● 王笳旭，王淑娟

（1. 中國電子技術(shù)標準化研究院 行業(yè)管理促進中心，北京 100007；2. 中國電子信息產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究院 中國軟件評測中心，北京 100081）

一、引言

創(chuàng)新活動不同于一般的投資項目，更容易面臨融資約束問題[1-3]。一方面，創(chuàng)新投資是對企業(yè)創(chuàng)新活動未來收益的押注，其投資存在周期長、不確定性高、風險大等問題[4]；另一方面，創(chuàng)新具有高度信息不對稱性，創(chuàng)新企業(yè)出于知識產(chǎn)權(quán)保護和市場競爭意識，不愿過多或詳細地披露創(chuàng)新信息，從而可能產(chǎn)生逆向選擇和道德風險問題。加之創(chuàng)新通常表現(xiàn)為知識、創(chuàng)意、專利等無形資產(chǎn)，企業(yè)缺少抵押品，這會導致金融機構(gòu)對創(chuàng)新企業(yè)要求更高的風險溢價或設(shè)置更高的貸款門檻[5-7]。

關(guān)于融資約束是否會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響尚未達成一致意見。多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)融資約束嚴重阻礙了企業(yè)創(chuàng)新。融資約束的存在抑制了企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投資，降低了企業(yè)創(chuàng)新績效，改變企業(yè)創(chuàng)新行為，最后企業(yè)不得不擱置、延期或者放棄有前景的創(chuàng)新項目[8-16]。但是也有學者認為融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響可能是積極的。融資約束的存在會促使企業(yè)花更少的錢追求更好的創(chuàng)新，當面臨融資約束時，企業(yè)會通過改善管理和投資配置使研發(fā)投資更有效率，從而推動企業(yè)創(chuàng)新[17-18]。還有學者指出，融資約束對企業(yè)創(chuàng)新是否重要取決于企業(yè)自身特征（如規(guī)模和年齡）、研發(fā)投資策略（內(nèi)部和外部）以及不同的時間階段、國家和地區(qū)等因素[6,13,19]。

既往研究已經(jīng)取得了豐碩成果，但仍存在一些值得改進的地方。一是現(xiàn)有研究主要是利用投資-現(xiàn)金流敏感性或者企業(yè)相關(guān)財務(wù)指標的線性組合作為融資約束的間接度量方法[9,20-21]，但忽視了融資約束與企業(yè)財務(wù)指標的內(nèi)生性問題；二是融資約束與企業(yè)創(chuàng)新存在雙向影響，此時傳統(tǒng)的模型設(shè)定方式和OLS 估計方法可能導致估計結(jié)果偏誤[22-25]；三是現(xiàn)有研究主要從創(chuàng)新的投入-產(chǎn)出視角區(qū)分企業(yè)創(chuàng)新，而對企業(yè)創(chuàng)新活動類型關(guān)注較少。不同類型的創(chuàng)新活動（例如產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新）在投資資金、項目風險以及信息不對稱問題等方面存在差異，進而受到融資約束影響的程度也可能不同[26]。

鑒于此，有必要在直接判別企業(yè)融資約束狀態(tài)的基礎(chǔ)上，采用雙變量Probit 模型實證檢驗融資約束對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的影響，從而為有效提高我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動積極性提供政策建議。

二、理論機制與研究假說

融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的直接影響表現(xiàn)在R&D 投資方面。由于融資約束的存在，企業(yè)通過外部融資并不能及時、有效地彌補創(chuàng)新資本缺口，因而可能會降低用于研發(fā)創(chuàng)新的資本投入。特別是當企業(yè)經(jīng)營產(chǎn)生流動性障礙時，企業(yè)甚至會停止對研發(fā)創(chuàng)新的繼續(xù)投入。然而創(chuàng)新是知識的積累和再創(chuàng)造，其本身具有很高的調(diào)整成本[2]。同時，融資約束越嚴重意味著R&D 投資的成本越高，如果創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展并非急迫的，或者企業(yè)是短視的，那么融資約束的加重可能會擠出企業(yè)原本用于創(chuàng)新的投資，從而將資本投入到回報率更高的地方[27]。

此外，從研發(fā)到專利再到商業(yè)化應(yīng)用等的一系列活動，需要持續(xù)穩(wěn)定的資本投入才能保證創(chuàng)新活動的正常進行[13,24]。R&D 投入對于創(chuàng)新研發(fā)固然重要，但是能夠得到專利并將之進行商業(yè)化推廣應(yīng)用則更為關(guān)鍵，而這些均需要充足的資金供給。顯然，融資約束的存在使企業(yè)在整個創(chuàng)新活動中的長期穩(wěn)定投入變得更加困難。Scellato在對意大利企業(yè)的研究中發(fā)現(xiàn)，只有那些融資約束較低的企業(yè)才能在一段時期內(nèi)保持持續(xù)的專利產(chǎn)出，但資本市場的不完善會使企業(yè)推遲內(nèi)部的研發(fā)創(chuàng)新活動[28]。Luzzi 進一步指出，融資約束導致企業(yè)在探索和營銷其專利能力方面受到明顯制約，這降低了專利發(fā)明被用于商業(yè)開發(fā)的可能性[29]。融資約束抑制了企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投入，導致企業(yè)擱置、放緩甚至放棄創(chuàng)新項目，不利于創(chuàng)新活動的順利開展。因此，提出如下假設(shè)1：

H1：融資約束的存在會抑制制造業(yè)企業(yè)從事創(chuàng)新活動。

當面臨融資約束時，企業(yè)除了在是否創(chuàng)新以及創(chuàng)新投入多少之間進行抉擇外，也可能會在不同的創(chuàng)新活動類型之間進行選擇。根據(jù)創(chuàng)新目的及創(chuàng)新對象的差異，創(chuàng)新通?？梢苑譃楫a(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新[30]。產(chǎn)品創(chuàng)新是企業(yè)擴展市場、獲得消費者信賴的必由之路，是解決企業(yè)能否在競爭中生存的問題。對企業(yè)而言產(chǎn)品創(chuàng)新投入的成本更高，面臨的風險也較大。企業(yè)從研發(fā)出新產(chǎn)品、到新產(chǎn)品生產(chǎn)再到產(chǎn)品被市場中消費者接受，這一過程中面臨著很多的不確定性和復雜性，具有很高的調(diào)整成本，任何中斷都會造成企業(yè)的巨額損失。因此企業(yè)在從事產(chǎn)品創(chuàng)新之前會慎重考慮其自身創(chuàng)新能力和財務(wù)狀況，一旦決定開始從事產(chǎn)品創(chuàng)新便不會輕易放棄。而過程創(chuàng)新更多的表現(xiàn)為企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)效率的改善，失敗的風險更容易被企業(yè)自身吸收，調(diào)整成本也相對較小。因此，當企業(yè)面臨融資約束時，可能會將有限的資本投入到對企業(yè)具有發(fā)展意義的產(chǎn)品創(chuàng)新中去，而放棄過程創(chuàng)新。據(jù)此，提出以下研究假設(shè)2：

H2：融資約束對不同類型的創(chuàng)新活動影響不同；相對于產(chǎn)品創(chuàng)新，過程創(chuàng)新受到的融資約束影響會更大。

三、模型設(shè)計與變量描述

（一）模型設(shè)計

企業(yè)創(chuàng)新活動與融資約束之間可能存在相互影響，為避免因模型設(shè)定導致的內(nèi)生性問題，借鑒Savignac 等[22，25]的相關(guān)研究，采用雙變量Probit 模型解決共同變量和不可觀測變量對創(chuàng)新和融資約束的同時影響。融資約束對企業(yè)創(chuàng)新影響的雙變量Probit 模型設(shè)定為：

根據(jù)Lewbel[31]的研究，當且僅當λ1或者λ2等于0 時，模型在邏輯上才能保持一致。由于在此主要研究融資約束影響企業(yè)創(chuàng)新，因此假定在控制了可觀察的影響融資約束的因素后，企業(yè)創(chuàng)新不影響融資約束。此時，可令λ2= 0，則有：

根據(jù)Greene[32]的研究，對于定性變量，邊際效應(yīng)是通過條件概率之間的差來衡量的，融資約束對企業(yè)從事創(chuàng)新可能性的邊際影響可以用下式計算：

參考周開國等[12，16]相關(guān)研究，選擇企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)（Pri?vate_own）以及企業(yè)是否出口（Export）等4 個企業(yè)特征變量作為企業(yè)創(chuàng)新方程和融資約束方程的共同變量。通常，大規(guī)模企業(yè)相較于小規(guī)模企業(yè)具有成本優(yōu)勢，在融資約束情況下規(guī)模大的企業(yè)其研發(fā)效應(yīng)更強。而企業(yè)年齡越長代表其在行業(yè)中資歷越老，這有可能導致企業(yè)過度依賴其過往創(chuàng)新成果而忽視新的創(chuàng)新發(fā)展，但同時也可能促使企業(yè)在原有創(chuàng)新基礎(chǔ)上主動創(chuàng)新。企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)差異決定著企業(yè)在市場中的壟斷地位差異，國有企業(yè)相比私營企業(yè)能更便利的享受到各種資源，因此其創(chuàng)新的動力可能會相對較弱。企業(yè)是否從事出口也直接影響企業(yè)對于創(chuàng)新的認知水平，參與國際競爭會促使企業(yè)更注重產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新與質(zhì)量提升，因此相比于更能接觸國際先進技術(shù)和金融資本的出口企業(yè)而言，非出口的企業(yè)創(chuàng)新可能會較弱。

同時，在企業(yè)創(chuàng)新方程中選取的其他控制變量主要包括人力資本（Hcapital）、員工培訓（Train?ing）、國際質(zhì)量認證（Quality）、研發(fā)支出（R&D）、行業(yè)競爭（Compet）等。融資約束方程的其他控制變量包括企業(yè)是否有抵押品（Mortage）、企業(yè)是否為大公司的子公司（Subside）、內(nèi)部融資（Inner）、非金融機構(gòu)貸款（Credit）、銀行貸款（Bank）和公司財務(wù)認證信息（Certify）等。一般而言，人力資本是企業(yè)創(chuàng)新的核心資源，企業(yè)較高的人力資本積累會促進企業(yè)獲得更高的創(chuàng)新成功可能性，同時加強企業(yè)員工培訓也會使企業(yè)更好的應(yīng)用最新的創(chuàng)新成果，使員工增強對新技術(shù)的掌握。企業(yè)獲得國際質(zhì)量認證代表企業(yè)具有向國際先進管理學習的能力，而接受國際先進技術(shù)和質(zhì)量管理的企業(yè)其從事創(chuàng)新的動能也可能更強。研發(fā)支出是企業(yè)創(chuàng)新的直接投入，研發(fā)支出水平越高代表企業(yè)對創(chuàng)新的投入越大，也表明企業(yè)對創(chuàng)新越重視。行業(yè)競爭程度會提升企業(yè)對創(chuàng)新重要性的認識，通常市場競爭越激烈，企業(yè)通過創(chuàng)新來獲得先行優(yōu)勢的動力越大。而企業(yè)是否有抵押品、是否隸屬于大公司、其內(nèi)部融資狀況以及是否有銀行貸款等信息會直接影響企業(yè)在融資時的信用審批情況，從而對企業(yè)是否能夠獲得融資及融資額度產(chǎn)生影響。另外，方程中還控制了企業(yè)行業(yè)特征和城市特征，各變量的具體定義詳見表1。

表1 變量選取及統(tǒng)計性說明

（二）企業(yè)創(chuàng)新與融資約束度量

1.企業(yè)創(chuàng)新

世界銀行企業(yè)調(diào)查問卷中關(guān)于企業(yè)從事創(chuàng)新活動的問題主要包括以下幾種：為產(chǎn)品或工藝改進引入新技術(shù)和設(shè)備、生產(chǎn)或操作中引入新的質(zhì)量控制程序、引入新產(chǎn)品或服務(wù)、為現(xiàn)有產(chǎn)品添加新功能、采取措施降低生產(chǎn)成本或提高生產(chǎn)靈活性、引入新的管理或為員工提供技術(shù)培訓等。在此，對企業(yè)創(chuàng)新（Innovate）的定義為至少從事了以上創(chuàng)新活動中的一項。若企業(yè)對以上創(chuàng)新活動中的回答至少有一項選擇是，則取值為1，否則為0。

根據(jù)企業(yè)從事的創(chuàng)新活動類型，將企業(yè)創(chuàng)新區(qū)分為產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新。根據(jù)該調(diào)查問卷，若企業(yè)為搶占產(chǎn)品市場推出了新的產(chǎn)品或服務(wù)，或?qū)ΜF(xiàn)有產(chǎn)品進行了改進，則認為該企業(yè)進行了產(chǎn)品創(chuàng)新（N_product），賦值為1，否則賦值為0；若為了降低生產(chǎn)成本，企業(yè)采用了新工藝、新技術(shù)、新的管理方法或員工技術(shù)培訓等，則認為進行了 過 程 創(chuàng) 新（N_process），賦 值 為1，否 則 賦值為0。

2.融資約束

借鑒Chundakkadan 等[16]的做法，利用世界銀行企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)中關(guān)于企業(yè)對信貸融資相關(guān)問題的回答來直接識別企業(yè)融資約束。

首先，判斷企業(yè)是否有外部融資需求。根據(jù)K16：“在上一財年，企業(yè)是否申請了任何銀行貸款或者信貸額度”，若企業(yè)回答“是”則表明企業(yè)有外部融資需求。最終，樣本企業(yè)中有26.02% 的企業(yè)申請了銀行信貸，73.98%的企業(yè)沒有申請。

其次，確定企業(yè)沒有申請貸款的原因。一些企業(yè)沒有申請貸款并不是因為沒有融資需求，而可能是因為一些限制性因素導致企業(yè)申請不到外部資金。因此根據(jù)問卷中的K17：“企業(yè)沒有申請任何貸款或信貸額度的主要原因是什么？”來進一步識別存在融資約束的企業(yè)。樣本中59.58%的未申請貸款的企業(yè)認為他們有足夠的資金而無需申請貸款，可以認為該部分企業(yè)沒有遭受融資約束。而有30.42%的企業(yè)回答沒有申請是因為申請貸款程序復雜、貸款利率高、貸款抵押要求太高、貸款規(guī)模和貸款期限不足、預(yù)期不被批準等種種限制性原因，據(jù)此可判定該部分企業(yè)遭受到了融資約束。

再次，那些申請了銀行貸款的企業(yè)并不一定能夠完全得到銀行的支持，這取決于企業(yè)是否能夠通過銀行嚴格的審批條件，如果企業(yè)能夠從銀行獲得貸款需求，則意味著其融資需求得到解決，可視為不存在融資約束。因此，為了區(qū)分貸款成功和沒有成功的企業(yè)，參考K20：“最近申請的信貸額度或貸款的申請結(jié)果”，對企業(yè)申請貸款結(jié)果進行識別，申請貸款的結(jié)果主要有三類“仍在流程中”“申請被批準”“申請被拒絕”。根據(jù)問卷，在提交了貸款申請的樣本企業(yè)中，有92.29% 的企業(yè)貸款申請被批準、6.17% 的企業(yè)貸款申請被拒絕，另有1.54% 的企業(yè)貸款申請仍在審核中。

圖1 企業(yè)融資約束的識別路徑

最后，研究中將申請了銀行貸款但被拒絕或申請仍在審核中的企業(yè)以及因為一些限制條件而沒有申請貸款的企業(yè)歸為存在融資約束,得出我國近三分之一的制造業(yè)企業(yè)面臨著融資約束問題。

（三）數(shù)據(jù)來源與說明

研究數(shù)據(jù)來源于世界銀行2012 年中國企業(yè)調(diào)查（WBES），該調(diào)查數(shù)據(jù)涉及我國25 個大中城市的制造業(yè)、服務(wù)業(yè)和零售業(yè)等18 個行業(yè)。問卷涉及企業(yè)基本信息、企業(yè)投資、技術(shù)創(chuàng)新、融資渠道、銷售、營商環(huán)境等相關(guān)信息。WBES 初始樣本包括2 848 家企業(yè)，在研究中剔除了非制造業(yè)樣本及存在缺失值的樣本，最終保留了1 493 家制造業(yè)企業(yè)樣本，其中80% 以上是民營企業(yè)。從樣本企業(yè)的規(guī)?？?，員工人數(shù)在5～19 人的小企業(yè)有386家、20～99 人的中型企業(yè)有616 家、100 人以上的大型企業(yè)有491 家。

四、實證結(jié)果分析

（一）基準回歸結(jié)果分析

表2 是全樣本企業(yè)的模型回歸結(jié)果，其中第（1）～（3）列為不考慮融資約束內(nèi)生性的Probit 模型回歸，第（4）～（6）列是考慮融資約束內(nèi)生性的雙變量Probit 模型回歸。當不考慮融資約束內(nèi)生性問題時，融資約束對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的影響并不顯著；而當我們考慮融資約束內(nèi)生性問題時，融資約束對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的系數(shù)估計值為負且均通過了10% 的顯著性檢驗。同時，相關(guān)系數(shù)ρ也都通過了10% 的顯著性檢驗，這意味著存在共同因素和不可觀測變量同時影響了企業(yè)創(chuàng)新和融資約束。

表2 融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的基準回歸結(jié)果

（續(xù)表2）

企業(yè)創(chuàng)新本身作為一種高風險活動，其創(chuàng)新產(chǎn)出具有高度不確定性，而且創(chuàng)新產(chǎn)出通常表現(xiàn)為專利和知識產(chǎn)權(quán)等無形資產(chǎn)，因而創(chuàng)新企業(yè)相較于一般企業(yè)而言，其融資約束有可能會更高。此外，融資約束也會進一步制約企業(yè)用于創(chuàng)新的資本投入能力，從而使企業(yè)創(chuàng)新與融資約束之間形成互為因果的復雜關(guān)系。這也就容易導致研究者忽視融資約束的內(nèi)生性問題，將會產(chǎn)生嚴重的估計結(jié)果偏誤。

以雙變量Probit 回歸結(jié)果作為基準回歸結(jié)果分析。首先，融資約束對企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的概率均產(chǎn)生了顯著的負向影響，面臨融資約束的企業(yè)從事創(chuàng)新活動的概率顯著低于沒有融資約束的企業(yè)，這印證了H1。由于概率模型回歸系數(shù)并不能直接反映回歸結(jié)果的大小，通常需要依據(jù)變量的邊際效應(yīng)進行分析，從融資約束的邊際效應(yīng)看（見后文表7），融資約束使企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的概率分別下降了約41.86%、40.36% 和43.42%，這與Ayalew 等[25]的研究結(jié)論類似，融資約束的存在顯著阻礙我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新，且其對過程創(chuàng)新的負面影響程度顯著高于對產(chǎn)品創(chuàng)新的影響，從而驗證了H2。即面臨融資約束時，由于過程創(chuàng)新的調(diào)整成本相對較低，因此企業(yè)更容易放棄過程創(chuàng)新而非產(chǎn)品創(chuàng)新。

（二）穩(wěn)健性檢驗

從變量替換和工具變量檢驗等方面，對模型結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗（見表3）。首先考慮對模型關(guān)鍵變量進行代理變量的替換：一是更換了創(chuàng)新活動的代理變量，將企業(yè)是否有新產(chǎn)品產(chǎn)出作為創(chuàng)新活動的替代變量；二是參考周開國等[12]用問卷中K7 和K8 作為企業(yè)融資約束的代理變量。兩種對關(guān)鍵回歸變量替換的回歸系數(shù)高度顯著，與前文基準回歸結(jié)果保持一致。

表3 穩(wěn)健性檢驗

（續(xù)表3）

其次，選擇了企業(yè)與政府的關(guān)系和企業(yè)家經(jīng)驗作為企業(yè)融資約束的工具變量對模型進行重新估計。國內(nèi)外諸多研究表明政治關(guān)聯(lián)能夠緩解企業(yè)融資約束，從而幫助企業(yè)獲得更多銀行貸款[33-34]。企業(yè)經(jīng)理人的工作經(jīng)驗越豐富，其責任意識就會越強、積攢的人脈或社會資本也越多，越能夠緩解企業(yè)的外部融資約束[35-36]。IVprobit 的回歸結(jié)果顯示外生性原假設(shè)“H0：ρ=0”的Wald 結(jié)果p 值為0.0556，因此在10%的水平上可以認為融資約束FC 為內(nèi)生變量。同時，融資約束FC 與創(chuàng)新活動的誤差項相關(guān)系數(shù)高達0.93，這意味著IVprobit 的估計結(jié)果與Probit 的估計結(jié)果存在著顯著差異，Probit 回歸由于忽略融資約束的內(nèi)生性從而會低估融資約束對企業(yè)創(chuàng)新活動的制約作用。

五、基于企業(yè)異質(zhì)性的進一步檢驗

融資約束對創(chuàng)新活動的影響也可能取決于企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及是企業(yè)是否出口等不同的企業(yè)特征[37-39]。對此，進一步從企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和是否屬于出口企業(yè)等企業(yè)異質(zhì)性層面對融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系進行檢驗。

（一）融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響：企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

表4 采用雙變量Probit 模型探討了融資約束對不同規(guī)模制造業(yè)企業(yè)從事創(chuàng)新活動的影響?；貧w結(jié)果顯示，除對小型企業(yè)從事產(chǎn)品創(chuàng)新的可能性影響不顯著外，對其他規(guī)模企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的概率也都產(chǎn)生了相應(yīng)顯著抑制作用。融資約束分別導致大、中、小型企業(yè)創(chuàng)新活動概率下降了26.63%、42.89%和54.44%，此結(jié)果表明中、小型企業(yè)相較于大型企業(yè)創(chuàng)新更容易遭受融資約束問題。中小企業(yè)比大型企業(yè)融資約束更嚴重可能源于兩方面原因：一方面大企業(yè)可以通過其市場勢力或壟斷地位來獲取更高額的利潤[25]，因而其充足的現(xiàn)金流能夠更好地幫助企業(yè)通過營運資本的調(diào)整來平滑創(chuàng)新投入的波動[24]。另一方面，大企業(yè)更容易與外部投資者建立起良好的信貸關(guān)系。大企業(yè)的管理要比小企業(yè)更加規(guī)范，信息不對稱程度也相對較低，而且企業(yè)規(guī)模大也意味著企業(yè)具有更多的貸款抵押物[1,40-41]，因此能夠獲得更多的資金用于創(chuàng)新投入。對于產(chǎn)品創(chuàng)新而言，企業(yè)規(guī)模越大，融資約束的負面影響程度也越大；而對于過程創(chuàng)新而言，企業(yè)規(guī)模越大，融資約束的負面影響程度越低。這意味著融資約束對不同規(guī)模制造業(yè)企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的影響存在顯著差異。

表4 融資約束對不同規(guī)模制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動的影響

（二）融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響：企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

表5 采用雙變量Probit 模型探討不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動的融資約束問題。從回歸結(jié)果可知，民營企業(yè)融資約束回歸系數(shù)均為負且通過了10%的顯著性檢驗，而非民營企業(yè)的回歸系數(shù)為負但并不顯著。這表明融資約束的存在明顯降低了我國民營制造業(yè)企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的可能性，而對我國非民營制造業(yè)企業(yè)的影響甚微。邊際效應(yīng)顯示，融資約束導致民營企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的概率分別下降了44.73%、43.79% 和47.28%。這可能是由于信息不對稱、缺乏抵押品等原因使得民營企業(yè)獲得銀行信貸的渠道窄、成本高[21]。而國有企業(yè)與政府關(guān)系緊密，更容易得到政府庇護和政策性補貼，在創(chuàng)新融資貸款上具有便利性，外資企業(yè)的融資渠道則不僅限于投資國，而且能夠從母公司獲得融資支持。因此國有企業(yè)和外資企業(yè)等非民營企業(yè)可以充分利用其便利的銀企、政企關(guān)系和更多的國外融資渠道，在創(chuàng)新活動過程中較容易的得到外部融資，這與余明桂等[42]的研究結(jié)論一致。

表5 不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的信貸約束對創(chuàng)新活動的影響

（三）融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響：企業(yè)出口異質(zhì)性

運用雙變量Probit 模型檢驗出口企業(yè)與非出口企業(yè)創(chuàng)新的融資約束問題。研究結(jié)果顯示，融資約束顯著降低了出口制造業(yè)企業(yè)從事創(chuàng)新活動和過程創(chuàng)新的概率，顯著提升了出口企業(yè)的產(chǎn)品創(chuàng)新概率。對非出口企業(yè)來講，融資約束均顯著降低了企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的概率（見表6）。而從平均邊際效應(yīng)看（見表7），一方面，融資約束對我國出口制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的負面影響程度要大于非出口企業(yè)；另一方面，融資約束強化了出口企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的傾向。這可能是因為出口企業(yè)面臨的國際市場競爭壓力大，從事創(chuàng)新活動的意愿更加強烈，出口企業(yè)利用“出口中學習”的效應(yīng)，接觸國外先進技術(shù)，更容易進行模仿創(chuàng)新，因此融資約束激發(fā)出口企業(yè)從事產(chǎn)品創(chuàng)新的意愿。

表6 出口對企業(yè)創(chuàng)新融資約束的影響

基于上述企業(yè)特征異質(zhì)性視角的分析表明融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響受制約其企業(yè)自身的特征，融資約束是否影響我國制造業(yè)的創(chuàng)新與企業(yè)自身特征是高度相關(guān)的。不同企業(yè)特征下的融資約束對企業(yè)創(chuàng)新活動影響的邊際效應(yīng)如表7所示。

表7 融資約束對制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新影響的平均邊際效應(yīng)

六、結(jié)論與建議

基于2012 年世界銀行中國企業(yè)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，直接測度了企業(yè)融資約束狀況，發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)中有近三分之一的企業(yè)存在融資約束，繼而采用雙變量Probit 模型實證探究融資約束對我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動的影響效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，整體上看，融資約束顯著降低了我國制造業(yè)企業(yè)從事創(chuàng)新的概率。融資約束使企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的概率分別下降了約41.86%、40.36%和43.42%。第二，從不同企業(yè)類型看，融資約束對中小型企業(yè)、民營企業(yè)從事創(chuàng)新活動、產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的概率的抑制作用尤為突出。融資約束降低了出口制造業(yè)企業(yè)從事的創(chuàng)新活動和過程創(chuàng)新的意愿，但提高了其從事產(chǎn)品創(chuàng)新的可能性。第三，融資約束與企業(yè)創(chuàng)新活動具有顯著內(nèi)生性問題，通過對比Probit 估計與雙變量Probit 估計、工具變量法估計結(jié)果差異，驗證了采用雙變量Probit 模型以控制融資約束內(nèi)生性的估計結(jié)果具有可信性。

前述研究為更好緩解我國制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新活動融資約束問題，提高企業(yè)創(chuàng)新積極性提供了參考。首先，應(yīng)加快金融體系改革、優(yōu)化企業(yè)創(chuàng)新融資環(huán)境。進一步推進銀行信貸資金分配市場化，完善信貸融資模式。為企業(yè)創(chuàng)新構(gòu)建多層次、多渠道的融資體系，鼓勵商業(yè)銀行等金融機構(gòu)開發(fā)出具有針對性的多樣化的信貸產(chǎn)品和金融服務(wù)，提升對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新的精準風險識別，拓展不同類型創(chuàng)新的融資渠道，提高企業(yè)創(chuàng)新融資便利性，切實解決企業(yè)在產(chǎn)品創(chuàng)新和過程創(chuàng)新中面臨的融資難、融資貴問題。其次，用好政策性金融工具，提升企業(yè)創(chuàng)新融資支持力度。通過專項創(chuàng)新融資基金等，加大對創(chuàng)新型企業(yè)的資金引導，特別是加大對中小企業(yè)、私營企業(yè)等具有創(chuàng)新意愿企業(yè)的資金傾斜，通過深入實施“中小企業(yè)融資促進工程”、重大技術(shù)改造補貼等政策，引導社會資本加大中小企業(yè)創(chuàng)新融資支持力度。最后，為創(chuàng)新型企業(yè)搭建創(chuàng)新服務(wù)平臺，推動金融資本與平臺企業(yè)的合作。要充分發(fā)揮制造業(yè)創(chuàng)新服務(wù)平臺作用，為金融服務(wù)與科技創(chuàng)新對接搭建信息服務(wù)中介。完善科技創(chuàng)新孵化體系，為企業(yè)創(chuàng)新提供集聚空間，實現(xiàn)大中小企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新。建立科技創(chuàng)新企業(yè)數(shù)據(jù)庫，協(xié)助金融機構(gòu)創(chuàng)新科技金融服務(wù)模式。利用好北京證券交易所、創(chuàng)業(yè)板等上市融資平臺的作用，增加企業(yè)創(chuàng)新項目與資本市場的有效對接，拓寬優(yōu)質(zhì)企業(yè)上市融資、股權(quán)融資、互聯(lián)網(wǎng)融資等公開融資渠道。