顧群 岳增艷 賈德芝

基金項目：國家社會科學(xué)基金項目“控制權(quán)私有收益與企業(yè)創(chuàng)新模式研究”（15BJY010）；重慶市教委科技項目“中國銀行業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)演化與資本配置效率研究”（KJ1400923）。

作者簡介：顧群（1978—），男，上海市人，管理學(xué)博士，天津財經(jīng)大學(xué)商學(xué)院會計學(xué)系副教授，碩士研究生導(dǎo)師，研究方向?yàn)楣局卫砼c企業(yè)創(chuàng)新；岳增艷（1995—），女，河北滄州人，天津財經(jīng)大學(xué)2017級會計學(xué)碩士研究生，研究方向?yàn)樨攧?wù)管理；賈德芝（1993—），女，山東新泰人，天津財經(jīng)大學(xué)2017級會計學(xué)碩士研究生，研究方向?yàn)樨攧?wù)管理。

摘要：銀行作為股東和債權(quán)人的特殊雙重身份影響企業(yè)的投資決策。以深圳證券交易所中小企業(yè)板的高新技術(shù)企業(yè)為樣本，從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和R&D;投資異質(zhì)性視角研究銀行持股對創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）銀行持股可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入；（2）銀行持股可以促進(jìn)民營企業(yè)創(chuàng)新，但對于國有企業(yè)的促進(jìn)作用并不顯著；（3）銀行持股可以促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行探索式創(chuàng)新，但對于開發(fā)式創(chuàng)新的促進(jìn)作用并不顯著。

關(guān)鍵詞：銀行持股；技術(shù)創(chuàng)新；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；研發(fā)異質(zhì)性

文章編號：2095-5960（2018）06-0066-06；中圖分類號：F276.44；文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

一、引言

我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，發(fā)展方式也轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展。新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長必須依靠新動力，而創(chuàng)新應(yīng)該作為形成新增長動力的根本途徑①①資料來源：國務(wù)院發(fā)展研究中心主任李偉2015年1月10日舉行的“國研智庫論壇·新年論壇2015”上的講話，http：//economy.caixin.com/2015-01-11/100773113.html 。黨的十九大提出創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。2018年，習(xí)近平總書記在兩院院士大會開幕會上發(fā)表重要講話，強(qiáng)調(diào)瞄準(zhǔn)世界科技前沿引領(lǐng)科技發(fā)展方向，搶占先機(jī)迎難而上，建設(shè)世界科技強(qiáng)國。

但企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的最大瓶頸仍然是資金問題。債權(quán)人通常不愿意介入企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，因?yàn)榧夹g(shù)創(chuàng)新過程中存在不確定性，投入了巨額資金仍有可能創(chuàng)新失?。欢?，即便研發(fā)成功，形成專利或者開發(fā)出新產(chǎn)品，商業(yè)化也可能存在難度。因此，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的資金通常來源于股東。一般情況下，銀行是企業(yè)的債權(quán)人，但如果銀行持股的話，銀行集債權(quán)人與股東身份于一體時，勢必會對企業(yè)的投、融資決策產(chǎn)生影響，也會影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動。

銀行的基本職能之一就是優(yōu)化信貸資源配置，而銀行與企業(yè)之間存在的信息不對稱會引發(fā)信貸配給現(xiàn)象（Levine R，1997）[1]。Rajan & Zingales（2001）[2]認(rèn)為以連續(xù)性交易關(guān)系為基礎(chǔ)的信息生產(chǎn)或監(jiān)控如果無法與銀行融資聯(lián)系在一起，銀行優(yōu)化信貸資源配置的功能就會被弱化。銀行持有企業(yè)股權(quán)則可形成銀行與企業(yè)之間的長期交易關(guān)系，銀行持股在連續(xù)性信息生產(chǎn)和監(jiān)控方面更具有優(yōu)勢（Hoshi et al.，1991）[3]，從而促進(jìn)銀行與企業(yè)之間的信息流動，有效緩解企業(yè)投資不足的問題（羅付巖，2016）[4]。另外，銀行兼具股東與債權(quán)人的雙重身份，有利于遏制股東與管理者、控股股東與中小股東、股東與債權(quán)人之間的代理問題對企業(yè)投資產(chǎn)生的不利影響，從而提高企業(yè)價值（李志軍，李明賢，2012）[5]。

部分學(xué)者展開了銀行持股對企業(yè)創(chuàng)新投資影響的研究。王善平和李志軍（2011）[6]發(fā)現(xiàn)銀行持股的公司可以獲得更多的債務(wù)融資，原因在于產(chǎn)業(yè)資本與金融資本通過股權(quán)形成的關(guān)系紐帶能緩解制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動的融資約束（王朝恩等，2016）[7]，并且企業(yè)與銀行建立關(guān)聯(lián)關(guān)系后更愿意冒風(fēng)險（翟勝寶等，2015）[8]，因此銀企關(guān)系能夠促進(jìn)企業(yè)的R&D;投資（巫岑等，2016）[9]。劉渝琳和賈繼能（2018）[10]發(fā)現(xiàn)“投貸聯(lián)動”模式具有更高的研發(fā)時間效率和風(fēng)險分散優(yōu)勢。本文在其他學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，以研發(fā)創(chuàng)新能力最強(qiáng)的高新技術(shù)企業(yè)作為研究對象，對銀行持股影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新進(jìn)行了實(shí)證分析，并進(jìn)一步從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和研發(fā)異質(zhì)性兩個視角，剖析銀行持股影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）銀行持股與企業(yè)創(chuàng)新投入

創(chuàng)新活動風(fēng)險高，成功與否不確定。這種不確定就會蘊(yùn)含信息不對稱，使得企業(yè)的外部人員難以有效監(jiān)督創(chuàng)新活動的整個過程。對于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，銀行在人力與專業(yè)化方面處于劣勢地位，即便支付很高的交易成本也很難獲得企業(yè)創(chuàng)新的有效信息。加上技術(shù)創(chuàng)新信息是企業(yè)的商業(yè)機(jī)密，企業(yè)會選擇謹(jǐn)慎披露，進(jìn)而提高了企業(yè)與資金所有者之間的信息不對稱程度（林毅夫，李永軍，2001）[11]。銀行通過持股可以與企業(yè)建立正式的產(chǎn)權(quán)聯(lián)系，有助于降低銀行與企業(yè)之間的信息不對稱。一方面，銀行可以近距離地接觸企業(yè)，與經(jīng)營者、研發(fā)工程師進(jìn)行面對面的研發(fā)信息交流（Hoskisson & Hitt，1988）[12]，獲得關(guān)于R&D;項目前景等方面的“軟信息”；另一方面，企業(yè)與投資方——銀行分享技術(shù)創(chuàng)新方面的信息，也不必?fù)?dān)心信息被其泄漏。綜上所述，銀行持股企業(yè)既能保證雙方具有共同的利益訴求，又可以降低信息不對稱程度。因此，被銀行持股的企業(yè)在獲取貸款上可能相對容易（賈蘭玉，2017）[13]。而企業(yè)為獲取高回報會選擇高投入、高風(fēng)險的項目，此時企業(yè)傾向于選擇那些預(yù)期凈現(xiàn)值為正的風(fēng)險性投資項目，使企業(yè)表現(xiàn)出更高的風(fēng)險承擔(dān)水平（李文貴，2015）[14]。據(jù)此，我們提出假設(shè)1：

H1：銀行持股會促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入。

（二）銀行持股與不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的創(chuàng)新投入

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會對企業(yè)的經(jīng)濟(jì)行為產(chǎn)生重要影響（Cheung，1983）[15]，因此，研發(fā)創(chuàng)新行為與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)存在密切關(guān)系。首先，研發(fā)投入的回報周期長、收益不確定、投資金額高，對企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展有利，但可能導(dǎo)致其短期業(yè)績指標(biāo)下滑。對于國有企業(yè)而言，管理者為了獲得晉升機(jī)會，會偏好于短、平、快的投資項目，而對于研發(fā)項目興趣不大。因此，國有企業(yè)沒有激勵去進(jìn)行創(chuàng)新投資（王礫等，2018）[16]。而民營企業(yè)必須依靠持續(xù)的研發(fā)投入才能在市場競爭中生存下來，加上其管理者的平均任期要長于國有企業(yè)（殷治平，張兆國，2016）[17]，因此當(dāng)銀行持股企業(yè)時，相較于國有企業(yè)，銀行股東與民營企業(yè)具有一致的長遠(yuǎn)利益，在研發(fā)創(chuàng)新問題上更有可能達(dá)成一致意見。其次，國有企業(yè)與民營企業(yè)在研發(fā)資金的充足度上也存在差異。一方面國有企業(yè)憑借自身的經(jīng)濟(jì)實(shí)力有能力從銀行獲得貸款，另一方面銀行從降低風(fēng)險、提高收益角度也愿意為國有企業(yè)提供資金。而我國民營企業(yè)無法獲得同等的融資機(jī)會（王學(xué)棟，2000）[18]，民營企業(yè)無法完全依賴市場獲得創(chuàng)新所需的資金，或者貸款標(biāo)準(zhǔn)更加嚴(yán)格苛刻（Cull & Xu，2005）[19]。因此銀行持股對于國有企業(yè)與民營企業(yè)來說意義是不一樣的：對于國有企業(yè)而言是可以利用的資金更加充裕，而對于民營企業(yè)而言是有資金可以進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新了。據(jù)此，本文提出假設(shè)2：

H2：銀行持股對國有企業(yè)與民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用存在差異。

（三）銀行持股與創(chuàng)新類型

技術(shù)創(chuàng)新過程中也存在委托代理問題。宋小保和劉星（2007）[20]研究發(fā)現(xiàn)大股東在其所占股份較低時，傾向于選擇不確定的技術(shù)創(chuàng)新投資，而當(dāng)其所占股份較高時，傾向于選擇確定的技術(shù)創(chuàng)新投資。創(chuàng)新活動按照所承擔(dān)風(fēng)險的不同可分為探索式創(chuàng)新與開發(fā)式創(chuàng)新。根據(jù)組織雙元創(chuàng)新理論，企業(yè)要想緊跟市場步伐、應(yīng)對市場挑戰(zhàn)，需要兼顧這兩方面的創(chuàng)新；但由于企業(yè)資源的有限，兩種創(chuàng)新的開展會形成對企業(yè)固有資源的擠占（Besharov & Smith，2014）[21]。據(jù)此，在考察銀行持股對企業(yè)創(chuàng)新活動的影響時，有必要細(xì)分企業(yè)的創(chuàng)新活動。探索式創(chuàng)新是一種激進(jìn)式創(chuàng)新，強(qiáng)調(diào)開發(fā)新市場，承擔(dān)的風(fēng)險較高。開發(fā)式創(chuàng)新是一種漸進(jìn)式創(chuàng)新，以滿足現(xiàn)有市場需求為目標(biāo)，承擔(dān)的風(fēng)險較低。相對于開發(fā)式創(chuàng)新而言，探索式創(chuàng)新具有更大的風(fēng)險，因此其融資約束程度高于開發(fā)式創(chuàng)新，探索式創(chuàng)新與開發(fā)式創(chuàng)新對股權(quán)資金的偏好存在差異（顧群，2014）[22]。由于兩種創(chuàng)新的不確定程度與資金來源存在差異，當(dāng)銀行持股企業(yè)時，企業(yè)對創(chuàng)新類型的選擇會有所不同。據(jù)此，我們提出假設(shè)3：

H3：銀行持股對企業(yè)的探索式創(chuàng)新和開發(fā)式創(chuàng)新的影響存在差異。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

自主創(chuàng)新主體中最活躍的是高新技術(shù)企業(yè)，因此本文以深圳證券交易所中小企業(yè)板中的高新技術(shù)企業(yè)為研究樣本。本文借鑒王善平和李志軍（2011）[6]的做法來定義銀行股東，即包括國有商業(yè)銀行及其對應(yīng)的四大資產(chǎn)管理公司（中國長城資產(chǎn)管理公司、中國信達(dá)資產(chǎn)管理公司、中國華融資產(chǎn)管理公司、中國東方資產(chǎn)管理公司）、股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、城市或農(nóng)村信用社。本文以2008-2016年作為研究期間，剔除了數(shù)據(jù)缺失的公司，最終得到1344個樣本觀測值。本文所需的研發(fā)數(shù)據(jù)由作者手工翻閱巨潮資訊網(wǎng)站提供的年報信息而獲得，企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫。

（二）回歸模型

為了檢驗(yàn)假設(shè)1，本文構(gòu)建模型（1），主要觀察估計系數(shù)是否為正。

rdi，t=α0+α1banki，t+αcontrols+εi，t（1）

模型（1）中，因變量rd表示創(chuàng)新投入水平，自變量bank表示銀行持股，采用兩種方式衡量，bank1為連續(xù)變量，bank2為啞變量。controls為控制變量，由于研發(fā)創(chuàng)新還會受到其他因素影響，本文參考相關(guān)研究成果，使用現(xiàn)金流（cf）、企業(yè)規(guī)模（size）、凈資產(chǎn)收益率（roe）、資產(chǎn)負(fù)債率（debt）作為控制變量。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，仍然使用模型（1），按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有與民營兩個組別，主要觀察估計系數(shù)是否存在差異。為了檢驗(yàn)假設(shè)3，構(gòu)建模型（2）。本文分別采用唐清泉和肖海蓮（2012）[23] 、畢曉方等（2017）[24]的做法衡量探索式創(chuàng)新與開發(fā)式創(chuàng)新。分別以探索式創(chuàng)新（r）和開發(fā)式創(chuàng)新（d）作為被解釋變量，對模型進(jìn)行回歸，主要觀察估計系數(shù)的差異，其余變量與模型（1）一致。

ri，t=β0+β1banki，t+βcontrols+εi，t

di，t=β0+β1banki，t+βcontrols+εi，t（2）

表1主要變量定義

變量名稱變量符號變量描述創(chuàng)新投入rd研發(fā)投入/營業(yè)收入探索式創(chuàng)新r研究支出>0，開發(fā)支出=0或研究支出>0，開發(fā)支出>0（唐清泉和肖海蓮，2012）

研究支出衡量探索式創(chuàng)新（畢曉方等，2017）開發(fā)式創(chuàng)新d開發(fā)支出>0，研究支出=0（唐清泉和肖海蓮，2012）

開發(fā)支出衡量開發(fā)式創(chuàng)新（畢曉方等，2017）銀行持股bankbank1銀行持股數(shù)量/總股份bank2如銀行持股，bank2取1，否則取0機(jī)構(gòu)投資者持股ins機(jī)構(gòu)投資者持股數(shù)量/公司總股數(shù)現(xiàn)金流cf經(jīng)營現(xiàn)金凈流量/資產(chǎn)總額企業(yè)規(guī)模size營業(yè)收入的自然對數(shù)凈資產(chǎn)收益率roe凈利潤/所有者權(quán)益資產(chǎn)負(fù)債率debt負(fù)債總額/資產(chǎn)總額四、回歸結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果

觀測值均值中位數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值rd13440.05920.04430.05250.00060.5155bank113440.02650.01140.03670.00000.2995bank213440.64291.00000.47930.00001.0000續(xù)表2

cf13440.09320.08570.1467-0.99310.7600size134420.845720.77430.990118.326324.6910roe13440.06520.06720.1064-1.92600.5020debt13440.33880.32260.17550.02240.9155表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從統(tǒng)計結(jié)果來看，高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新投入均值為00592，達(dá)到了國際上認(rèn)可的創(chuàng)新投入達(dá)到5%時企業(yè)具備競爭力這一標(biāo)準(zhǔn)。但企業(yè)的創(chuàng)新投入最大值與最小值分別為05155與00006，說明企業(yè)間的技術(shù)創(chuàng)新存在較大差異?？坍嬨y行持股連續(xù)變量的bank1 均值為00265，銀行持股啞變量的bank2均值為06429，說明銀行持股高新技術(shù)企業(yè)是一個普遍現(xiàn)象，樣本企業(yè)中三分之二有銀行股東，但銀行持股的比例不算太高，平均只有265%。分年度來看，從2008年至2016年銀行持股企業(yè)的數(shù)量呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢，而持股比例一直處于波動狀態(tài)。其他控制變量均值與中位數(shù)基本相當(dāng)，表明其呈現(xiàn)正態(tài)分布。

（二）實(shí)證結(jié)果

表3多變量回歸

全樣本民營企業(yè)國有企業(yè)（1）（2）（3）（4）（5）（6）constant0.2464***

（7.4731）0.2552***

（7.7291）0.2799***

（8.6349）0.2848***

（8.7677）0.0951

（0.7696）0.1106

（0.9097）bank10.0794**

（2.1353）——0.0722*

（1.8258）——0.0146

（0.1415）——bank2——0.0094***

（3.2865）——0.0069**

（2.4600）——0.0213

（1.1933）cf0.0277***

（2.8603）0.0267***

（2.7528）0.0153

（1.6324）0.0144

（1.5420）0.1077***

（2.6136）0.1090***

（2.6719）size-0.0081***

（-4.8402）-0.0087***

（-5.1807）-0.0099***

（-6.0329）-0.0103***

（-6.2167）0.0004

（0.0654）-0.0010

（-0.1590）roe-0.0374***

（-2.7515）-0.0387***

（-2.8525）-0.0363***

（-2.7613）-0.0377***

（-2.8631）-0.0116

（-0.2018）-0.0251

（-0.4520）debt-0.0617***

（-6.3857）-0.0608***

（-6.3387）-0.0518***

（-5.3664）-0.0511***

（-5.3156）-0.1090***

（-3.2340）-0.1120***

（-3.4113）行業(yè) & 年份控制控制控制控制控制控制R-squared0.11620.12030.12630.12840.17680.1925Adjusted R-squared0.11290.11700.12250.12460.15490.1710Durbin-Watson stat2.03722.03211.99471.99722.05632.0017F-statistic35.198036.605833.075433.69588.07718.9616 Prob（F-statistic）0.00000.00000.00000.00000.00000.0000注：括號里是T檢驗(yàn)值。***.、**.、*.代表了1%、5%、10%的顯著性水平。

表4多變量回歸

探索式創(chuàng)新開發(fā)式創(chuàng)新（1）（2）（3）（4）（5）（6）（7）（8）constant0.2732***

（7.2916）0.1342***

（4.9177）0.2781***

（7.4045）0.1370***

（5.0051）0.0728

（1.2139）0.0824***

（2.8638）0.0855

（1.4583）0.0870***

（3.0285）bank10.0961**

（2.1972）0.0597*

（1.8726）————0.0183

（0.3154）0.0253

（0.7764）————bank2————0.0081**

（2.4622）0.0047**

（1.9813）0.0124

（1.4952）0.0057

（1.2032）cf0.0250**

（2.3020）0.0235***

（2.9756）0.0243**

（2.2353）0.0231***

（2.9237）0.0458**

（2.4399）0.0236***

（2.9181）0.0440**

（2.3757）0.0229***

（2.8388）size-0.0092***

（-4.8204）-0.0033**

（-2.4088）-0.0095***

（-4.9870）-0.0036**

（-2.5456）-0.0007

（-0.2261）-0.0019

（-1.2772）-0.0016

（-0.5227）-0.0022

（-1.5127）roe-0.0402**

（-2.5718）-0.0384***

（-3.3742）-0.0407***

（-2.6053）-0.0387***

（-3.3950）-0.0271

（-1.1839）-0.0377***

（-2.6602）-0.0348

（-1.5426）-0.0405***

（-2.8784）續(xù)表4

debt-0.0678***

（-6.2149）-0.0598***

（-7.5279）-0.0668***

（-6.1426）-0.0592***

（-7.4664）-0.0407**

（-2.2466）-0.0313***

（-3.5431）-0.0431**

（-2.4773）-0.0314***

（-3.6127）行業(yè)&年份控制控制控制控制控制控制控制控制R20.12830.12120.12920.12150.08340.05440.10880.0591Adjusted R20.12440.11720.12530.11760.06210.04880.08800.0536D-W stat1.89492.06991.89182.07081.94882.05461.99902.0550F-statistic32.873830.802133.155830.89723.91169.72205.247610.6205 Prob（F-statistic）0.00000.00000.00000.00000.00210.00000.00010.0000注：括號里是T檢驗(yàn)值。***.、**.、*.代表了1%、5%、10%的顯著性水平。

本文采用了最小二乘回歸OLS 模型，檢驗(yàn)銀行持股是否顯著影響企業(yè)創(chuàng)新?？刂谱兞糠矫?，現(xiàn)金流（cf）的回歸系數(shù)為正，即企業(yè)的現(xiàn)金流越充足，越有利于企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動。企業(yè)規(guī)模（size）的回歸系數(shù)為負(fù)，即小規(guī)模企業(yè)更愿意進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，以獲取競爭優(yōu)勢。凈資產(chǎn)收益率（roe）的回歸系數(shù)為負(fù)，即盈利性越強(qiáng)的企業(yè)，對研發(fā)創(chuàng)新的需求會降低。資產(chǎn)負(fù)債率（debt）的回歸系數(shù)為負(fù)，即企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率越高，利息負(fù)擔(dān)越重，從而不利于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

表3報告了銀行持股與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間關(guān)系的多元回歸結(jié)果，銀行持股分別使用連續(xù)變量（bank1）與啞變量（bank2）。可以看出全樣本列自變量銀行持股（bank1與bank2）的系數(shù)均顯著為正，該結(jié)果表明銀行持股對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用。按照企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分為國有企業(yè)與民營企業(yè)之后，對于民營企業(yè)自變量銀行持股（bank1與bank2），無論是連續(xù)變量（3）還是啞變量（4）系數(shù)均顯著為正，說明銀行持股可以促進(jìn)民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。但對于國有企業(yè)而言，自變量銀行持股（bank1與bank2）無論是連續(xù)變量（5）還是啞變量（6）系數(shù)均為正，但不顯著，說明銀行持股對國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用并不明顯。假設(shè)1與假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表4報告了銀行持股與企業(yè)探索式創(chuàng)新、開發(fā)式創(chuàng)新之間關(guān)系的多元回歸結(jié)果。第（1）、（3）、（5）、（7）列采用的是唐清泉和肖海蓮（2012）[24]的做法，衡量探索式創(chuàng)新和開發(fā)式創(chuàng)新，第（2）、（4）、（6）、（8）采用的是畢曉方等（2017）[25]的做法，衡量探索式創(chuàng)新和開發(fā)式創(chuàng)新，銀行持股分別使用連續(xù)變量（bank1）與啞變量（bank2）?？梢钥闯霎?dāng)因變量是探索式創(chuàng)新時，銀行持股無論是連續(xù)變量還是啞變量系數(shù)均為顯著為正，當(dāng)因變量是開發(fā)式創(chuàng)新時，銀行持股無論是連續(xù)變量還是啞變量系數(shù)均為正，但不顯著。再結(jié)合銀行持股比例均值處于2.65%的較低水平，實(shí)證結(jié)果也印證了宋小保和劉星（2007）[21]的研究成果。表4的實(shí)證結(jié)果說明當(dāng)銀行持股企業(yè)時，企業(yè)有了穩(wěn)定可靠的資金來源，融資約束程度降低，因此企業(yè)會更加偏好于能給企業(yè)帶來長遠(yuǎn)收益的探索式創(chuàng)新。而開發(fā)式創(chuàng)新風(fēng)險與融資約束程度較低，企業(yè)憑借自身的能力就可以進(jìn)行開發(fā)式創(chuàng)新，銀行持股給企業(yè)創(chuàng)造的便利條件但對于進(jìn)行開發(fā)式創(chuàng)新產(chǎn)生的促進(jìn)作用并不顯著。上述證據(jù)聯(lián)合支持了假設(shè)3。

五、結(jié)論與局限性

本文以深圳證券交易所中小企業(yè)板的高新技術(shù)企業(yè)為研究樣本，探討了銀行持股對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)銀行持股有助于促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，尤其是促進(jìn)民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，但對于國有企業(yè)的促進(jìn)作用并不明顯，另外銀行持股有助于企業(yè)進(jìn)行探索式創(chuàng)新，但對于開發(fā)式創(chuàng)新并不顯著。

本研究的局限性在于企業(yè)在年報中并未披露債權(quán)人信息，我們無法得知哪一家銀行給企業(yè)提供了貸款，因此銀行持股與銀行貸款的對應(yīng)關(guān)系，即銀行股權(quán)與債權(quán)合一數(shù)據(jù)我們無法獲得，使本文關(guān)于銀企持股對企業(yè)創(chuàng)新影響的結(jié)論存在一定局限性。如果銀行既持股企業(yè)，同時也是該企業(yè)的債權(quán)人，那么它對于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響又該如何呢？這可能是一個很有意思的話題。今后的研究應(yīng)進(jìn)一步改進(jìn)這一數(shù)據(jù)缺陷，進(jìn)而完善研究結(jié)論。

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Can Bank-Share Holding Really Promote the Enterprise Innovation：

-Based on Nature of Property Right and R&D; Investment Heterogeneity

GU Qun1，2，YUE Zengyan1，JIA Dezhi1

（1.Business School， Tianjin University of Finance and Economics，Tianjin 300222，China；

2.Co-Innovation Center for Intangible Asset Evaluation，Tianjin 300222，China）

Abstract：With the special double role of stockholder and creditor， banks influence the investment decisions of enterprises. Taking the data of China's Shenzhen stock exchange SME board high-tech listed companies as the research object， basing on nature of property right and R&D; investment heterogeneity， this paper researches the impact of bank-share holding on enterprise innovation. The results show that： （1） Bank-share holding can promote enterprises to carry out technological innovation activities； （2） Bank-share holding can promote the innovation of private enterprises， whereas for the promotion of state-owned enterprises is not significant； （3） Bank-share holding can promote enterprises to carry out exploratory innovation activities， whereas， the role of bank ownership in promoting developmental innovation is not significant.

Key words：bank-share holding； technological innovation； nature of property rights； R&D; investment heterogeneity

責(zé)任編輯：張士斌吳錦丹蕭敏娜常明明張士斌