郭聯(lián)邦 王勇

摘? ?要：金融發(fā)展如何促進企業(yè)創(chuàng)新是金融發(fā)展理論的基本問題，也是促成中國經(jīng)濟轉型的現(xiàn)實問題?；谑澜玢y行中國企業(yè)數(shù)據(jù)，考察金融發(fā)展和融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現(xiàn)，融資約束是企業(yè)創(chuàng)新的顯著阻礙，而金融發(fā)展能顯著促進企業(yè)創(chuàng)新。進一步地，區(qū)分創(chuàng)新路線異質性發(fā)現(xiàn)，融資約束對獨立創(chuàng)新或產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新具有阻礙作用，對產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新不存在顯著關系;金融發(fā)展有利于獨立創(chuàng)新，對協(xié)同創(chuàng)新沒有顯著促進。區(qū)分企業(yè)異質性發(fā)現(xiàn)，融資約束的阻礙作用對中小企業(yè)和民營企業(yè)尤甚，對大型企業(yè)或國有和外資企業(yè)影響較小;但是，金融發(fā)展對大型企業(yè)的促進卻強于中小企業(yè)，同時對民營企業(yè)和出口企業(yè)的正向影響更強。

關鍵詞：企業(yè)創(chuàng)新;金融發(fā)展;融資約束;協(xié)同創(chuàng)新

一、引言

100多年前，Schumpeter（1912）[1]里程碑式地提出，創(chuàng)新通過“創(chuàng)造性破壞”的方式重構經(jīng)濟和推動其增長。新古典經(jīng)濟增長理論認為，技術進步是長期經(jīng)濟增長的源泉，確立了技術進步在增長理論中的核心地位。進一步地，內(nèi)生增長理論放松了技術的外生性假設，提出了研發(fā)創(chuàng)新內(nèi)生于經(jīng)濟系統(tǒng)并決定經(jīng)濟增長的傳導機理。如今，創(chuàng)新能力不足將桎梏經(jīng)濟增長已是學界之共識。

一些學者用增長理論解釋中國發(fā)展實踐。Kim和Lau（1996）[2]認為包括中國在內(nèi)的東亞國家經(jīng)濟增長主要依靠資本積累，技術進步的貢獻很小。林毅夫等（1999）[3]提出了相反的觀點：中國通過學習、引進或模仿發(fā)達國家較為先進的技術，具有技術進步的后發(fā)優(yōu)勢，是經(jīng)濟增長的主要來源。因此，依技術來源的標準，可將創(chuàng)新劃分為自主創(chuàng)新和引進利用兩種模式?！皬?到1”的自主創(chuàng)新模式是發(fā)達國家企業(yè)創(chuàng)新的主流，直接體現(xiàn)于龐大且持續(xù)增加的R&D投入（方福前，2017）[4]。引進利用模式具有周期短、成本低、收益高、風險小等優(yōu)勢，是后發(fā)國家的趕超之方。

改革開放40多年來，中國以后發(fā)優(yōu)勢實現(xiàn)了驚人的經(jīng)濟增長奇跡。但是，一方面，伴隨人口紅利消退、投資邊際回報遞減以及生態(tài)環(huán)境的惡化，舊的增長模式不再可持續(xù)，經(jīng)濟增長方式亟須向創(chuàng)新驅動轉變;另一方面，隨著可引進的技術越來越少，發(fā)達國家知識產(chǎn)權管制趨嚴，技術引進模式也是不可持續(xù)的（方福前，2017）[4]。從模仿引進過渡到自主創(chuàng)新是中國跨越中等收入陷阱、實現(xiàn)經(jīng)濟持續(xù)增長的必經(jīng)之路。同時，隨著技術結構趨于復雜，企業(yè)間合作研發(fā)或產(chǎn)學研協(xié)同研發(fā)漸成全球趨勢（Qiu和Wan，2015）[5]。近年來，黨和國家領導人亦多次強調(diào)創(chuàng)新是打開增長之鎖的鑰匙，也出臺了一系列鼓勵自主研發(fā)、鼓勵協(xié)同創(chuàng)新的政策。然而，不得不面對的問題是，企業(yè)創(chuàng)新具有資金投入大、不確定性高、耗時長、信息不對稱、道德風險高的本質特點（王曙光，2010）[6]，若僅依靠內(nèi)源融資往往不足支撐必要規(guī)模的創(chuàng)新活動。企業(yè)創(chuàng)新離不開金融體系的支持。但目前我國金融發(fā)展水平和金融支持實體經(jīng)濟的力度不夠充足，企業(yè)外源融資障礙較多，企業(yè)間協(xié)同創(chuàng)新、產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新的程度較低。那么，金融發(fā)展能否及如何緩解融資約束并促進企業(yè)創(chuàng)新？進而，該機制對于不同創(chuàng)新路線、不同性質企業(yè)是否具有異質性？回答這些問題，不僅可以揭示金融發(fā)展驅動企業(yè)創(chuàng)新的微觀機理，豐富金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新領域的有關文獻，還有助于探索新常態(tài)下中國的創(chuàng)新驅動轉型模式，具有一定的理論與現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

資金投入大、周期長、不確定性高是企業(yè)創(chuàng)新活動的一般特征。伴隨技術結構復雜化，創(chuàng)新對資金投入的要求、對周期和不確定性的容忍度有增無減。因此，創(chuàng)新活動的必要條件是穩(wěn)定的資金支持，特別是外源融資的支持，對初創(chuàng)或小微企業(yè)更是如此。若企業(yè)內(nèi)源融資不足以支持必要的創(chuàng)新活動，或創(chuàng)新融資的外源成本低于內(nèi)源成本時，則認為企業(yè)創(chuàng)新受到融資約束的制約（Stighz和Weiss，1981）[7]。一般認為，融資約束阻礙了企業(yè)創(chuàng)新活動的持續(xù)性，潛在的融資約束也抑制了企業(yè)增大創(chuàng)新投入的信心（Banerjee和Duflo，2010）[8]。前沿研究主要關注融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的異質性影響。基于創(chuàng)新路線異質性，企業(yè)創(chuàng)新分為獨立創(chuàng)新和協(xié)同創(chuàng)新兩種形式，Qiu和Wan（2015）[5]、周開國等（2017）[9]探究了融資約束對兩種創(chuàng)新路線的不同影響。但是從協(xié)同伙伴的角度，協(xié)同創(chuàng)新又有企業(yè)間協(xié)同和產(chǎn)學研協(xié)同兩種形式。對于這些更具體的企業(yè)創(chuàng)新形式，融資約束的影響研究還幾乎是一片空白。此外，基于企業(yè)異質性，如企業(yè)規(guī)模、所有制、出口行為等方面，不同研究的結論亦不盡相同。

企業(yè)創(chuàng)新的資金投入和持續(xù)性要求是企業(yè)尋求外源融資的內(nèi)在驅動。由于企業(yè)創(chuàng)新信息的敏感性，企業(yè)具有淡化研發(fā)細節(jié)的傾向，從而導致信息不對稱擴大，不利于資金融出方全面盡調(diào)創(chuàng)新活動，會要求更高的風險溢價，推升了融資成本（鞠曉生，2013）[10]。但是，金融發(fā)展理論認為，運轉良好的金融體系在一定條件下可以起到緩解融資約束、促進創(chuàng)新活動的作用。其主要實現(xiàn)機理體現(xiàn)于交易和分散創(chuàng)新風險（King，1993）[11];緩解信息不對稱，降低信息搜尋成本（Chowdhurya和Maung，2012）[12];強化創(chuàng)新主體監(jiān)督，改善公司治理（賈俊生等，2017）[13]。此外，金融發(fā)展中，融資雙方的地理距離也是影響創(chuàng)新融資效率的重要因素（解維敏和方紅星，2011）[14]。

關于金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新的研究，主流文獻認為金融發(fā)展使企業(yè)從緊張的內(nèi)源融資中解放出來，引致了更積極的企業(yè)創(chuàng)新活動（Meierrieks，2014;賈俊生等，2017）[15，13]。但也有研究得出了不同的結論，認為金融發(fā)展抑制了企業(yè)創(chuàng)新（王淑娟，2018）[16]。不同背景下研究的結論存在差異，因此更多文獻開始將異質性納入研究。一方面，有關文獻討論了企業(yè)異質性的影響，如企業(yè)規(guī)模（Aristizabal-Ramirez，2017）、所有制（解維敏和方紅星，2011）[14]、出口行為（劉方和楊永華，2018）[17]、融資模式（黃玲等，2015）[18]等，還未形成一致的結論。另一方面，前文已經(jīng)指出，企業(yè)創(chuàng)新路線也存在異質性，然而探討金融發(fā)展對其影響的文獻卻很少，既有文獻對于異質性影響的討論仍不夠充分。此外，以中國為樣本的研究多基于宏觀或上市公司數(shù)據(jù)。宏觀數(shù)據(jù)缺乏微觀主體行為細節(jié);而中國上市公司多為盈利能力強、規(guī)模較大的企業(yè)，如此就缺少了對廣大中小企業(yè)的研究。

（二）研究假設

基于以上的論述和分析，提出基本假設：

假設1a：企業(yè)所受融資約束限制了自身的創(chuàng)新活動。

假設1b：地區(qū)金融發(fā)展有利于促進企業(yè)的創(chuàng)新活動。

一些研究認為，由于大型企業(yè)從事創(chuàng)新活動具有規(guī)模效應，并且融資活動所需提供的抵押資產(chǎn)較為充裕，加之信息不對稱程度較小企業(yè)低，因此金融深化對大型企業(yè)的促進作用更強烈（Aristizabal-Ramirez，2017）[19]。也有文獻指出，由于年輕的小型企業(yè)自身積累有限，所受的融資約束更大，金融發(fā)展對其創(chuàng)新活動具有更積極的作用（Brown等，2009）[20]?；谄髽I(yè)規(guī)模異質性提出第二個假設：

假設2a：大型企業(yè)的創(chuàng)新活動融資約束弱于小型企業(yè)。

假設2b：地區(qū)金融發(fā)展對大型企業(yè)的創(chuàng)新活動促進作用強于小型企業(yè)。

國有企業(yè)具有預算軟約束特征，外資企業(yè)一般擁有更多的外源融資渠道和更先進的生產(chǎn)技術或管理模式，對本地金融市場的依賴較輕，融資約束可能不嚴重。金融中介的“所有制歧視”壓縮了民營企業(yè)的融資通道（羅長林和鄒恒甫，2014）[21]。

基于此，從企業(yè)所有制異質性的角度提出第三個假設：

假設3a：國有和外資企業(yè)創(chuàng)新活動的融資約束弱于民營企業(yè)。

假設3b：地區(qū)金融發(fā)展對國有和外資企業(yè)的創(chuàng)新促進作用弱于民營企業(yè)。

與非出口企業(yè)相比，出口企業(yè)能夠從規(guī)模經(jīng)濟、出口學習、競爭促進和現(xiàn)金流效應四個方面促進企業(yè)創(chuàng)新能力的提高（韓媛媛，2013）[22]。出口企業(yè)為改善融資約束和維持創(chuàng)新能力，可能對金融發(fā)展的需求更大?；谄髽I(yè)出口異質性提出第四個假設：

假設4a：出口企業(yè)的融資約束弱于非出口企業(yè)。

假設4b：地區(qū)金融發(fā)展對出口企業(yè)的創(chuàng)新促進強于非出口企業(yè)。

三、計量模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型設定與估計方法

模型設定上，本文分別對全樣本、分企業(yè)創(chuàng)新路線、分企業(yè)規(guī)模樣本、分企業(yè)所有制樣本、分企業(yè)出口行為樣本回歸分析，此外還將進行穩(wěn)健性、內(nèi)生性檢驗。由于被解釋變量為二值選擇變量（穩(wěn)健性檢驗除外），故本文采用Probit和Logit模型進行回歸估計;被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗使用Tobit模型估計，解釋變量內(nèi)生性檢驗則采取IV-Probit模型。全樣本基準回歸模型設定如下：

上式中，[Innoijk]為企業(yè)i是否實現(xiàn)創(chuàng)新活動，[Finconsijk]為融資約束，[Findevijk]表示金融發(fā)展，下標i、j、k分別表示企業(yè)、行業(yè)和城市，[Xijk]為控制變量矩陣，[μj]和[ηk]分別表示行業(yè)效應和地區(qū)效應，[εijk]為擾動項。

（二）變量說明

1. 因變量為企業(yè)創(chuàng)新。本文分別討論了廣義和狹義的創(chuàng)新活動，廣義的創(chuàng)新既包括自主創(chuàng)新，也包括引進利用在內(nèi)的各種創(chuàng)新實現(xiàn)，在企業(yè)調(diào)查問卷上反映為“過去三年，企業(yè)是否實現(xiàn)了新的產(chǎn)品或服務”;狹義的創(chuàng)新僅指企業(yè)自主創(chuàng)新，以R&D活動為特征，在問卷中反映為“過去三年，企業(yè)是否進行了R&D活動”。

進一步，本文將企業(yè)創(chuàng)新路線納入研究。創(chuàng)新路線分為五種，其中路線1表示獨立創(chuàng)新，路線2和3表示采取與產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新路線，路線4和5表示是否采取了產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新路線。剔除回答為“不知道”或“不適用”的觀測值后，每類問題的回答均為“是”或“否”，將肯定回答賦值為1、否定回答賦值為0。此外，本文將“過去三年實現(xiàn)的新產(chǎn)品或服務年銷售額占年總銷售額之比”作為替代變量用于穩(wěn)健性檢驗。

2.核心自變量是金融發(fā)展和融資約束。金融發(fā)展變量為各城市年末金融機構貸款余額除以當年城市GDP。融資約束變量為“目前，企業(yè)是否擁有透支額度或金融機構授信與貸款”，并將肯定回答和否定回答分別賦值為0和1。穩(wěn)健性檢驗方面，本文使用各城市年末金融機構存款余額除以同年城市GDP的算術平均值作為金融發(fā)展的替代變量，使用“目前企業(yè)經(jīng)營中獲取金融資源的難度”作為融資約束的替代變量。

控制變量方面，本文借鑒相關研究，控制了企業(yè)年齡、企業(yè)收入、企業(yè)成長能力、企業(yè)人力資本、企業(yè)高管經(jīng)驗、企業(yè)產(chǎn)權性質、企業(yè)是否出口、城市人均GDP、城市人力資本、城市產(chǎn)業(yè)結構等變量。各變量的定義及說明如表1所示。

表2是各變量的描述性統(tǒng)計。首先，樣本企業(yè)中，約有46%的企業(yè)在調(diào)查期內(nèi)實現(xiàn)了廣義的創(chuàng)新活動;約42%的企業(yè)嘗試了狹義的創(chuàng)新活動。創(chuàng)新企業(yè)中，新產(chǎn)品的銷售額占企業(yè)總銷售額的11%左右。其次，有融資約束企業(yè)約占總樣本的54%，反映了企業(yè)的融資瓶頸較為嚴重。再次，從企業(yè)的創(chuàng)新路線看出，選擇與上游企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新的企業(yè)比例只有28.2%，選擇與下游企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新的比例僅37.2%，均遠低于比例為73.1%的采取獨立開展創(chuàng)新活動的企業(yè);從創(chuàng)新活動的R&D支持來看，只有29.7%的企業(yè)借助產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新，67.4%的企業(yè)仍以內(nèi)部R&D活動為主，反映了企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新的程度較低。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

本文的實證研究使用世界銀行2012年中國企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，這是世界銀行中國企業(yè)調(diào)查的最新數(shù)據(jù)集。世界銀行采取隨機抽樣方法確定調(diào)查對象，最終包含中國大陸2848家企業(yè)各個方面的微觀數(shù)據(jù)。樣本企業(yè)來自中國大陸25個主要城市①，涵蓋了12個制造業(yè)行業(yè)和7個服務及零售業(yè)行業(yè)。本文對原始數(shù)據(jù)的處理方面，首先剔除研究相關變量缺失嚴重的所有服務業(yè)和零售業(yè)企業(yè)，其次剔除對問題“我對問卷中觀點類問題的作答態(tài)度”的回答為“不真實”的企業(yè)，再次剔除對問題“我對問卷中數(shù)據(jù)類問題的作答態(tài)度”的回答為“武斷且不可信”的企業(yè)，最終的樣本內(nèi)共有1684家企業(yè)。接著，本文使用城市層面金融發(fā)展數(shù)據(jù)，依據(jù)企業(yè)經(jīng)營地，與企業(yè)層面數(shù)據(jù)一一匹配，金融發(fā)展數(shù)據(jù)源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

（五）分企業(yè)是否出口的回歸結果

與非出口企業(yè)相比，出口企業(yè)能夠從出口行為中積累規(guī)模經(jīng)濟效應（分攤創(chuàng)新成本）、出口學習效應（學習先進技術）、競爭促進效應（參與國際市場競爭）和現(xiàn)金流效應（擁有更充足穩(wěn)定現(xiàn)金流），從而促進企業(yè)創(chuàng)新活動。本文進一步探究企業(yè)出口異質性的影響。

表7匯報了分企業(yè)是否出口的回歸結果，可以看出，融資約束和金融發(fā)展變量的系數(shù)符號均符合預期，融資約束的邊際效應也較為接近，因此假設4a暫不成立。金融發(fā)展對出口企業(yè)創(chuàng)新起到了顯著促進作用，而非出口企業(yè)的顯著性水平偏弱。結合邊際效應發(fā)現(xiàn)，前者是后者的數(shù)倍。其可能的原因是：一方面，企業(yè)出口過程中的現(xiàn)金流效應獲得了金融中介的更多青睞;另一方面，企業(yè)面臨的國際市場競爭和出口學習效應使企業(yè)有更充足更直接的動力開展創(chuàng)新活動、提高市場競爭力;因此，金融發(fā)展對有出口企業(yè)創(chuàng)新活動的驅動作用更加強烈，假設4b得證。

（六）穩(wěn)健性和內(nèi)生性分析

首先，更換企業(yè)創(chuàng)新的代理變量，用“企業(yè)過去三年中實現(xiàn)的新產(chǎn)品或服務在當年銷售額占當年總銷售額的比重”（Inno3）作為替代變量。由于只有在過去三年里擁有新產(chǎn)品或服務的企業(yè)才有可能在當年銷售，因此Inno3的統(tǒng)計特征是“邊角解+連續(xù)分布”的特殊形式，對于這種形式的被解釋變量，適合使用Tobit模型進行歸并回歸。由于在相當多的觀測點上，被解釋變量的值為0，所以設定左歸并點為0。

其次，更換金融發(fā)展的代理變量，用“各城市年末金融機構存款余額/當年城市GDP”（Findev2）作為替代變量。由于金融發(fā)展變量來自宏觀層面，而創(chuàng)新是企業(yè)層面的變量，宏觀層面的城市變量可以解釋微觀上的企業(yè)行為，但微觀層面上由分層隨機抽樣得到的少量樣本企業(yè)行為難以影響宏觀層面的城市經(jīng)濟變量，因此可以認為金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新兩變量間不存在互為因果的內(nèi)生性問題。

最后，更換融資約束的代理變量，用“目前，企業(yè)經(jīng)營中獲取金融資源的難度”（Fincons2）作為替代變量，其為有序多值選擇變量，數(shù)字越高表示融資約束越大?？紤]到融資約束與企業(yè)創(chuàng)新可能存在互為因果的內(nèi)生性問題，因此使用工具變量進行估計，克服偏誤。對于工具變量的選取，本文參照了Ayyagari等（2011）[24]的方法，使用法庭的公正程度作為融資約束的工具變量。這是因為法庭的公正程度可以一定程度上反映當?shù)胤蓪嵺`水平和社會法律意識等信息，結合中國金融機構的信貸發(fā)放中有一部分屬于關系型貸款的實際情況，易知在法治越落后的地區(qū)，企業(yè)為信貸融資所付出尋租成本的可能性和金額越高，企業(yè)外部融資愈加困難，因此法庭的公正程度可以反映企業(yè)融資的難易。在世界銀行的調(diào)查問卷中，詢問了企業(yè)對于當?shù)胤ㄍス缘闹饔^評價，經(jīng)過本文處理后得到一個有序多值選擇變量，數(shù)字越大表示法庭越不公正。

回歸結果如表8所示：首先，替換企業(yè)創(chuàng)新的因變量后，融資約束越強的企業(yè)，實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新的可能性越小;同時，金融發(fā)展有效驅動了企業(yè)創(chuàng)新，這些與假設依然吻合。其次，替換金融發(fā)展變量后，金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的驅動仍然顯著。最后，替換內(nèi)生的融資約束變量并使用法庭公正程度作為工具變量回歸，結果顯示融資約束的負面影響依然穩(wěn)健。

五、結論與政策建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，融資約束是企業(yè)創(chuàng)新的顯著阻礙，但金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著正向作用。通過穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗，該結論具有可靠性。進一步研究發(fā)現(xiàn)，融資約束與金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的作用具有異質性，體現(xiàn)為創(chuàng)新路線異質性和企業(yè)異質性。區(qū)分創(chuàng)新路線異質性發(fā)現(xiàn)，融資約束對獨立創(chuàng)新或產(chǎn)學研協(xié)同創(chuàng)新具有阻礙作用，對產(chǎn)業(yè)鏈協(xié)同創(chuàng)新不存在顯著影響;金融發(fā)展有利于獨立創(chuàng)新，對協(xié)同創(chuàng)新沒有顯著促進。區(qū)分企業(yè)異質性發(fā)現(xiàn)，融資約束對中小企業(yè)的阻礙甚于大型企業(yè)，金融發(fā)展對大型企業(yè)的促進強于中小企業(yè);融資約束對國有和外資企業(yè)的抑制不顯著，但顯著抑制民營企業(yè);金融發(fā)展對民營企業(yè)的促進作用更強;此外，相較于非出口企業(yè)，金融發(fā)展對出口企業(yè)創(chuàng)新的促進作用更強。

本文的政策建議是：第一，加快發(fā)展和完善全國及地區(qū)間金融體系，縮小區(qū)域金融發(fā)展水平差距，為實體經(jīng)濟創(chuàng)新融資提供穩(wěn)定支持。第二，加強征信體系和企業(yè)信息披露及保護體系建設，減小企業(yè)與金融機構的信息不對稱。第三，鼓勵企業(yè)間、企業(yè)與研究機構間協(xié)同創(chuàng)新與合作研發(fā);增進知識產(chǎn)權保護，提高創(chuàng)新效率。第四，建立多層次的金融機構體系，加快發(fā)展致力于服務中小企業(yè)的普惠金融體系，減少中小企業(yè)的融資障礙和限制。第五，深化國有企業(yè)改革，打破預算軟約束，避免國有企業(yè)的無謂效率損失。第六，鼓勵企業(yè)進入出口市場，參與國際競爭，通過企業(yè)創(chuàng)新提高國際競爭力。

注：

①具體城市為：北京、上海、廣州、深圳、武漢、南京、成都、寧波、青島、大連、杭州、沈陽、合肥、濟南、鄭州、石家莊、東莞、佛山、洛陽、蘇州、無錫、南通、溫州、唐山、煙臺。

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