一 引 言

技術(shù)創(chuàng)新是國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)最持久的源泉，也是提升國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力和未來增長(zhǎng)優(yōu)勢(shì)的重要引擎。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)從高速增長(zhǎng)向高質(zhì)量增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)變，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)已經(jīng)成為當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的核心戰(zhàn)略。近些年，我國(guó)科技創(chuàng)新領(lǐng)域取得了一些成果。如2018年世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織以及美國(guó)康奈爾大學(xué)等組織發(fā)布了2018年全球創(chuàng)新指數(shù)排行榜，中國(guó)首次進(jìn)入前20名。但與美國(guó)等發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)整體創(chuàng)新水平仍然存在大而不強(qiáng)、多而不優(yōu)的情況。我國(guó)實(shí)現(xiàn)2020年進(jìn)入創(chuàng)新型國(guó)家行列的戰(zhàn)略目標(biāo)仍然任重而道遠(yuǎn)。然而，技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目的高風(fēng)險(xiǎn)、信息不對(duì)稱以及投資期限長(zhǎng)等特點(diǎn)，使得企業(yè)在創(chuàng)新融資時(shí)易遭遇融資歧視難題(Hall和Lerner，2010[1]；王棟和趙志宏，2019[2]) 。銀行是企業(yè)獲取穩(wěn)定、持續(xù)外部資金的重要來源，金融資源的獲取對(duì)企業(yè)創(chuàng)新而言尤為重要(馬光榮等，2014[3]；劉錫良和文書洋，2019[4])。

處于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中的企業(yè)，有效率的金融市場(chǎng)是影響其創(chuàng)新的重要因素(余靜文，2014)[5]。然而在正式制度不健全的轉(zhuǎn)軌制國(guó)家，資金相對(duì)稀缺而政府官員、金融機(jī)構(gòu)人員擁有較大的權(quán)力，再加上缺乏有效的監(jiān)督機(jī)制，導(dǎo)致這些官員手中的權(quán)力被尋租的情況盛行(Shleifer和Vishny,1998)[6]。在制度缺失的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)中，企業(yè)樂于鉆營(yíng)銀企關(guān)系等，通過賄賂銀行管理部門人員獲得稀缺的信貸資源以促進(jìn)自身發(fā)展(Claessens et al.,2008)[7]。企業(yè)利用信貸尋租，加快金融機(jī)構(gòu)審批的速度，讓原本通過正式機(jī)制難獲得貸款的企業(yè)輕易獲得充足的金融資源，短期內(nèi)緩解企業(yè)所受的融資約束，成為企業(yè)創(chuàng)新行為的“潤(rùn)滑劑”。然而，信貸尋租也有可能成為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的“絆腳石”。由于企業(yè)的資本要素投入量有限，在面臨融資約束時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新投資激勵(lì)降低(Aghion et al.，2012)[8]，企業(yè)利用信貸尋租獲取金融資源，增加了企業(yè)的融資成本和運(yùn)營(yíng)成本，為了提高短期收益，企業(yè)家會(huì)將金融資源配置于收益短平快的項(xiàng)目，而擠出配置于周期長(zhǎng)的創(chuàng)新活動(dòng)，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入不足。胡杰和劉思婧(2015)[9]研究認(rèn)為，當(dāng)前我國(guó)金融市場(chǎng)的配置對(duì)企業(yè)創(chuàng)新能力無(wú)顯著促進(jìn)作用。那么我國(guó)金融資源的配置效率究竟如何？利用信貸尋租所獲取的金融資源，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新而言到底是“潤(rùn)滑劑”還是“絆腳石”？

本文利用2009-2014年我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)，考察經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型條件下信貸尋租對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，為我國(guó)金融市場(chǎng)改革對(duì)微觀企業(yè)的影響提供直接證據(jù)。本文的理論貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在：(1)研究揭示了在金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)以及法制不健全的經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型環(huán)境下，信貸尋租等非正式機(jī)制是金融資源錯(cuò)配產(chǎn)生的主要原因，還分析了金融資源配置失效的傳導(dǎo)機(jī)制。(2)重點(diǎn)研究金融資源配置效率對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，與現(xiàn)有基于融資約束視角研究金融資源配置與企業(yè)創(chuàng)新的文獻(xiàn)明顯不同，本文以創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為例，深入分析金融資源錯(cuò)配的產(chǎn)生機(jī)制及其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，拓寬了研究視野。(3)研究結(jié)論表明金融資源錯(cuò)配導(dǎo)致企業(yè)運(yùn)營(yíng)和交易成本上升，使企業(yè)研發(fā)面臨更高的風(fēng)險(xiǎn)，擠出對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的金融資源分配，并且降低創(chuàng)新行為對(duì)企業(yè)績(jī)效的貢獻(xiàn)。這一結(jié)論為當(dāng)前金融市場(chǎng)資源配置水平提供了實(shí)證檢驗(yàn)，也對(duì)未來金融市場(chǎng)改革具有一定的參考價(jià)值。

二 理論分析與研究假設(shè)

自熊彼特開創(chuàng)企業(yè)家創(chuàng)新研究以來，企業(yè)家才能一直被認(rèn)為是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的最重要因素(Schumpeter，1934)[10]。Baumol(1990)[11]擴(kuò)展了熊彼特的分析框架，指出企業(yè)家才能在一切社會(huì)都是存在的，只不過在不同的制度環(huán)境，企業(yè)家才能會(huì)在生產(chǎn)性活動(dòng)或非生產(chǎn)性活動(dòng)之間進(jìn)行配置，以便獲取最大的利益。

(一)信貸尋租與金融錯(cuò)配之間的傳導(dǎo)機(jī)制

創(chuàng)新是企業(yè)獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的主要驅(qū)動(dòng)力，外部融資又是企業(yè)創(chuàng)新投入資金的重要來源(Czarnitzki和Hottenrott，2011)[12]。然而，創(chuàng)新項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)較高，且由于信息不對(duì)稱和外部性效益的存在，企業(yè)往往難以得到創(chuàng)新所需的必要資金支持(Hall和Lerner，2010)[1]。另外，雖然信息披露是降低創(chuàng)新企業(yè)信息不對(duì)稱的途徑，但創(chuàng)新者往往為了規(guī)避競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手窺探到自己的商業(yè)機(jī)密而不愿意主動(dòng)公開披露創(chuàng)新有關(guān)的信息，因此創(chuàng)新企業(yè)難以獲取外部融資是一個(gè)普遍存在的現(xiàn)實(shí)問題。

對(duì)于金融市場(chǎng)尚不成熟的中國(guó)而言，資本的相對(duì)稀缺及融資渠道的相對(duì)單一，導(dǎo)致銀行在金融資源配置方面具有較大的決定權(quán)。國(guó)內(nèi)金融機(jī)構(gòu)大多為國(guó)有，先天條件不足的民營(yíng)企業(yè)通過正規(guī)融資渠道獲得金融資源的能力非常有限，這也為民營(yíng)企業(yè)的信貸尋租活動(dòng)創(chuàng)造了機(jī)會(huì)。至于信貸尋租對(duì)融資約束的影響，大部分學(xué)者認(rèn)為信貸尋租能幫助企業(yè)獲得更多的金融資源，降低了企業(yè)的融資約束，緩解企業(yè)創(chuàng)新融資的壓力(沈洪波等，2010[13]；江雅雯等，2011[14])。劉錦和王學(xué)軍(2014)[15]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的尋租腐敗行為顯著提高了其研發(fā)投入。Galang(2012)[16]認(rèn)為，腐敗有助于企業(yè)克服官僚主義，獲得相關(guān)的資源，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入的增加。

上述研究結(jié)論從不同角度解釋了一個(gè)現(xiàn)象：在制度不完善、法制不健全的轉(zhuǎn)軌制經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，企業(yè)尤其是民營(yíng)企業(yè)，往往選擇利用銀企關(guān)系等方式，以信貸尋租的補(bǔ)充渠道獲得“特權(quán)和優(yōu)惠”，從而影響了企業(yè)創(chuàng)新所受的融資約束。然而這種非正式機(jī)制所獲取的金融資源，并不一定是一種有效的資源配置。王宇偉等(2019)[17]認(rèn)為我國(guó)的金融資源被過多地配置到資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和增加值率較低的企業(yè)。鄒建軍(2018)[18]也認(rèn)為當(dāng)前金融支持創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動(dòng)發(fā)展的機(jī)制不足，在我國(guó)這一金融外生化程度較強(qiáng)的國(guó)家，金融體系往往為地方政府推行科技創(chuàng)新政策提供了較好的金融支撐，但相關(guān)的資金導(dǎo)向了國(guó)有企業(yè)，而那些活力更強(qiáng)、創(chuàng)新潛力更大的民營(yíng)企業(yè)往往面臨著強(qiáng)烈的金融排斥。

基于以上分析，提出如下假設(shè)：

H1a：短期內(nèi)，信貸尋租緩解了企業(yè)所受的融資約束程度。

H1b：與此同時(shí)，利用非正式尋租渠道獲取的金融資源是導(dǎo)致金融資源配置失效的主要傳導(dǎo)機(jī)制。

(二)金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的短期影響

通過非正式渠道獲取的金融資源將如何影響企業(yè)創(chuàng)新行為？促進(jìn)抑或抑制？

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，制度環(huán)境尚未完善，政府官員手中仍然掌握著大量的資源，企業(yè)家為獲取這些資源而不得不支付額外的“租金”。金融資源作為一種特殊資源，越來越受到企業(yè)的重視，“融資難、融資貴”已成為民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)面臨的一大難題。然而目前我國(guó)金融資源普遍呈現(xiàn)低效率非均衡的錯(cuò)配特征。李俊霞和溫小霓(2019)[19]以中國(guó)27個(gè)省區(qū)科技金融配置效率為例，研究了金融資源與創(chuàng)新成果之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在產(chǎn)權(quán)保護(hù)力度較低和法制不健全的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，我國(guó)金融資源的配置效率未達(dá)到有效狀態(tài)，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新投入不足，偽創(chuàng)新太多。

那么，失效的金融資源配置如何影響企業(yè)創(chuàng)新呢？首先，利用信貸尋租等非正式渠道獲取的金融資源所產(chǎn)生的金融錯(cuò)配，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的直接抑制主要表現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)新的直接成本增加。信貸尋租等非正式機(jī)制，需要企業(yè)花費(fèi)大量的人力、財(cái)力，增加企業(yè)銷售費(fèi)用等成本，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)運(yùn)營(yíng)成本和交易成本上升，使企業(yè)研發(fā)面臨更高的成本風(fēng)險(xiǎn)，擠兌企業(yè)金融資源在研發(fā)投入上的分配(Murphy et al.,1993)[20]?？抵居?2014)[21]認(rèn)為金融錯(cuò)配會(huì)降低金融市場(chǎng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)以及配置效率提高的能力，無(wú)形中增加企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的成本，導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)不足。

其次，若尋租帶來的報(bào)酬足夠大，將會(huì)使企業(yè)家才能更多地被配置到利于開展信貸尋租的項(xiàng)目上，并將金融資源直接用于能帶來短期效應(yīng)的活動(dòng)而不是創(chuàng)新活動(dòng)，從而擠占創(chuàng)新資源(Baumol，1996)[11]。企業(yè)利用金融錯(cuò)配形成的套利空間，將稀缺資源投資于受政府官員青睞的短平快項(xiàng)目，而避免通過投資高風(fēng)險(xiǎn)和高成本的創(chuàng)新來獲利。國(guó)外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，尋租機(jī)會(huì)越多，企業(yè)投資于信貸尋租的動(dòng)機(jī)也越強(qiáng)(Murphy et al.,1993)[20]。國(guó)內(nèi)學(xué)者張璇等(2017)[22]發(fā)現(xiàn)信貸尋租減少了創(chuàng)新利潤(rùn)，擠出和替代了企業(yè)的創(chuàng)新資金，顯著抑制了企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)。

綜上所述，提出如下假設(shè)：

H2：金融錯(cuò)配導(dǎo)致企業(yè)家將稀缺資源投資于受政府官員青睞的短平快項(xiàng)目，而避免投資高風(fēng)險(xiǎn)和高成本的創(chuàng)新項(xiàng)目，進(jìn)而擠出了創(chuàng)新資本，降低了創(chuàng)新活動(dòng)的投入。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所面臨的市場(chǎng)環(huán)境會(huì)導(dǎo)致企業(yè)異質(zhì)性，進(jìn)而影響金融錯(cuò)配在異質(zhì)性企業(yè)間的抑制效應(yīng)。在我國(guó)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下，市場(chǎng)化程度較高時(shí)，意味著政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)較少，市場(chǎng)政策法規(guī)更加完善，信息更加透明，企業(yè)投資在信貸尋租活動(dòng)的機(jī)會(huì)越少，有利于增強(qiáng)企業(yè)管理層的R&D投資信心(郝穎和劉星，2010)[23]。因此，減少政府對(duì)金融市場(chǎng)的主導(dǎo)與干預(yù)，有利于降低企業(yè)的融資成本，激活企業(yè)家創(chuàng)新活動(dòng)的投資信心，進(jìn)而提高創(chuàng)新活動(dòng)的投資收益。本文進(jìn)一步從金融市場(chǎng)發(fā)展水平角度考察金融資源配置失效對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的抑制作用，提出如下假設(shè)：

H3：隨著地區(qū)金融發(fā)展水平的提高，政府對(duì)金融市場(chǎng)干預(yù)程度逐步減少，金融錯(cuò)配對(duì)創(chuàng)新行為的抑制作用也有所減弱。

(三)金融錯(cuò)配對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的長(zhǎng)期影響

信貸尋租對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，國(guó)內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)為，長(zhǎng)期來看金融錯(cuò)配增加了社會(huì)的交易費(fèi)用，減慢經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，不利于企業(yè)的成長(zhǎng)(康志勇，2014[21]；張璇等，2017[22])。

金融錯(cuò)配短期內(nèi)能給企業(yè)帶來降低融資約束的便利，但卻導(dǎo)致信貸尋租等投機(jī)行為像傳染病一樣蔓延，使得管理層將精力投放在信貸尋租上，而無(wú)暇顧及創(chuàng)新行為等提升競(jìng)爭(zhēng)力的活動(dòng)，企業(yè)家才能會(huì)在生產(chǎn)性活動(dòng)或非生產(chǎn)性活動(dòng)之間進(jìn)行配置，進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效。Cai et al.(2011)[24]研究發(fā)現(xiàn)，與尋租行為密切相關(guān)的“娛樂和交通費(fèi)”項(xiàng)目對(duì)上市公司的生產(chǎn)效率有顯著負(fù)面影響。杜興強(qiáng)等(2012)[25]從尋租行為與R&D投資活動(dòng)的競(jìng)爭(zhēng)性視角，實(shí)證研究了兩者對(duì)公司業(yè)績(jī)的影響趨勢(shì)，研究發(fā)現(xiàn)，R&D投資持續(xù)穩(wěn)定對(duì)公司業(yè)績(jī)具有顯著地提升作用，而尋租行為雖然短期對(duì)公司業(yè)績(jī)有利，卻顯著地?fù)p害了公司未來的業(yè)績(jī)。

綜上所述，金融錯(cuò)配分散了企業(yè)家才能和精力，使得管理層將精力、金融資源等投放在短平快的項(xiàng)目上，抑制了創(chuàng)新活動(dòng)支出，降低了企業(yè)資源的配置效率，長(zhǎng)期來看降低了創(chuàng)新對(duì)企業(yè)績(jī)效的貢獻(xiàn)?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H4：長(zhǎng)期來看，金融錯(cuò)配降低了創(chuàng)新行為對(duì)企業(yè)績(jī)效的貢獻(xiàn)。

三 模型、數(shù)據(jù)和方法

(一)研究框架

根據(jù)前面的理論分析，本文構(gòu)建研究框架圖如下：

圖1 研究框架

圖1首先考察信貸尋租是如何影響融資約束與金融錯(cuò)配的，然后進(jìn)一步將金融錯(cuò)配作為信貸尋租的中間傳導(dǎo)變量，考察它對(duì)創(chuàng)新行為的影響。短期來看，由信貸尋租所產(chǎn)生的金融錯(cuò)配，抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投入、擠出了創(chuàng)新資源；長(zhǎng)期來看，金融錯(cuò)配降低了創(chuàng)新行為對(duì)企業(yè)績(jī)效的貢獻(xiàn)。

(二)模型設(shè)定

為了考察信貸尋租與金融錯(cuò)配對(duì)創(chuàng)新行為的影響，本文采用R&D投資強(qiáng)度衡量企業(yè)創(chuàng)新行為。模型設(shè)計(jì)如下：

1.信貸尋租傳導(dǎo)機(jī)制的回歸模型如下：

FMi=δ0+δ1Rent+δ2Xi+θi

(1)

模型(1)主要考察信貸尋租與金融錯(cuò)配之間的傳導(dǎo)機(jī)制。被解釋變量為金融錯(cuò)配程度FM，解釋變量為信貸尋租Rent，控制變量包括行業(yè)和年度等變量。如果系數(shù)δ1為正，則表明信貸尋租對(duì)金融錯(cuò)配的傳導(dǎo)效應(yīng)明顯。

為了考察融資約束指標(biāo)，借鑒Fazzari et al.(1988)[26]、Joel和Christopher(2001)[27]的投資-現(xiàn)金流敏感性模型，具體如下：

(2)

用模型(2)測(cè)度企業(yè)所受融資約束水平，其中被解釋變量I為當(dāng)年的資本支出水平，CF是當(dāng)年的經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金凈流量，CF項(xiàng)前的系數(shù)就是投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)，用于測(cè)度上市公司的融資約束水平。公司投資-現(xiàn)金流越敏感，模型(2)中的系數(shù)α1越大，則企業(yè)融資約束水平越嚴(yán)重。

參考鄧建平和曾勇(2011)[28]的檢驗(yàn)方法，本文在投資-現(xiàn)金流敏感性模型基礎(chǔ)之上加入了信貸尋租(Rent)與經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金凈流量(CF)的交乘項(xiàng)，構(gòu)建了模型(3)。通過模型(2)、模型(3)的檢驗(yàn)，共同考察信貸尋租是否降低了企業(yè)融資約束程度。

Ii=β0+β1Rent+β2CF+β3Rent*CF+β4ASH+β5TOBIN′Q+β6LNSIZE+β7DEBT

(3)

模型(3)中，Rent*CF是信貸尋租與經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金凈流量的交互項(xiàng)，用于考察存在信貸尋租的情況下，融資約束對(duì)企業(yè)投資行為的額外制約作用。若模型中Rent*CF的系數(shù)為負(fù)，則表示信貸尋租緩解了融資約束問題。

2.金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)創(chuàng)新短期影響的回歸模型如下：

R&Di=γ0+γ1FM+γ2MK+γ3FM*MK+γ4Yi+σi

(4)

模型(4)被解釋變量為當(dāng)年的研發(fā)支出強(qiáng)度R&D，解釋變量是當(dāng)年的金融錯(cuò)配程度FM，F(xiàn)M*MK是金融錯(cuò)配與金融市場(chǎng)化的交互項(xiàng)，以考察隨著金融市場(chǎng)化的改善，金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的制約作用是否有所降低，Y為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、流動(dòng)比率、速動(dòng)比率、資產(chǎn)負(fù)債率、存貨周轉(zhuǎn)率等。

3.金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)創(chuàng)新長(zhǎng)期影響的回歸模型如下：

SALEGROWTHi=δ0α0+δ1FM+δ2R&D+δ3FM*R&D+δ4Zi+εi

(5)

其中，模型(5)被解釋變量選擇滯后一期、滯后兩期的銷售收入增長(zhǎng)率(SALEGROWTH)作為衡量長(zhǎng)期創(chuàng)新績(jī)效的指標(biāo)，解釋變量R&D前的系數(shù)用于測(cè)度R&D對(duì)企業(yè)未來績(jī)效的貢獻(xiàn)，F(xiàn)M*R&D是金融錯(cuò)配與企業(yè)研發(fā)投入的交互項(xiàng)，以考察存在金融錯(cuò)配的情況下，R&D對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的貢獻(xiàn)是否會(huì)受到制約。對(duì)于模型(5)來說，研發(fā)行為R&D對(duì)企業(yè)績(jī)效的促進(jìn)作用體現(xiàn)在系數(shù)上，假如模型中的δ3為負(fù)，則表示金融錯(cuò)配(FM)降低了R&D對(duì)企業(yè)績(jī)效的貢獻(xiàn)。

(三)樣本選擇

本文以2009-2014年我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司為初選樣本，在具體的樣本選擇過程中，進(jìn)行了如下處理：(1)剔除金融行業(yè)樣本；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本。根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)，最終得到1438個(gè)公司—年觀測(cè)值。同時(shí)，對(duì)模型中的相關(guān)連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行Winsorize處理。

(四)變量定義與數(shù)據(jù)來源

為了選擇最合適的實(shí)證模型來檢驗(yàn)前文提出的理論假設(shè)，本文在模型設(shè)計(jì)時(shí)著重考察了如下問題：

1.關(guān)于融資約束：當(dāng)前國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)融資約束的度量尚未形成統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，本文借鑒Fazzari et al.(1988)[26]、Joel和Christopher(2001)[27]的研究思路，用模型中現(xiàn)金流變量的系數(shù)大小(投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)Investment-cash Flow Sensitivity)衡量融資約束。這一變量的考察思路是：若企業(yè)面臨的融資約束越大，則越難獲得有效的外源性資金，也越依賴企業(yè)內(nèi)部自有資金，因此企業(yè)投資水平將與現(xiàn)金流波動(dòng)性顯著相關(guān)，融資約束程度越大，相應(yīng)地投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)也會(huì)越大。

2.關(guān)于金融錯(cuò)配(FM)：借鑒邵挺(2010)[29]的研究，引入企業(yè)的金融錯(cuò)配負(fù)擔(dān)水平(FM)作為考察變量，企業(yè)所承擔(dān)的金融錯(cuò)配程度用企業(yè)自身資金成本對(duì)行業(yè)平均資金成本的偏離程度來反映。本文采用企業(yè)的利率(利息支出除以扣除應(yīng)付賬款的負(fù)債)與所在行業(yè)的平均利率比值來反映企業(yè)面臨的金融錯(cuò)配負(fù)擔(dān)水平。

3.關(guān)于信貸尋租(Rent)：考慮到我國(guó)的金融資源在很大程度上受到來自政府力量的干預(yù)，本文用政治聯(lián)系(Political)來替代信貸尋租程度。那些與政府保持密切聯(lián)系的企業(yè)，在進(jìn)行銀行融資時(shí)，更容易通過尋租等非正式渠道獲得金融資源。根據(jù)Fan et al.(2009)[30]的定義，如果公司的總經(jīng)理、董事長(zhǎng)或董事現(xiàn)在或曾經(jīng)擔(dān)任地方政府官員或共產(chǎn)黨干部，則將Political定義為1，否則為0。這些有關(guān)政治聯(lián)系的信息來自于WIND數(shù)據(jù)庫(kù)中批露的董事會(huì)及管理層信息中的個(gè)人簡(jiǎn)歷，由作者手工收集整理而成。

4.企業(yè)創(chuàng)新(R&D):用研究開發(fā)費(fèi)占銷售收入的比值來表示。由于研發(fā)投資總量在不同規(guī)模企業(yè)間差異較大，采用研發(fā)投入強(qiáng)度指標(biāo)更科學(xué)。本文研究所需要的研究開發(fā)費(fèi)用數(shù)據(jù)，來自于作者的手工收集。

其他控制變量：參考袁建國(guó)等(2015)[31]、He和Tian(2013)[32]關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的研究，以及鄧建平和曾勇(2011)[28]關(guān)于融資約束的研究，控制變量如表1所示。

表1 控制變量的定義

①其中TOBIN′Q=(年末流通市值+非流通股份占凈資產(chǎn)的金額+長(zhǎng)期負(fù)債合計(jì)+短期負(fù)債合計(jì))/年末總資產(chǎn)。

四 實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2為主要變量的基本統(tǒng)計(jì)信息。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(續(xù)上表)

變量名平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值INSTITUTION2.520%20.4150.0005%93.523%AGE11.8504.007127

表2顯示，樣本中企業(yè)平均R&D投資強(qiáng)度達(dá)到了近7%，整體而言，企業(yè)創(chuàng)新投入水平較高，但是與發(fā)達(dá)國(guó)家企業(yè)R&D投入強(qiáng)度仍然差距較大。信貸尋租變量Rent的均值為0.26，大約有26%的樣本企業(yè)與政府保持密切聯(lián)系。金融錯(cuò)配程度FM的均值為3.667，其中最大值為90.541，標(biāo)準(zhǔn)差為12.679，表明樣本中企業(yè)金融錯(cuò)配差異較大，且金融錯(cuò)配現(xiàn)象非常普遍。其他控制變量金融市場(chǎng)化指數(shù)(MK)、投資(I)、大股東持股比例(LARGE)、機(jī)構(gòu)持股比例(INSTITUTION)以及企業(yè)年齡(AGE)的最大值與最小值差異也較大。

接下來，將企業(yè)的R&D投入、金融錯(cuò)配程度按照有無(wú)信貸尋租進(jìn)行簡(jiǎn)單的分組比較(T檢驗(yàn))，結(jié)果見表3。

表3 企業(yè)創(chuàng)新的差異性分析

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

從表3的分組檢驗(yàn)結(jié)果來看，沒有信貸尋租的企業(yè)，平均研發(fā)投資強(qiáng)度達(dá)7.64%，顯著高于有信貸尋租的企業(yè)(5.12%)。同樣，將金融錯(cuò)配程度按照有無(wú)信貸尋租進(jìn)行簡(jiǎn)單T檢驗(yàn)，無(wú)信貸尋租企業(yè)的平均金融錯(cuò)配程度為4.579，有信貸尋租企業(yè)的平均金融錯(cuò)配高達(dá)14.405，組間差異在5%的水平下顯著。

(二)面板單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸，確?；貧w分析的有效性，首先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文運(yùn)用Levin,Lin&Chu t*和PP-Fisher，Chi-squrare兩種檢驗(yàn)方法，分別對(duì)面板數(shù)據(jù)中的自變量序列進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。如果檢驗(yàn)出來的P值都小于0.05，則說明數(shù)據(jù)不存在單位根的假設(shè)成立，面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性較好。表4顯示了主要變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果，從表中的P值結(jié)果來看，各變量的P值均小于0.05，說明數(shù)據(jù)穩(wěn)健性較好，可以對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。

表4 面板主要變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

(續(xù)上表)

變量方法統(tǒng)計(jì)量P值結(jié)論MKPP580.8800.000平穩(wěn)LLC-13.1950.000IPP829.0670.000平穩(wěn)LLC-19.7250.000LARGEPP776.8780.000平穩(wěn)LLC-17.8800.000INSTITUTIONPP834.9080.000平穩(wěn)LLC-19.0350.000AGEPP749.9090.000平穩(wěn)LLC-17.9870.000

(三)信貸尋租傳導(dǎo)機(jī)制的回歸結(jié)果

對(duì)模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)判斷是用隨機(jī)效應(yīng)模型還是固定效應(yīng)模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在1%的水平下顯著，故選擇固定效應(yīng)模型。為了控制行業(yè)和年度的影響，模型中加入行業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。本文使用STATA15.0進(jìn)行了固定效應(yīng)模型回歸。

1.信貸尋租傳導(dǎo)機(jī)制的回歸結(jié)果

首先利用模型(1)來檢驗(yàn)假設(shè)H1b，即檢驗(yàn)信貸尋租導(dǎo)致金融錯(cuò)配的產(chǎn)生。表5報(bào)告了初步回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，無(wú)論是否加上控制變量，變量Rent的系數(shù)都在5%的水平下顯著，表明信貸尋租的傳導(dǎo)作用非常明顯，通過尋租獲取金融資源是金融錯(cuò)配現(xiàn)象產(chǎn)生的主要途徑，從而驗(yàn)證了假設(shè)H1b。

表5 金融錯(cuò)配傳導(dǎo)機(jī)制的初步回歸結(jié)果(1)

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

接下來利用前面的模型(2)、模型(3)共同檢驗(yàn)信貸尋租對(duì)融資約束的影響，表6的第2列檢驗(yàn)的是企業(yè)所受的融資約束。第3列和第4列，在回歸模型中加入了信貸尋租與投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)的交叉項(xiàng)(CF*Rent)，用于檢驗(yàn)信貸尋租是否減弱了融資約束程度。

表6 金融錯(cuò)配傳導(dǎo)機(jī)制的初步回歸結(jié)果(2)

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

表6第2-4列的結(jié)果均顯示，投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)(CF)在所有回歸中顯著為正，這說明企業(yè)內(nèi)部資金流動(dòng)性會(huì)對(duì)企業(yè)投資水平產(chǎn)生顯著影響，企業(yè)所受的融資約束明顯。此外，表6第3列、第4列中交叉項(xiàng)(CF*Rent)的系數(shù)為負(fù)，從而證明了本文假說H1a的正確性，即信貸尋租短期內(nèi)緩解了企業(yè)所受的融資約束。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。本文將企業(yè)研發(fā)投入(R&D)作為模型(3)中企業(yè)投資(I)的替代指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性分析，并使用前文提及的交叉變量進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)，結(jié)果見表7。表7第3列中，信貸尋租與投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)的交叉變量(CF*Rent)系數(shù)為負(fù)，且在10%的水平下顯著，說明信貸尋租顯著降低了企業(yè)創(chuàng)新的融資約束水平，與前文的研究結(jié)論一致。

表7 金融錯(cuò)配傳導(dǎo)機(jī)制的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

(四)金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的短期影響

金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為的短期影響回歸結(jié)果如表8所示。

表8 金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)創(chuàng)新行為短期影響的回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量Y=R&D模型(1)模型(2)模型(3)INDNONOYESF4.75524.68824.381N106913551233R20.1060.1280.193

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

表8回歸結(jié)果中，因變量為企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)強(qiáng)度(R&D)。表8第2列、第4列的實(shí)證結(jié)果顯示，金融錯(cuò)配(FM)的系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著金融錯(cuò)配導(dǎo)致企業(yè)家利用套利空間，將更多資源投向短平快的套利項(xiàng)目，擠出了企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)資源，金融錯(cuò)配的抑制效應(yīng)即本文的假設(shè)2得到了驗(yàn)證。其次，表8第4列模型(3)加入了金融錯(cuò)配與金融市場(chǎng)化系數(shù)的交叉項(xiàng)(FM*MK)，交叉項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明隨著金融市場(chǎng)環(huán)境的改善，政府對(duì)金融資源的干涉程度逐步降低，金融錯(cuò)配的抑制效應(yīng)也相應(yīng)減弱，進(jìn)而有利于促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資，本文的假設(shè)3得到驗(yàn)證。

(五)金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的長(zhǎng)期影響

表9為金融錯(cuò)配如何影響企業(yè)長(zhǎng)期創(chuàng)新績(jī)效的實(shí)證檢驗(yàn)。本文選用銷售收入的增長(zhǎng)率代表企業(yè)長(zhǎng)期創(chuàng)新績(jī)效，因此回歸模型的因變量分別為滯后一年的銷售收入增長(zhǎng)率(SALEGROWTHt+1)以及滯后兩年的銷售收入增長(zhǎng)率(SALEGROWTHt+2)，表9中第4列、第7列中均加入了創(chuàng)新投入(R&D)與金融錯(cuò)配(FM)的交叉變量(R&D*FM)。

表9 金融錯(cuò)配影響企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

表9中，無(wú)論因變量選擇滯后一年的創(chuàng)新績(jī)效，抑或滯后兩年的創(chuàng)新績(jī)效，研發(fā)投入(R&D)的回歸系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)創(chuàng)新行為能顯著提高企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力，實(shí)現(xiàn)營(yíng)業(yè)收入的增長(zhǎng)。但是表9第4列、第7列研發(fā)投入與金融錯(cuò)配交叉項(xiàng)(R&D*FM)的回歸系數(shù)分別為-6.684、-11.704，且均顯著，表明長(zhǎng)期來看，金融錯(cuò)配削弱了R&D對(duì)企業(yè)成長(zhǎng)性的貢獻(xiàn)，阻礙了企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力的提升，這與本文的假設(shè)4相符。

五 研究結(jié)論及啟示

金融資源的配置對(duì)企業(yè)創(chuàng)新及未來中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有戰(zhàn)略意義，然而經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌條件下，由于正式機(jī)制的缺失，民營(yíng)企業(yè)利用非正式機(jī)制即信貸尋租渠道獲取金融資源，一定程度上導(dǎo)致金融資源配置失效(李俊霞和溫小霓，2019[19]；周煜皓和張盛勇，2014[34])。本文研究發(fā)現(xiàn)，信貸尋租僅能在短期幫助企業(yè)獲得更多金融資源，并臨時(shí)性緩解企業(yè)所受的融資約束，但也可能導(dǎo)致企業(yè)金融獲取與金融需求不匹配，將金融資源引導(dǎo)到套利空間上，造成金融資源錯(cuò)配，并減少了企業(yè)在創(chuàng)新上的資源投入，從而擠出和替代企業(yè)創(chuàng)新。長(zhǎng)期來看，信貸尋租增加了社會(huì)的交易費(fèi)用，降低了創(chuàng)新行為對(duì)企業(yè)績(jī)效的貢獻(xiàn)，不利于企業(yè)的成長(zhǎng)。另外，研究結(jié)論表明轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體制下，隨著金融市場(chǎng)化改革的推進(jìn)，非正式機(jī)制信貸尋租的“攫取之手”效應(yīng)，會(huì)隨著金融資源配置市場(chǎng)化程度的提高而有所減弱。

金融市場(chǎng)改革的關(guān)鍵在于各級(jí)政府對(duì)其職能的重新定位，以及市場(chǎng)在金融資源配置中發(fā)揮決定作用。因此只有進(jìn)一步完善金融制度并健全金融市場(chǎng)，才能消除微觀企業(yè)利用信貸尋租等非正式機(jī)制套利的動(dòng)機(jī)，進(jìn)而從根本上解決創(chuàng)新型企業(yè)的融資難題。