陳金勇，舒維佳，牛歡歡

(湖北大學 商學院，武漢 430062)

引 言

黨的“十九大”報告提出，我國經(jīng)濟已由高速增長轉(zhuǎn)為高質(zhì)量增長發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的關鍵期。我國經(jīng)濟增長的動能發(fā)生了變化，通過創(chuàng)新引領實體經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級、深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、推動實體經(jīng)濟優(yōu)化結構，把創(chuàng)新驅(qū)動與振興我國實體經(jīng)濟相結合，創(chuàng)新特別是技術創(chuàng)新逐漸成為國家經(jīng)濟增長的重要驅(qū)動力。改革開放以來，我國經(jīng)濟的增長依賴于低成本戰(zhàn)略，但是核心技術的缺失不僅影響我國核心競爭力，還影響了我國經(jīng)濟持的續(xù)增長。

新經(jīng)濟增長理論強調(diào)外部技術的進步并不是經(jīng)濟增長的源泉，經(jīng)濟體內(nèi)部的技術改變才是經(jīng)濟增長的源泉(王必達，2004)[1]，即內(nèi)部知識積累和技術進步是經(jīng)濟持續(xù)增長的核心。企業(yè)是技術創(chuàng)新的主體，企業(yè)的技術創(chuàng)新投入是企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的主要來源(陳金勇等，2016)[2]。而影響企業(yè)可持續(xù)創(chuàng)新的關鍵核心因素之一是研發(fā)費用投入的資金問題。企業(yè)的技術研發(fā)活動需要長期、穩(wěn)定、大量的資金支持，且技術創(chuàng)新活動具有高風險、高投入、周期性長和結果不確定等特性，這些特性的存在使得企業(yè)技術創(chuàng)新活動可能會面臨嚴重的融資約束問題。而融資約束的存在將影響企業(yè)管理者對企業(yè)技術創(chuàng)新活動的積極性，制約了企業(yè)技術創(chuàng)新進步。特別是在企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流有限的前提下，如何破解企業(yè)可持續(xù)創(chuàng)新的資金困境，成為當前理論界和學術界研究的熱點問題。一般而言，企業(yè)研發(fā)投入的資金需求往往來源于兩部分，一部分來源企業(yè)內(nèi)部自有資金，另一部分在內(nèi)部資金不足的情況下來源于外源融資。而企業(yè)技術創(chuàng)新投入活動的開展會受到企業(yè)外部融資渠道的完善性和多樣性的影響。而這些因素又受到金融市場融資方式多樣性、金融市場成熟完善程度的制約。對比發(fā)達國家的金融市場，我國金融市場形成較晚，存在區(qū)域發(fā)展不平衡、不充分、信息不對稱等問題，這些問題使得我國企業(yè)在對外進行融資時融資渠道不暢通，導致企業(yè)進行技術創(chuàng)新的外部資金需求難以得到滿足，進一步突顯了我國企業(yè)技術創(chuàng)新投入面臨的融資約束問題。

在此背景下，本文在分析和梳理我國區(qū)域金融發(fā)展水平、融資約束和我國R&D投入現(xiàn)狀的基礎上，融合金融發(fā)展理論、信息不對稱理論、代理理論以及融資約束理論，探究影響我國上市企業(yè)技術創(chuàng)新活動中的融資難題，對區(qū)域金融發(fā)展、融資約束及渠道與企業(yè)技術創(chuàng)新投入的作用機理和路徑進行了深入剖析，并構建數(shù)理模型對融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的抑制效應，區(qū)域金融發(fā)展是否能夠減緩企業(yè)融資約束的程度，區(qū)域金融發(fā)展是否能通過減輕企業(yè)融資約束問題進而激勵企業(yè)的技術創(chuàng)新投入，即區(qū)域金融發(fā)展是否存在調(diào)節(jié)效應進行研究。又進一步分析了不同特性的企業(yè)對技術創(chuàng)新投入活動的融資渠道是否存在選擇性偏好，以及在區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效應下企業(yè)技術創(chuàng)新投入活動的融資渠道選擇偏好性是否會發(fā)生變化等一系列問題。

一、理論分析與假設提出

技術創(chuàng)新不僅推動了我國經(jīng)濟的可持續(xù)增長，而且是提升我國核心競爭力的首要力量，也是企業(yè)核心競爭優(yōu)勢的體現(xiàn)、實現(xiàn)企業(yè)超額利潤的源泉。企業(yè)在進行技術創(chuàng)新活動時會受到各種因素的制衡，其中包括融資約束(盧馨等，2013；Gorodnichenko和Schnitzer，2013)[3-4]、企業(yè)特性(Jansen，2005)[5]、產(chǎn)權性質(zhì)(白俊紅，2011)[6]、企業(yè)生命周期階段(Chemmanur and Loutskina.，2014)[7]、企業(yè)規(guī)模(成力為和戴小勇，2012)[8]、企業(yè)文化(徐建中和曲小瑜，2015)[9]等因素。在眾多因素中，融資約束是我國企業(yè)普遍存在的問題，且融資約束的存在對我國技術創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響。依據(jù)融資理論可知，現(xiàn)實中的資本市場是不完美的，尤其在中國，資本市場的交易制度、市場體系以及監(jiān)管制度還很不完善，由于資本市場會出現(xiàn)信息不對稱問題和代理問題，企業(yè)內(nèi)部融資和外部融資不能進行自由替換，因此，在資本市場環(huán)境中企業(yè)會產(chǎn)生融資約束問題。一方面，企業(yè)為了可持續(xù)發(fā)展必然要創(chuàng)新活動，而創(chuàng)新具有高風險、高投入、周期性長和結果不確定等特性，企業(yè)的技術創(chuàng)新活動需要相應的制度支持和資金保障，然而企業(yè)內(nèi)部資金往往是有限的，這就使得企業(yè)的技術創(chuàng)新活動可能會受到內(nèi)部資金的制約，因此企業(yè)進行技術創(chuàng)新活動具有向外部進行融資的動機。而企業(yè)在向外部進行融資時，因為制度的不完備性加之市場各主體之間的信息不對稱會導致融資溢價，增加企業(yè)的融資成本，進而增加了技術創(chuàng)新活動的融資困難。所以，融資約束問題是影響企業(yè)技術創(chuàng)新投入的重要因素。另一方面，企業(yè)管理層為了規(guī)避財務風險，在企業(yè)面臨融資約束時，進行技術創(chuàng)新活動決策必然要考慮外部融資成本和風險報酬的影響，進而會抑制企業(yè)進行技術創(chuàng)新的動力。加之企業(yè)技術創(chuàng)新具有的不確定性，企業(yè)管理層在面對績效考核的目標時更注重企業(yè)短期目標，因此不愿意進行周期長、不確定性高的技術創(chuàng)新投入，企業(yè)管理層對技術創(chuàng)新投入的熱情不高。已有研究發(fā)現(xiàn)：融資約束抑制了企業(yè)的技術創(chuàng)新投入(盧馨、鄭陽飛和李建明，2013；Gorodnichenko和Schnitzer，2013)[3-4]。呂玉芹(2005)[10]在對我國高科技企業(yè)的技術創(chuàng)新情況進行研究時，發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)的技術創(chuàng)新普遍存在資金不足的狀況，并希望通過改善企業(yè)外部融資體系來促進企業(yè)技術創(chuàng)新投入。Savignac(2008)[11]指出企業(yè)融資約束顯著阻礙了企業(yè)的技術創(chuàng)新活動?；谏鲜龇治鎏岢鋈缦录僭O：

假設1：融資約束會對企業(yè)技術創(chuàng)新投入產(chǎn)生抑制效應，且企業(yè)的融資約束程度越嚴重，對技術創(chuàng)新投入的抑制程度越深

金融市場的發(fā)展能夠降低企業(yè)融資時產(chǎn)生的信息不對稱問題，可以減輕企業(yè)融資問題。區(qū)域金融市場發(fā)展程度越高，區(qū)域內(nèi)的金融體系越完善，完善的金融體系能夠加快投融資信息的流動，使得金融市場各主體可以便利地獲取外部融資所需信息，減緩了金融市場和企業(yè)之間的信息不對稱問題，有利于金融市場資源的優(yōu)化配置，進而提高市場資金的使用效率，降低企業(yè)的外部融資成本，在一定程度上緩解了企業(yè)的融資約束問題(Claessens和Laeven，2003)[12]。與發(fā)達國家相比，我國金融市場起步較晚，金融市場的發(fā)展存在區(qū)域發(fā)展不平衡、不充分等問題，這些問題的存在使得我國企業(yè)在對外進行融資時，融資渠道不暢通、融資成本增加，導致企業(yè)進行投資活動所需的外部資金難以得到滿足，突顯了企業(yè)在投資時的融資約束問題(朱凱和陳信元，2009)[13]。因此，區(qū)域金融發(fā)展是影響企業(yè)融資約束的關鍵因素之一。金融發(fā)展能夠有效緩解企業(yè)融資約束問題(Love，2003；黃志忠和謝軍，2013)[14-15]。其緩解的作用機理是金融發(fā)展通過降低金融市場和企業(yè)之間的信息不對稱，縮小了企業(yè)內(nèi)源融資和外源融資(股票、銀行借款等)的成本差異，這種差異的縮小能夠提升企業(yè)外部融資行為的可行性，提高了企業(yè)對外源融資的熱情，一定程度上能夠緩解企業(yè)的融資約束問題。基于上述分析提出如下假設：

假設2：區(qū)域金融發(fā)展能夠緩解企業(yè)的融資約束問題，且區(qū)域金融發(fā)展程度越高，對融資約束的緩解作用越大

企業(yè)為了可持續(xù)發(fā)展必然要創(chuàng)新活動，技術創(chuàng)新活動需要相應的制度支持和資金保障，然而企業(yè)內(nèi)部資金往往是有限的，這就使得企業(yè)的技術創(chuàng)新可能會受到內(nèi)部資金的約束，因此，企業(yè)進行技術創(chuàng)新活動具有向外部進行融資的動機。而企業(yè)在向外部進行融資時，因為制度的不完備性加之市場各主體之間的信息不對稱會導致融資溢價，增加企業(yè)的融資成本，抑制了企業(yè)技術創(chuàng)新投入活動的融資能力。因此，融資約束抑制了企業(yè)技術創(chuàng)新投入。而區(qū)域金融市場發(fā)展程度越高，區(qū)域內(nèi)的金融體系越完善，完善的金融體系能夠加快投融資信息的流動，使得金融市場各主體可以便利地獲取外部融資所需信息，減緩了金融市場和企業(yè)之間的信息不對稱問題，有利于金融市場資源的優(yōu)化配置，進而提高了市場資金的使用效率、降低了企業(yè)的外部融資成本，在一定程度上緩解了企業(yè)的融資約束問題。綜上所述，融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入產(chǎn)生抑制效應，而區(qū)域金融發(fā)展能夠緩解企業(yè)融資約束問題，因此，區(qū)域金融發(fā)展對融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入具有調(diào)節(jié)效應?；谏鲜龇治鎏岢鋈缦录僭O：

假設3：區(qū)域金融發(fā)展對融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入具有調(diào)節(jié)效用。即區(qū)域金融發(fā)展減弱了融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的抑制作用

依據(jù)信息不對稱理論和融資理論，由于在資本市場中各主體之間的信息不對稱，造成了融資溢價，導致企業(yè)的內(nèi)部融資成本與外部融資成本的差異加大，因而在選擇融資渠道時會首先考慮內(nèi)源融資，當企業(yè)內(nèi)部資金不足以支撐企業(yè)的創(chuàng)新投入活動時，企業(yè)可能會向外部資本市場進行融資，而在我國現(xiàn)有背景下，外源融資形式主要為股票融資和負債融資。企業(yè)對于外源融資渠道的選擇，受到企業(yè)規(guī)模、融資約束程度等因素的影響而存在選擇性偏好。企業(yè)為了可持續(xù)性創(chuàng)新投入活動的資金需求，不可避免地會進行融資活動，在進行融資活動時會優(yōu)先選擇內(nèi)源性融資的方式，其次才會選擇外源性融資的方式，而外源融資渠道的選擇會因企業(yè)特性不同而具有差異性。因此，企業(yè)為了技術創(chuàng)新投入活動進行必要的融資安排時，會對融資渠道的選擇存在偏好性需求。在存在融資約束的企業(yè)中，技術創(chuàng)新投入的資金來源主要是內(nèi)部現(xiàn)金(過新偉和王曦，2014)[16]，而在外部融資環(huán)境較好的行業(yè)，研發(fā)強度和投資的規(guī)模相比較也更大(Llyina和Samaniego，2011)[17]?；谏鲜龇治鎏岢鋈缦录僭O：

假設4：企業(yè)在存在融資約束時，對企業(yè)技術創(chuàng)新投入活動的融資渠道存在選擇偏好性。即優(yōu)先考慮內(nèi)源融資，其次是外源融資

區(qū)域金融的發(fā)展減少了金融市場和企業(yè)之間的信息不對稱，改善了企業(yè)的外部融資環(huán)境，降低了企業(yè)外部融資成本，進而提升了企業(yè)選擇外部融資渠道的可能性(張凡，2015)[18]。在區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)作用下。當企業(yè)為技術創(chuàng)新投入活動進行融資時，對融資渠道選擇偏好性可能會發(fā)生變化，即企業(yè)可能會優(yōu)先考慮外源融資方式。

二、實證檢驗

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

文章選取2012—2016(1)區(qū)域金融發(fā)展變量來源于《中國分省份市場化指數(shù)報告》，由于《報告》目前只收集到2016年的數(shù)據(jù)，所以論文樣本數(shù)據(jù)截止到2016年。年中國滬市上市公司的有關數(shù)據(jù)為研究對象。企業(yè)期末研發(fā)投入數(shù)據(jù)來源于萬德(Wind)數(shù)據(jù)庫；各省的區(qū)域金融發(fā)展數(shù)據(jù)來源于樊綱、王小魯和余靜文2016版《中國分省份市場化指數(shù)報告》[19]中各省域的金融業(yè)發(fā)展指數(shù)；其他財務數(shù)據(jù)均來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。行業(yè)分類采用中國證監(jiān)會2012年的行業(yè)分類指引。初始研究樣本在剔除了ST上市公司、金融保險類上市公司、研發(fā)投入數(shù)據(jù)和重要變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，共得到863家企業(yè)3 195個年度樣本觀測值。同時，為了防止極端值的影響，對樣本進行了1%和99%的縮尾處理。數(shù)據(jù)處理部分使用Excel2007進行數(shù)據(jù)整理，使用Stata14進行實證分析。

(二)變量選取

1.被解釋變量

技術創(chuàng)新投入RD。借鑒盧馨(2013)[3]等用企業(yè)期末研發(fā)投入/企業(yè)期末營業(yè)收入來表示企業(yè)的技術創(chuàng)新投入強度，作為衡量企業(yè)技術創(chuàng)新投入的代理變量。

2.解釋變量

(1)融資約束SA。由于衡量融資約束的方法主要分為兩類，一類是單變量衡量指數(shù)方法，如利息保障倍數(shù)(Nickell和Nicolitsas，1999)[20]、企業(yè)現(xiàn)金流(楊連星等，2015)[21]、股利支付率(馮巍，1999)[22]等單變量表示融資約束；另一類是多變量衡量指數(shù)方法，如WW指數(shù)(Whited 和 wu，2006)[23]、KZ指數(shù)(Lamont，polk 和saarequejo，2001)[24]、SA指數(shù)(Hadlock 和 pierce，2010)[25]等多變量表示融資約束。參考朱永明和賈明娥(2017)[26]構建SA指數(shù)的方法，利用企業(yè)年齡(age)和企業(yè)規(guī)模(size)構建SA指數(shù)作為融資約束的代理變量，公式如下：

SA=-0.737×size+0.043×size2-0.04×age。

(2)區(qū)域金融發(fā)展FD。金融發(fā)展程度不同的地區(qū)，金融發(fā)展程度對技術創(chuàng)新的影響會存在差異(謝軍和黃志忠，2014)[27]。選用樊綱、王小魯和余靜文(2016)[19]《中國分省份市場化指數(shù)報告》中的各省份金融業(yè)發(fā)展指數(shù)來衡量區(qū)域金融發(fā)展。

(3)現(xiàn)金持有量Cash。參照劉勝強等(2015)[28]的做法，將(企業(yè)期末貨幣資金+期末交易性金融資產(chǎn))/企業(yè)期末總資產(chǎn)來衡量企業(yè)的內(nèi)部現(xiàn)金持有量。

(4)股票融資Stock，負債融資Debt。借鑒過新偉和王曦(2014)[16]的研究，對權益融資、負債融資的衡量方法，運用期末吸收權益性投資收到的現(xiàn)金/期末總資產(chǎn)來計算企業(yè)的股票融資，運用(期末長期借款余額-期初長期借款余額)/期末總資產(chǎn)來計算企業(yè)的負債融資。

表1 變量定義

3.控制變量

(1)年份Year。設置年份虛擬變量，研究不同年份對區(qū)域金融發(fā)展、企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。

(2)行業(yè)Industry。行業(yè)之間會存在異質(zhì)性，這種異質(zhì)性是影響行業(yè)間企業(yè)技術創(chuàng)新投活動決策的重要因素之一(安同良和施浩，2006)[29]。

(3)企業(yè)投資機會Q。由于托賓Q代表企業(yè)投資機會，托賓Q會對企業(yè)的創(chuàng)新投資活動產(chǎn)生重要的影響。

(4)企業(yè)成長性Growth。將(期末營業(yè)收入-期初營業(yè)收入)/期初營業(yè)收入表示為企業(yè)的成長性，研究企業(yè)成長性對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響(魏志華等，2014)[30]。

(5)資產(chǎn)負債率Lev。企業(yè)如果面臨高的資產(chǎn)負債率，即企業(yè)可能遭遇財務困難，進而對企業(yè)的創(chuàng)新融資活動產(chǎn)生阻礙作用。

4.其他變量

(1)企業(yè)年齡age。企業(yè)期末所處年份和企業(yè)成立年份之間的年數(shù)，是構建融資約束的重要變量。

(2)企業(yè)規(guī)模size。取企業(yè)期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)，是構建融資約束的重要變量。

(三)模型構建

1.針對假設1構建模型1

若SA的系數(shù)顯著為負，說明融資約束會顯著抑制企業(yè)的技術創(chuàng)新投入。為了驗證結果的差異性，按照企業(yè)規(guī)模(size中位數(shù))和融資約束程度(SA中位數(shù))進行分組檢驗(2)文章依據(jù)企業(yè)規(guī)模進行分組，對于size中位數(shù)以上的是大規(guī)模的企業(yè)，以下簡稱大企業(yè)，對于對于size中位數(shù)以下的是小規(guī)模的企業(yè)，以下簡稱小企業(yè)；依據(jù)企業(yè)的融資約束程度進行分組，對于SA中位數(shù)以上的是融資約束程度高的企業(yè)，以下簡稱高融資約束，對于SA中位數(shù)以上的是融資約束程度低的企業(yè)，以下簡稱低融資約束。。

RDi,t=β0+β1SAi,t+β2Qi,t+β3Growthi,t+β4Levi,t+β5Yeari,t+β6Industryi,t+εi,t

(1)

2.針對假設2構建模型2

考察區(qū)域金融發(fā)展與融資約束之間的關系，當FD的系數(shù)顯著為負時，則說明區(qū)域金融發(fā)展水平的提高有利于緩解企業(yè)的融資約束問題。為了驗證結果的差異性，按照企業(yè)規(guī)模(size中位數(shù))和融資約束程度(SA中位數(shù))進行分組檢驗。

SAi,t=β0+β1FDi,t+β2Qi,t+β3Growthi,t+β4Levi,t+β5Yeari,t+β6Industryi,t+εi,t

(2)

3.針對假設3構建模型3和模型4

模型3、4探究區(qū)域金融發(fā)展程度、融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入之間的作用機理，通過加入SA×FD交乘項驗證區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效用，若SA×FD系數(shù)顯著為正，說明區(qū)域金融發(fā)展可以緩解融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的抑制作用，即區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)作用存在。為了驗證結果的差異性，按照企業(yè)規(guī)模(size中位數(shù))和融資約束程度(SA中位數(shù))進行分組檢驗。

RDi,t=β0+β1SAi,t+β2FDi,t+β3Qi,t+β4Growthi,t+β5Levi,t+β6Yeari,t+β7Industryi,t+εi,t

(3)

RDi,t=β0+β1SAi,t+β2FDi,t+β3SAi,t×FDi,t+β4Qi,t+β5Growthi,t+β6Levi,t+β7Yeari,t+β8Industryi,t+εi,t

(4)

4.針對假設4構建模型5

企業(yè)存在融資約束時，企業(yè)技術創(chuàng)新投入活動對融資渠道具有選擇偏好性，本文從企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金持有、負債融資和股票融資三個資金來源渠道進行探究。為了驗證結果的差異性，按照企業(yè)規(guī)模(size中位數(shù))和融資約束程度(SA中位數(shù))進行分組檢驗。

RDi,t=β0+β1SAi,t+β2Stocki,t+β3Debti,t+β4Cashi,t+β5Qi,t+β6Growthi,t+β7Levi,t+β8Yeari,t+β9Industryi,t+εi,t

(5)

5.針對假設4-1構建模型6

在區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效用下，企業(yè)技術創(chuàng)新投入對融資渠道的選擇偏好性會發(fā)生改變，通過加入FD×Cash、FD×Stock、FD×Debt交互項探究區(qū)域金融發(fā)展對企業(yè)融資渠道選擇偏好性的影響機理。

RDi,t=β0+β1SAi,t+β2FDi,t+β3SAi,t×FDi,t+β4FDi,t×Stocki,t+β5FDi,t×Debti,t+β6FDi,t×Cashi,t+β7Qi,t+β8Growthi,t+β9Levi,t+β10Yeari,t+β11Industryi,t+εi,t

(6)

(四)描述性統(tǒng)計及相關性分析

1.描述性統(tǒng)計分析

如表2統(tǒng)計顯示，從企業(yè)技術創(chuàng)新投入來看，2.5231%的平均投資強度對于企業(yè)來說是不足的，企業(yè)的技術創(chuàng)新投入水平需要提高；且方差(方差為2.5003)較大，表明各企業(yè)之間技術創(chuàng)新水平差距較大。從企業(yè)融資情況分析，企業(yè)融資約束指數(shù)平均值為7.4925，表現(xiàn)出我國企業(yè)存在較嚴重的融資約束問題；內(nèi)部現(xiàn)金持有量平均值為0.1631，負債融資平均值為0.0949，股票融資平均值為0.0428，初步說明了我國企業(yè)技術創(chuàng)新的資金來源選擇時更傾向于內(nèi)源融資，其次是外部融資。區(qū)域金融發(fā)展最大值為11.6900，最小值為1.4500，說明區(qū)域之間的金融發(fā)展水平存在較大的差距。

2.相關性分析

表3是相關關系的結果，企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD與融資約束SA在5%的水平上是顯著負相關的，Spearman、Pearson相關分析系數(shù)分別為-0.2909、-0.2549，這說明企業(yè)進行技術創(chuàng)新投資活動存在較大的融資約束問題。企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD與區(qū)域金融發(fā)展FD在5%的水平上是顯著正相關的，Spearman、Pearson相關系數(shù)分別為0.0945、0.0772，初步說明了區(qū)域金融發(fā)展水平的提高能夠在一定程度上促進企業(yè)的技術創(chuàng)新投入。而融資約束SA與區(qū)域金融發(fā)展程度指數(shù)FD在5%的水上是顯著負相關的，Spearman、Pearson相關系數(shù)分別為-0.0616、-0.0300，說明區(qū)域金融的發(fā)展能夠緩解企業(yè)融資約束問題。同時，被解釋變量與各控制變量之間的關系基本滿足之前的理論分析。各自變量之間的相關系數(shù)均小于0.7，說明假設模型不存在多重共線性問題。

(五)實證檢驗結果分析

1.融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入的回歸分析

在整體樣本上進行實證檢驗，考慮企業(yè)的規(guī)模大小和企業(yè)的融資約束程度對模型回歸結果是否會產(chǎn)生差異影響，進一步分析了在大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)之間，以及融資約束程度高的企業(yè)和融資約束程度低的企業(yè)之間，融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入產(chǎn)生的不同影響。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

表3 變量相關性分析

表4是融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入的回歸結果。在總體樣本中，融資約束SA對企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD在5%的水平上呈現(xiàn)顯著負相關(回歸系數(shù)-0.0738)，表明融資約束會顯著抑制企業(yè)技術創(chuàng)新投入，從而驗證了本文的假設1。這說明當企業(yè)受到較低的融資約束時，企業(yè)的科技研發(fā)活動會更高效，企業(yè)可以通過緩解融資約束來激勵企業(yè)的技術創(chuàng)新投入。可以看出,企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD與托賓Q是顯著正相關的(回歸系數(shù)0.1700)，說明企業(yè)投資機會仍然是企業(yè)進行投資決策時考察的重要方面，有價值的投資機會會促使企業(yè)進行技術創(chuàng)新投資。企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD與資產(chǎn)負債率Lev是顯著負相關的(回歸系數(shù)-1.6650)，企業(yè)資產(chǎn)負債率較高時，企業(yè)承擔的負債更多，企業(yè)擁有的資金較少，會造成企業(yè)對技術創(chuàng)新投入的不足。同時對RD進行滯后回歸分析，從表5中可以看出，融資約束問題會對企業(yè)技術創(chuàng)新投入產(chǎn)生至少四年的抑制影響，由此可見解決企業(yè)融資約束問題對企業(yè)技術創(chuàng)新活動的重要性。

表4 融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入

表5 融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入滯后處理

分組樣本回歸中。大規(guī)模企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD與融資約束SA呈現(xiàn)顯著負相關關系(回歸系數(shù)-0.0856)，而小規(guī)模企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD與融資約束SA雖是負相關關系(回歸系數(shù)-0.0179)，但影響不是顯著的；說明相比較于小規(guī)模企業(yè)，大規(guī)模企業(yè)融資約束的存在對技術創(chuàng)新影響更嚴重，大規(guī)模企業(yè)應更加重視如何緩解融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。同樣，對比企業(yè)融資約束程度高的企業(yè)和融資約束程度低的企業(yè)，在融資約束程度高的企業(yè)中，融資約束的存在對企業(yè)進行技術創(chuàng)新活動的阻礙作用更明顯。

所以考慮我國企業(yè)規(guī)模和企業(yè)融資約束程度的差異，技術創(chuàng)新投入和融資約束負相關關系仍是顯著的。但在大規(guī)模企業(yè)和融資約束程度高的企業(yè)中，進行技術創(chuàng)新投資活動時，要更加注重緩解融資約束問題對技術創(chuàng)新的抑制作用。

2.區(qū)域金融發(fā)展與融資約束的回歸分析

在整體樣本上進行實證檢驗，考慮企業(yè)的規(guī)模大小和企業(yè)的融資約束程度對模型回歸結果是否會產(chǎn)生差異影響，進一步分析了在大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)之間，以及融資約束程度高的企業(yè)和融資約束程度低的企業(yè)之間，區(qū)域金融發(fā)展對融資約束產(chǎn)生的不同影響。

表6 區(qū)域金融發(fā)展與融資約束

表6是區(qū)域金融發(fā)展與融資約束的回歸結果?；貧w結果顯示，全樣本回歸結果中，區(qū)域金融發(fā)展FD對融資約束SA在1%的水平上呈現(xiàn)顯著負相關(回歸系數(shù)-0.147)，表明提高區(qū)域金融發(fā)展水平能夠在一定程度上緩解企業(yè)的融資約束問題。從分組回歸情況來看，對大規(guī)模企業(yè)和融資約束程度高的企業(yè)來說，區(qū)域金融發(fā)展對企業(yè)融資約束的緩解程度更大，從而驗證了本文的假設2。這說明我們或許可以從改善區(qū)域金融發(fā)展來降低企業(yè)技術創(chuàng)新投資活動存在的融資約束問題。

3.區(qū)域金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入的回歸分析

在整體樣本上進行實證檢驗，考慮企業(yè)的規(guī)模大小和企業(yè)的融資約束程度對模型回歸結果是否會產(chǎn)生差異影響，進一步分析了在大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)之間，以及融資約束程度高的企業(yè)和融資約束程度低的企業(yè)之間，區(qū)域金融發(fā)展、融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入產(chǎn)生的不同影響。

表7是區(qū)域金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入的回歸結果。在模型3的總體樣本回歸中，融資約束SA對企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD在5%的水平上表現(xiàn)出顯著的負相關(回歸系數(shù)-0.0739)，區(qū)域金融發(fā)展程度指數(shù)FD對企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD在1%的水平上呈現(xiàn)顯著的正相關(回歸系數(shù)0.1040)，并結合表4和表6的回歸結果，發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展在融資約束對技術創(chuàng)新投入的影響過程中起到了調(diào)節(jié)作用。

表7 區(qū)域金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入

在模型4的總樣本回歸中，區(qū)域金融發(fā)展程度指數(shù)與融資約束SA的交互項SA×FD在1%的水平上是顯著正相關(回歸系數(shù)0.1370)，證實了區(qū)域金融發(fā)展緩解了融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的抑制作用，即區(qū)域金融發(fā)展在融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新投入之間具有正向調(diào)節(jié)作用，從而驗證了本文的假設3。因為區(qū)域金融發(fā)展水平越高時，金融市場越完備，而完備的金融市場會為企業(yè)帶來更多融資渠道，還會降低融資風險和交易成本，一定程度上可以緩解企業(yè)的融資約束問題，進而可以激發(fā)企業(yè)增加技術創(chuàng)新投入。

在模型4的分組樣本回歸中，小規(guī)模企業(yè)和融資約束程度低的企業(yè)，交互項SA×FD的回歸系數(shù)相對于全樣本的系數(shù)是增加的，大規(guī)模企業(yè)和融資約束程度高的企業(yè)，交互項SA×FD的回歸系數(shù)相對于全樣本的系數(shù)是減少的，說明區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效用在小規(guī)模企業(yè)和融資約束程度低的企業(yè)作用更明顯。因為大規(guī)模企業(yè)的資金儲備往往是充足的，且融資渠道是有保障的，所以相對于大企業(yè)來說，區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)作用沒有小企業(yè)的效果明顯。同時，相比較于融資約束程度低的企業(yè)來說，融資約束程度高的企業(yè)對金融市場完備的反映敏感度比較大，區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效果比較明顯。

表8 融資渠道與企業(yè)技術創(chuàng)新投入

所以考慮我國企業(yè)規(guī)模和企業(yè)融資約束程度的差異，交互項SA×FD仍是顯著正相關的，進一步驗證了區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)機理，區(qū)域金融發(fā)展緩解了融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的阻礙效用。

(六)進一步分析

企業(yè)為了技術創(chuàng)新投入活動進行必要的融資安排時，會對融資渠道的選擇存在偏好性需求。首先在整體樣本上進行實證檢驗，然后考慮企業(yè)的規(guī)模大小和企業(yè)的融資約束程度對模型回歸結果是否會產(chǎn)生差異影響，進一步分析了在大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)之間，以及融資約束程度高的企業(yè)和融資約束程度低的企業(yè)之間，技術創(chuàng)新投入活動對融資渠道選擇偏好差異性。

表8是企業(yè)技術創(chuàng)新活動的融資渠道與企業(yè)技術創(chuàng)新投入的回歸結果。在模型5的全樣本回歸中，企業(yè)技術創(chuàng)新投入RD與企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金持有量Cash是正相關關系(回歸系數(shù)0.6320)，技術創(chuàng)新投入RD與股票融資Stock是正相關關系(回歸系數(shù)0.3010)，技術創(chuàng)新投入RD與負債融資Debt是正相關(回歸系數(shù)0.4330)，從整體上看，三種融資渠道都是促進技術創(chuàng)新投入的，而內(nèi)源融資是企業(yè)進行R&D投資的主要資金來源，再次是外部融資，而企業(yè)在對外部融資渠道進行選擇時，更傾向于負債融資，其次是股票融資，從而驗證了本文的假設4。這說明由于R&D投資活動的特殊性，企業(yè)對技術創(chuàng)新活動進行籌資時，信息不對稱問題會更加突出，外部融資困難進一步增加，因此企業(yè)會更依賴于內(nèi)部現(xiàn)金來支撐技術創(chuàng)新活動。所以企業(yè)技術創(chuàng)新投入的資金來源首先是內(nèi)源融資，其次是外源融資。

在模型5的分組樣本回歸中，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金持有量在不同程度上是促進企業(yè)技術創(chuàng)新投入的，但在大規(guī)模企業(yè)的股票融資(回歸系數(shù)-1.1740)、小規(guī)模企業(yè)的負債融資(回歸系數(shù)-0.2320)、融資約束程度高企業(yè)的股票融資(回歸系數(shù)-1.4890)和融資約束程度低企業(yè)的負債融資(回歸系數(shù)-0.0983)反而抑制了企業(yè)技術創(chuàng)新投入，說明在考慮企業(yè)的規(guī)模大小和融資約束程度高低的情況下，企業(yè)技術創(chuàng)新投資活動對外部融資渠道的形式會存在特性差異。大規(guī)模企業(yè)進行技術創(chuàng)新投入傾向于內(nèi)部融資和負債融資，小規(guī)模企業(yè)進行技術創(chuàng)新投入傾向于內(nèi)部融資和股票融資，融資約束程度高的企業(yè)傾向于內(nèi)部融資和負債融資，融資約束程度低的企業(yè)傾向于內(nèi)部融資和股票融資。所以保持內(nèi)部資金持久充足，同時加以考慮公司特性，選擇合適的外部融資渠道形式，是解決企業(yè)技術創(chuàng)新投入活動融資問題的戰(zhàn)略選擇。

所以考慮我國企業(yè)規(guī)模和企業(yè)融資約束程度的差異，內(nèi)源融資仍是企業(yè)進行技術創(chuàng)新的主要資金來源，企業(yè)在進行外源融資時，要結合企業(yè)特性來選擇合適的融資渠道，本文經(jīng)驗證據(jù)支持內(nèi)源融資渠道優(yōu)勢觀。

在模型6的全樣本回歸中，交互項FD×Cash在1%的水平上是顯著負相關的(回歸系數(shù)-0.0266)，而FD×Stock、FD×Debt在1%的水平上是顯著正相關(回歸系數(shù)分別為0.0307、0.0199)，與模型5的回歸結果相比，在區(qū)域金融環(huán)境的調(diào)節(jié)效用下，內(nèi)源融資渠道不再是企業(yè)的首選，企業(yè)更傾向于外部融資。這說明區(qū)域金融的發(fā)展改善了企業(yè)的外部融資環(huán)境，提升了企業(yè)選擇外部融資渠道的可能性。在區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)作用下，企業(yè)的技術創(chuàng)新投入活動進行融資時，對融資渠道選擇偏好性可能會發(fā)生變化，內(nèi)源融資渠道優(yōu)先可能轉(zhuǎn)變?yōu)橥庠慈谫Y渠道優(yōu)先。

(七)穩(wěn)健性檢驗

1.運用面板數(shù)據(jù)回歸方法進行穩(wěn)健性檢驗

回歸結果見表9，當回歸方法替換為面板數(shù)據(jù)回歸時，模型的主要變量回歸結果在符號方向、顯著性水平與前文實證回歸結果基本保持一致，僅在系數(shù)上存在差異，因而前文的實證分析具有一定的穩(wěn)定性。

表9 穩(wěn)健性檢驗1回歸結果(面板數(shù)據(jù)回歸)

2.通過改變主要變量的計量方法進行穩(wěn)健性檢驗

將衡量企業(yè)技術創(chuàng)新的指標RD=“RD/企業(yè)期末營業(yè)收入”替換成RD1=“RD/企業(yè)期末總資產(chǎn)”。由于有些公司期末資產(chǎn)金額為0，導致計算出的RD1樣本量減少至2 874條，相當于同時改變樣本進行穩(wěn)健性檢驗?；貧w結果見表10，當被解釋變量RD更換為RD1時，模型的主要變量回歸結果在符號方向、顯著性水平與前文實證回歸結果基本保持一致，僅在系數(shù)上存在差異，因而前文的實證分析具有一定的穩(wěn)定性。

三、研究結論與政策建議

(一)研究結論

在已有研究成果的基礎上，以融資理論、信息不對稱理論、代理理論和金融發(fā)展理論等相關理論為指導，以我國滬市上市公司2012—2016年的年度數(shù)據(jù)為研究樣本，探究區(qū)域金融發(fā)展、融資約束和融資渠道對我國企業(yè)技術創(chuàng)新投入的影響，同時考察不同企業(yè)規(guī)模和不同融資約束程度對上述結果的差異影響。通過探究得出以下結論：

第一，企業(yè)技術創(chuàng)新投入受到融資約束的抑制效應，而且這種抑制效應產(chǎn)生至少四年的抑制作用。企業(yè)受到的融資約束程度越小，技術創(chuàng)新活動的資金來源相對越豐富，所以，企業(yè)可以通過減輕融資約束問題，以促進企業(yè)加大對技術創(chuàng)新的投入。在考慮我國企業(yè)規(guī)模和融資約束程度的特性時，企業(yè)技術創(chuàng)新投入仍然受到融資約束的顯著抑制作用，但在大規(guī)模企業(yè)和融資約束程度高的企業(yè)中，融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的阻礙作用更明顯，所以大規(guī)模企業(yè)和融資約束程度高的企業(yè)進行技術創(chuàng)新活動時要更加注重融資約束問題。

表10 穩(wěn)健性檢驗2回歸結果(改變RD的計量方式)

第二，區(qū)域金融發(fā)展對融資約束問題具有緩解效用。區(qū)域金融的發(fā)展程度越高，金融市場發(fā)展越完善，外部融資困難進一步減少，使企業(yè)容易獲得外部資金的支持，進而能夠緩解企業(yè)的融資約束問題。在考慮了我國企業(yè)規(guī)模和融資約束程度的特性時，區(qū)域金融發(fā)展與融資約束的負相關關系仍是顯著的，對大規(guī)模企業(yè)和融資約束程度高的企業(yè)來說，區(qū)域金融發(fā)展對企業(yè)融資約束的緩解程度更大。

第三，融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的作用過程中，區(qū)域金融發(fā)展發(fā)揮著調(diào)節(jié)效用，即區(qū)域金融發(fā)展緩解了融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新投入的抑制效果。因為區(qū)域金融越發(fā)展，金融市場越完備，完備的金融市場會為企業(yè)帶來更多融資渠道，一定程度上減輕了企業(yè)的融資約束問題，融資約束問題的減輕可以對企業(yè)技術創(chuàng)新投入產(chǎn)生激勵作用。并且區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效用在小規(guī)模企業(yè)和融資約束程度低的企業(yè)中作用更明顯。因為大規(guī)模企業(yè)的資金儲備往往是充足的，且融資渠道是有保障的，所以相對于大企業(yè)來說，融資約束的調(diào)節(jié)作用沒有小企業(yè)的效果明顯。同時，相比較于融資約束程度低的企業(yè)來說，融資約束程度高的企業(yè)對金融市場完備的反映敏感度比較大，融資約束的調(diào)節(jié)效果比較明顯。

第四，企業(yè)的技術創(chuàng)新投入活動在進行融資時，對融資渠道存在選擇偏好性，首先是內(nèi)源融資，其次是外源融資。企業(yè)對外源融資形式的選擇因企業(yè)特性不同而存在差異，大規(guī)模企業(yè)進行技術創(chuàng)新投入傾向于內(nèi)部融資和負債融資，小規(guī)模企業(yè)進行技術創(chuàng)新投入傾向于內(nèi)部融資和股票融資，融資約束程度高的企業(yè)傾向于內(nèi)部融資和負債融資，融資約束程度低的企業(yè)傾向于內(nèi)部融資和股票融資。但在區(qū)域金融發(fā)展的調(diào)節(jié)作用下，企業(yè)技術創(chuàng)新投入的融資渠道偏好可能會發(fā)生變化，融資渠道的選擇偏好可能會從內(nèi)源融資轉(zhuǎn)變?yōu)橥庠慈谫Y。

(二)政策建議

企業(yè)技術創(chuàng)新水平的高低，不僅決定著企業(yè)的核心競爭優(yōu)勢，還關系到我國經(jīng)濟的高質(zhì)量持續(xù)增長。為了提高我國技術創(chuàng)新水平，本文從政府層面、企業(yè)層面以及金融市場層面三個方面，結合本文研究結論，提出以下政策建議：

(1)金融市場層面。一要推進我國金融市場改革。改善我國的金融市場結構，促進金融資源的有效配置，為企業(yè)提供多樣的外部融資渠道，給企業(yè)進行融資提供強大的市場支撐。二要完善我國資本市場，擴寬企業(yè)外部融資渠道。對我國股票市場和金融機構進行改革，緩解資本市場與企業(yè)之間信息不對稱問題，減輕企業(yè)的融資困難，緩解企業(yè)技術創(chuàng)新活動的融資約束問題。

(2)企業(yè)層面。首先，企業(yè)應完善信息披露機制。企業(yè)信息披露不完善，市場對其的認知不完全，造成市場和企業(yè)之間存在信息不對稱問題。所以企業(yè)應完善信息披露機制，減低信息不對稱問題，為企業(yè)技術創(chuàng)新活動的融資提供良好的環(huán)境。其次，企業(yè)應提高其對技術創(chuàng)新的重視程度。企業(yè)的技術創(chuàng)新水平?jīng)Q定了企業(yè)的核心競爭優(yōu)勢，因此，要從根源上讓企業(yè)意識到技術創(chuàng)新驅(qū)動的優(yōu)勢，讓技術創(chuàng)新融入企業(yè)的長期核心發(fā)展。

(3)政府層面。一方面，政府應加大對企業(yè)技術創(chuàng)新的扶持力度，對重視技術創(chuàng)新的企業(yè)給予政策優(yōu)惠。企業(yè)對技術創(chuàng)新的優(yōu)惠政策，一定程度上減輕了企業(yè)技術創(chuàng)新投入對內(nèi)部資金的依賴，一定程度上緩解了企業(yè)融資約束問題。從降低企業(yè)融資問題方面，激發(fā)企業(yè)對技術創(chuàng)新投入的熱情。另一方面，政府應從法律制度上注重對知識產(chǎn)權的保護，制定知識產(chǎn)權保護制度文件。從創(chuàng)新成果的保護方面，調(diào)動企業(yè)開展技術創(chuàng)新活動的積極性。