該年數據），數據來源于國泰安數據庫，其中少部分缺失數據通過手工搜集獲得。為確保數據的平穩性，對企業專利申請數量、股本與資本公積之和、企業員工人數以及政府補助取對數處理。為防止出現少數異常值的影響，使用Winsorize對企業產權性質以外的數據進行了1%和99%的縮尾處理，最終得到2120個樣本的31800個觀測值。

根據選擇變量及搜集的A股上市公司2010—2019年觀測值數據，繪制主要變量的統計描述表，見表1。

從表1可以看到，經過一系列的數據處理，創新投入指標的平均值為5.971，標準差為4.418，標準差率（標準差與平均值之比）為0.74，創新產出指標的平均值、標準差、標準差率分別為3.33、1.41和0.43，股權融資的平均值、標準差、標準差率分別為20.90、0.85和0.04，說明創新投入、產出、股權融資指標在不同時期具有差異性。產權性質指標的平均值為0.28，說明樣本總量中非國有企業數目多于國有企業。整體看來，數據質量較好，已經排除了少部分異常值可能對回歸結果造成的影響，因此可以繼續進行實證檢驗。

四、 實證分析

1. 實證結果

首先，為了檢驗股權融資對先進制造業企業創新的影響，本文對式（1）和式（2）進行了估計，結果如表2第（1）至（4）列所示。第（1）列給出了最小二乘法的回歸結果，在估計過程中加入時間固定效應和個體固定效應控制時間趨勢及個體變化對回歸結果造成的影響，并對數據進行了異方差處理，結果顯示，股權融資對企業研發支出的回歸系數在1%的置信水平下顯著為負?？紤]到變量數據中存在不隨時間變化而變化的產權性質指標，第（2）列選用極大似然估計回歸研究股權融資對先進制造業企業研發支出的影響，結果顯示，股權融資對企業研發支出的回歸系數在5%的置信水平下顯著為負。上述結果顯示，無論用最小二乘法回歸還是極大似然估計都表明股權融資與企業研發支出存在顯著的負相關關系，即企業股權融資的增加并沒能有效促進技術創新投入的增加，假設 H1a得以證實。產生這種現象的原因可能：一是由于Ａ股市場信息披露要求不夠嚴格，企業股權融資對于創新投入的情況沒有充分披露；二是為了防范債務違約風險，企業獲得股權融資后可能會保持更多的現金流或僅進行一般性風險較小的投資；三是為了迎合大多數更關注短期業績的外部股東，上市公司可能會盡量減少創新投入，實現在短期內提高利潤、增加回報率的目的；四是一些先進制造業企業上市時間短，為了保持成長率，對用于提高企業市場價值的資金需求大，因而抑制了創新投入[10]。

第（3）列以最小二乘法對式（2）股權融資對先進制造業企業的創新產出的影響進行了檢驗，結果顯示，股權融資對企業技術創新產出的回歸系數在1%的置信水平下顯著為正。同時，考慮到技術創新產出指標專利申請數量為計數變量，且其方差遠大于樣本均值，鑒于存在這些問題，第（4）列利用負二項回歸法再次進行檢驗，結果顯示，股權融資對企業技術創新產出的回歸系數仍在1%的置信水平下顯著為正。上述結果均顯示股權融資增加了企業專利申請數量，表明股權融資增加給先進制造業技術創新產出帶來顯著的促進作用，與H1b的假設一致。

從控制變量的回歸結果來看，股權集中度對先進制造業企業的技術創新研發投入和產出的回歸系數均為負，說明企業股權越集中，創新研發投入和產出越低。這可能是由于少數控股股東為追求自身利益規避風險型投資，在實際決策過程中有研發和創新惰性。固定資產規模對先進制造業企業的技術創新投入和產出的回歸系數均顯著為負，說明企業過度追求固定資產規模擴張，易忽視企業內涵式發展，導致企業創新投入產出不能同比例增加。財務杠桿對先進制造業企業的技術創新投入的回歸系數顯著為負，但對創新產出的回歸系數顯著為正，這可能是由于企業負債率越高，為了保證足夠的償還能力，對投資風險較大的創新投入越謹慎，同時也會加大對創新過程的管控，推動創新產出。企業的成長能力對創新研發投入的回歸顯著為正，但對創新產出的回歸系數顯著為負，這反映了托賓值越大的企業融資能力越強，投入創新的資金越有保證，但也可能會過分關注股價，更多投向短期內能造概念出效益的項目，對創新產出會有一定的擠出效應。盈利能力對創新投入的回歸系數顯著為負，對創新產出的回歸系數顯著為正，這可能是由于盈利能力越強的企業越依賴既有的盈利模式，對短期難有盈利的創新投入不積極。同時，財務壓力越小，越注重提升企業創新效率，增強企業創新能力。市場勢力對創新投入產出的回歸系數均顯著為負，表明企業營業利潤率越高，創新的投入產出越低。這可能是由于企業營業利潤率的提高可能得益于既有收入來源項目，因而投新項目的意愿較小，也可能是由于壓縮研發支出。內源融資對企業技術創新研發投入和產出均表現為負相關關系，表明先進制造業企業較少將內源融資用于企業的技術創新，這再次證明外源融資對先進制造業企業技術創新具有重要支持作用。固定資產周轉率對企業技術創新投入的回歸關系表現為顯著負相關，其原因可能與盈利能力的影響類似；對企業技術創新產出沒有顯著相關性表明固定資產帶來的營業外收入與創新的關聯性不大。企業規模對先進制造業企業創新投入和產出均顯著正相關，表明先進制造業企業員工尤其是研發人員數量越多，企業越重視對人才的激勵，研發支出比重可能越大，人才集聚效應越凸顯，創新產出越多。政府補助對技術創新研發投入和創新產出均具有顯著的促進作用，說明政府補助能有效緩解企業的資金壓力，提高企業創新投入的積極性和抵御風險能力，增強企業創新能力。

2. 基于不同產權性質的異質性分析

在實證過程中加入產權性質與股權融資的交互項，檢驗產權性質在股權融資對先進制造業企業技術創新的影響中產生的異質性。交互項系數為正表明企業所有權性質增強了股權融資對創新的影響，交互項系數為負則表明具有削弱作用。

如表3所示，第（1）列股權融資與產權性質交互項對先進制造業企業研發支出顯著正相關，說明國有企業股權融資增加使其研發支出的增長高于非國有企業。第（2）列中的股權融資與產權性質交互項對創新產出的影響為負相關，說明非國有企業股權融資的增加促進創新產出數量增長的幅度相比國有企業更為明顯。實證結果反映了國有企業重研發投入、輕創新產出，非國有民營企業創新產出水平更高，符合假設H2。

3. 基于不同地區的異質性分析

為了進一步考察股權融資對不同地區企業創新影響的差異化特征，本文將全國樣本數據分為中、東、西部3個地區的分樣本，以最小二乘法對技術創新投入和產出水平進行實證分析。

從表4可以看出，股權融資對我國東部、中部、西部地區的技術創新投入與產出水平的影響存在顯著的差異。第（1）列和第（2）列分別顯示東部地區先進制造業企業股權融資與創新投入和產出的關系，與全國層面回歸結果相同。這可能得益于東部地區資金充裕，在A股上市的信用背書下，先進制造業企業的融資渠道相對較多，創新投入對股權融資依賴程度相對較低。在創新產出上，東部地區創新基礎較好，通過優化創新資源配置、創新管理模式等能有效增加專利成果。第（3）列顯示中部地區企業股權融資與先進制造業企業創新投入呈現負相關關系，與全國層面回歸結果相同，但第（4）列顯示中部地區企業股權融資增加對創新產出的影響不顯著，而同時控制變量企業財務杠桿與創新產出顯著正相關，表明中部地區企業債務融資對創新產出的影響明顯，反映其創新產出可能更多依賴債務融資而非股權融資，可能的原因是中部地區企業技術相對落后，創新基礎薄弱，股權融資受約束程度高。第（5）列和第（6）列分別顯示西部地區企業股權融資增加對創新投入和產出均有顯著的促進作用，原因可能在于西部地區的產業結構相對落后，產業升級需求也更緊迫，對創新投入的需求大，在創新基礎較低的情況下，即使較少的股權融資也能對創新投入和產出起到明顯的促進作用。

五、 研究結論與對策建議

1. 研究結論

本文基于我國A股上市的先進制造業企業2010—2019年的數據，對股權融資對企業創新產生的影響進行了全樣本實證分析，并加入產權性質交互項和分地區進行異質性分析，研究結果表明：

（1）股權融資的增加對先進制造業企業技術創新投入水平具有負面影響，但對技術創新產出水平具有顯著的促進作用。這可能是由于我國資本市場發展尚不完善，企業股權融資存在信息不對稱、委托代理、大股東對短期效益的追求以及隨著資本市場的要求愈加嚴格，企業的融資成本相應增大等問題導致企業研發支出難以同步增加。但股權融資對企業資源配置、創新型人才引進、管理模式等有積極的改善作用，進而提高技術創新產出水平。

（2）股權融資對先進制造業企業技術創新的影響受不同產權性質的調節。國有產權性質相比非國有產權性質在股權融資對技術創新投入的影響中起到更為積極的促進作用。在技術創新產出上，非國有產權性質的促進作用更為明顯。這可能是由于企業所有權屬性的不同導致企業在信息不對稱、委托代理問題、運營成本負擔、市場競爭程度等方面存在顯著差異，從而使股權融資對先進制造業企業技術創新的影響產生差異。

（3）股權融資對先進制造業企業技術創新的影響具有區域性差異。東部地區股權融資的增加引致先進制造業企業研發投入增長率的下降，但使創新產出顯著增加；中部地區股權融資的增加均沒有帶來技術創新投入與產出的提升；西部地區股權融資均對創新投入與產出具有顯著的促進作用。這可能是由于中東西部地區在資金充裕程度、融資便利性、技術創新基礎、企業市場競爭力等方面存在顯著差異，從而使股權融資對先進制造業企業技術創新的影響造成差異。

2. 政策建議

基于以上分析，本文提出如下政策建議：

（1）進一步完善多層次資本市場建設。精簡和優化部分上市門檻，支持和鼓勵具有創新精神的先進制造業企業上市，真正發揮股權市場的培育孵化功能。加快完善相關法律法規，規范資本市場發展，統籌推進差異化發行、交易、信息披露等基礎性制度建設，緩解信息不對稱問題。在主板、中小板、創業板、新三板、區域性場外等市場間建立健全轉板和合作對接機制，引導我國先進制造業產業結構調整和創新體系建設。

（2）不斷提升國有企業創新能力。探索混合所有制改革，積極引入社會資本參與企業經營，解決“一股獨大”對監督機制的破壞。減少各種行政性審批，打破壟斷經營特權，有效遏制尋租活動，增加市場競爭程度。制定更加適合國有企業的考核、激勵機制，提高國企加大創新產出的積極性，尤其要引導國企積極參與基礎性研究和“卡脖子”的關鍵核心技術的研究。

（3）持續優化民營企業的創新環境。通過現場教學、成功案例示范等方式對企業進行股票市場上市融資知識的教育，鼓勵民營企業采取多渠道融資。同時，提高金融服務機構服務民營企業的積極性，為企業提供全面、準確的融資指導。消除民營企業面臨的各種隱性壁壘，保護民營企業合法權益，公開公平公正參與市場競爭。

（4）合理配置區域間資源。鼓勵地方政府依據本地實際情況，學習先進地區的先進做法，建立多層次的資本市場體系，緩解企業融資難、融資貴問題。對資本市場發展時間較短、發展水平相對落后的地區，應提供一定的政策傾斜。積極支持中西部地區引進創新企業、創新資源、改進成果轉化條件，通過延長產業鏈等方式擴大先進制造業企業產品的供需市場，有效促進創新成果轉化。

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[18] 李姝，翟士運，孫蘭蘭，等.大股東融資方式影響了企業創新嗎？——基于股權質押的視角[J].管理評論，2020（10）：120-134.

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基金項目：江蘇省社會科學基金青年項目“金融集聚對自貿區與自創區聯動發展的影響研究”（項目編號：20EYC004）。

作者簡介：梁曙霞（1974-），女，中共江蘇省委黨校世界經濟與政治教研部教授，碩士生導師，研究方向為科技金融、創新型經濟；張騫（1994-），女，江蘇省沭陽縣委編辦，研究方向為產業經濟。

（收稿日期：2022-04-20? 責任編輯：高 雅）