金融发展、融资约束与企业创新

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　　摘   要：金融发展如何促进企业创新是金融发展理论的基本问题，也是促成中国经济转型的现实问题。基于世界银行中国企业数据，考察金融发展和融资约束对企业创新的影响。研究发现，融资约束是企业创新的显著阻碍，而金融发展能显著促进企业创新。进一步地，区分创新路线异质性发现，融资约束对独立创新或产学研协同创新具有阻碍作用，对产业链协同创新不存在显著关系;金融发展有利于独立创新，对协同创新没有显著促进。区分企业异质性发现，融资约束的阻碍作用对中小企业和民营企业尤甚，对大型企业或国有和外资企业影响较小;但是，金融发展对大型企业的促进却强于中小企业，同时对民营企业和出口企业的正向影响更强。
　　关键词：企业创新;金融发展;融资约束;协同创新
　　一、引言
　　100多年前，Schumpeter（1912）[1]里程碑式地提出，创新通过“创造性破坏”的方式重构经济和推动其增长。新古典经济增长理论认为，技术进步是长期经济增长的源泉，确立了技术进步在增长理论中的核心地位。进一步地，内生增长理论放松了技术的外生性假设，提出了研发创新内生于经济系统并决定经济增长的传导机理。如今，创新能力不足将桎梏经济增长已是学界之共识。
　　一些学者用增长理论解释中国发展实践。Kim和Lau（1996）[2]认为包括中国在内的东亚国家经济增长主要依靠资本积累，技术进步的贡献很小。林毅夫等（1999）[3]提出了相反的观点：中国通过学习、引进或模仿发达国家较为先进的技术，具有技术进步的后发优势，是经济增长的主要来源。因此，依技术来源的标准，可将创新划分为自主创新和引进利用两种模式。“从0到1”的自主创新模式是发达国家企业创新的主流，直接体现于庞大且持续增加的R&D投入（方福前，2017）[4]。引进利用模式具有周期短、成本低、收益高、风险小等优势，是后发国家的赶超之方。
　　改革开放40多年来，中国以后发优势实现了惊人的经济增长奇迹。但是，一方面，伴随人口红利消退、投资边际回报递减以及生态环境的恶化，旧的增长模式不再可持续，经济增长方式亟须向创新驱动转变;另一方面，随着可引进的技术越来越少，发达国家知识产权管制趋严，技术引进模式也是不可持续的（方福前，2017）[4]。从模仿引进过渡到自主创新是中国跨越中等收入陷阱、实现经济持续增长的必经之路。同时，随着技术结构趋于复杂，企业间合作研发或产学研协同研发渐成全球趋势（Qiu和Wan，2015）[5]。近年来，党和国家领导人亦多次强调创新是打开增长之锁的钥匙，也出台了一系列鼓励自主研发、鼓励协同创新的政策。然而，不得不面对的问题是，企业创新具有资金投入大、不确定性高、耗时长、信息不对称、道德风险高的本质特点（王曙光，2010）[6]，若仅依靠内源融资往往不足支撑必要规模的创新活动。企业创新离不开金融体系的支持。但目前我国金融发展水平和金融支持实体经济的力度不够充足，企业外源融资障碍较多，企业间协同创新、产学研协同创新的程度较低。那么，金融发展能否及如何缓解融资约束并促进企业创新？进而，该机制对于不同创新路线、不同性质企业是否具有异质性？回答这些问题，不仅可以揭示金融发展驱动企业创新的微观机理，丰富金融发展与企业创新领域的有关文献，还有助于探索新常态下中国的创新驱动转型模式，具有一定的理论与现实意义。
　　二、文献回顾与研究假设
　　（一）文献回顾
　　资金投入大、周期长、不确定性高是企业创新活动的一般特征。伴随技术结构复杂化，创新对资金投入的要求、对周期和不确定性的容忍度有增无减。因此，创新活动的必要条件是稳定的资金支持，特别是外源融资的支持，对初创或小微企业更是如此。若企业内源融资不足以支持必要的创新活动，或创新融资的外源成本低于内源成本时，则认为企业创新受到融资约束的制约（Stighz和Weiss，1981）[7]。一般认为，融资约束阻碍了企业创新活动的持续性，潜在的融资约束也抑制了企业增大创新投入的信心（Banerjee和Duflo，2010）[8]。前沿研究主要关注融资约束对企业创新的异质性影响。基于创新路线异质性，企业创新分为独立创新和协同创新两种形式，Qiu和Wan（2015）[5]、周开国等（2017）[9]探究了融资约束对两种创新路线的不同影响。但是从协同伙伴的角度，协同创新又有企业间协同和产学研协同两种形式。对于这些更具体的企业创新形式，融资约束的影响研究还几乎是一片空白。此外，基于企业异质性，如企业规模、所有制、出口行为等方面，不同研究的结论亦不尽相同。
　　企业创新的资金投入和持续性要求是企业寻求外源融资的内在驱动。由于企业创新信息的敏感性，企业具有淡化研发细节的倾向，从而导致信息不对称扩大，不利于资金融出方全面尽调创新活动，会要求更高的风险溢价，推升了融资成本（鞠晓生，2013）[10]。但是，金融发展理论认为，运转良好的金融体系在一定条件下可以起到缓解融资约束、促进创新活动的作用。其主要实现机理体现于交易和分散创新风险（King，1993）[11];缓解信息不对称，降低信息搜寻成本（Chowdhurya和Maung，2012）[12];强化创新主体监督，改善公司治理（贾俊生等，2017）[13]。此外，金融发展中，融资双方的地理距离也是影响创新融资效率的重要因素（解维敏和方红星，2011）[14]。
　　关于金融发展与企业创新的研究，主流文献认为金融发展使企业从紧张的内源融资中解放出来，引致了更积极的企业创新活动（Meierrieks，2014;贾俊生等，2017）[15，13]。但也有研究得出了不同的结论，认为金融发展抑制了企业创新（王淑娟，2018）[16]。不同背景下研究的结论存在差异，因此更多文献开始将异质性纳入研究。一方面，有关文献讨论了企业异质性的影响，如企业规模（Aristizabal-Ramirez，2017）、所有制（解维敏和方红星，2011）[14]、出口行为（刘方和杨永华，2018）[17]、融資模式（黄玲等，2015）[18]等，还未形成一致的结论。另一方面，前文已经指出，企业创新路线也存在异质性，然而探讨金融发展对其影响的文献却很少，既有文献对于异质性影响的讨论仍不够充分。此外，以中国为样本的研究多基于宏观或上市公司数据。宏观数据缺乏微观主体行为细节;而中国上市公司多为盈利能力强、规模较大的企业，如此就缺少了对广大中小企业的研究。 　　（二）研究假设
　　基于以上的论述和分析，提出基本假设：
　　假设1a：企业所受融资约束限制了自身的创新活动。
　　假设1b：地区金融发展有利于促进企业的创新活动。
　　一些研究认为，由于大型企业从事创新活动具有规模效应，并且融资活动所需提供的抵押资产较为充裕，加之信息不对称程度较小企业低，因此金融深化对大型企业的促进作用更强烈（Aristizabal-Ramirez，2017）[19]。也有文献指出，由于年轻的小型企业自身积累有限，所受的融资约束更大，金融发展对其创新活动具有更积极的作用（Brown等，2009）[20]。基于企业规模异质性提出第二个假设：
　　假设2a：大型企业的创新活动融资约束弱于小型企业。
　　假设2b：地区金融发展对大型企业的创新活动促进作用强于小型企业。
　　国有企业具有预算软约束特征，外资企业一般拥有更多的外源融资渠道和更先进的生产技术或管理模式，对本地金融市场的依赖较轻，融资约束可能不严重。金融中介的“所有制歧视”压缩了民营企业的融资通道（罗长林和邹恒甫，2014）[21]。
　　基于此，从企业所有制异质性的角度提出第三个假设：
　　假设3a：国有和外资企业创新活动的融资约束弱于民营企业。
　　假设3b：地区金融发展对国有和外资企业的创新促进作用弱于民营企业。
　　与非出口企业相比，出口企业能够从规模经济、出口学习、竞争促进和现金流效应四个方面促进企业创新能力的提高（韩媛媛，2013）[22]。出口企业为改善融资约束和维持创新能力，可能对金融发展的需求更大。基于企业出口异质性提出第四个假设：
　　假设4a：出口企业的融资约束弱于非出口企业。
　　假设4b：地区金融发展对出口企业的创新促进强于非出口企业。
　　三、计量模型、变量与数据
　　（一）模型设定与估计方法
　　模型设定上，本文分别对全样本、分企业创新路线、分企业规模样本、分企业所有制样本、分企业出口行为样本回归分析，此外还将进行稳健性、内生性检验。由于被解释变量为二值选择变量（稳健性检验除外），故本文采用Probit和Logit模型进行回归估计;被解释变量的稳健性检验使用Tobit模型估计，解释变量内生性检验则采取IV-Probit模型。全样本基准回归模型设定如下：
　　上式中，[Innoijk]为企业i是否实现创新活动，[Finconsijk]为融资约束，[Findevijk]表示金融发展，下标i、j、k分别表示企业、行业和城市，[Xijk]为控制变量矩阵，[μj]和[ηk]分别表示行业效应和地区效应，[εijk]为扰动项。
　　（二）变量说明
　　1. 因变量为企业创新。本文分别讨论了广义和狭义的创新活动，广义的创新既包括自主创新，也包括引进利用在内的各种创新实现，在企业调查问卷上反映为“过去三年，企业是否实现了新的产品或服务”;狭义的创新仅指企业自主创新，以R&D活动为特征，在问卷中反映为“过去三年，企业是否进行了R&D活动”。
　　进一步，本文将企业创新路线纳入研究。创新路线分为五种，其中路线1表示独立创新，路线2和3表示采取与产业链上下游企业协同创新路线，路线4和5表示是否采取了产学研协同创新路线。剔除回答为“不知道”或“不适用”的观测值后，每类问题的回答均为“是”或“否”，将肯定回答赋值为1、否定回答赋值为0。此外，本文将“过去三年实现的新产品或服务年销售额占年总销售额之比”作为替代变量用于稳健性检验。
　　2.核心自变量是金融发展和融资约束。金融发展变量为各城市年末金融机构贷款余额除以当年城市GDP。融资约束变量为“目前，企业是否拥有透支额度或金融机构授信与贷款”，并将肯定回答和否定回答分别赋值为0和1。稳健性检验方面，本文使用各城市年末金融机构存款余额除以同年城市GDP的算术平均值作为金融发展的替代变量，使用“目前企业经营中获取金融资源的难度”作为融资约束的替代变量。
　　控制变量方面，本文借鉴相关研究，控制了企业年龄、企业收入、企业成长能力、企业人力资本、企业高管经验、企业产权性质、企业是否出口、城市人均GDP、城市人力资本、城市产业结构等变量。各变量的定义及说明如表1所示。
　　表2是各变量的描述性统计。首先，样本企业中，约有46%的企业在调查期内实现了广义的创新活动;约42%的企业尝试了狭义的创新活动。创新企业中，新产品的销售额占企业总销售额的11%左右。其次，有融资约束企业约占总样本的54%，反映了企业的融资瓶颈较为严重。再次，从企业的创新路线看出，选择与上游企业协同创新的企业比例只有28.2%，选择与下游企业协同创新的比例仅37.2%，均远低于比例为73.1%的采取独立开展创新活动的企业;从创新活动的R&D支持来看，只有29.7%的企业借助产学研协同创新，67.4%的企业仍以内部R&D活动为主，反映了企业协同创新的程度较低。
　　（三）数据来源与处理
　　本文的实证研究使用世界银行2012年中国企业调查数据，这是世界银行中国企业调查的最新数据集。世界银行采取随机抽样方法确定调查对象，最终包含中国大陆2848家企业各个方面的微观数据。样本企业来自中国大陆25个主要城市①，涵盖了12个制造业行业和7个服务及零售业行业。本文对原始数据的处理方面，首先剔除研究相关变量缺失严重的所有服務业和零售业企业，其次剔除对问题“我对问卷中观点类问题的作答态度”的回答为“不真实”的企业，再次剔除对问题“我对问卷中数据类问题的作答态度”的回答为“武断且不可信”的企业，最终的样本内共有1684家企业。接着，本文使用城市层面金融发展数据，依据企业经营地，与企业层面数据一一匹配，金融发展数据源于《中国城市统计年鉴》。 　　四、实证结果分析
　　（一）基准模型回归结果
　　基准模型的回归结果如表3所示，模型1和2分别是被解释变量为Inno1（是否实现了企业创新）的Probit和Logit模型回归结果，模型3和4分别为被解释变量为Inno2（是否有R&D活动）的Probit和Logit模型回归结果。因为离散选择模型的系数大小无意义，所以本文进一步计算各解释变量对企业创新的平均边际效应，分别反映于模型5和6。
　　由表3可见，融资约束对企业创新的影响在各模型下均显著為负，表明企业的外部融资约束确实是创新活动的重大障碍。如前文所论述，企业创新需要大量资金的长期承诺，融资约束不同程度地抑制了企业创新，故假设1a得证。从边际效应的结果来看，当融资约束缓解时，企业实现创新的概率提高了13.5%，开展研发活动的概率提高了14.8%。同时，地区金融发展对企业创新的影响在各模型中均显著为正，说明了地区金融中介的深化促进了企业创新，假设1b得证。
　　控制变量回归结果也报告了一定信息。第一，企业年龄（Age）与企业创新存在显著负向关系，表明企业越年轻，创新动力越强;年轻企业常常带着新的技术或工艺进入市场，创新能力直接关乎年轻企业的生存竞争。第二，企业收入（Size）系数符号为正，且均在1%的水平上显著，表明企业收入越高，越可能开展创新活动，从侧面反映了创新活动的高度资金依赖。第三，企业成长能力（Growth）的系数符号均为正，符合常识推断。但其与广义的创新关系不显著，与狭义的创新也仅在10%的水平上显著，表明成长性高的企业未必具有更强的创新动力。第四，人力资本（Human）系数符号为正，且均在1%的水平上显著，表明企业人力资本是赖以支持企业创新活动的关键因素。员工的受教育程度体现了公司整体的知识技术水平，人力资本越高的企业，创新的成功率越高。第五，高管经验（Manager）显著为正，表明高管的本行业工作经历越丰富，企业创新活动，特别是R&D投入越强烈。经验丰富的高管，更了解行业发展趋势，对创新的认识更深刻，由此对创新活动把握更强，降低了创新的不确定性。第六，产权性质（Soe）的系数符号均为负，与广义的创新在1%的水平上关系显著，但与狭义的创新关系不显著。本文认为由于国有企业的委托代理困境，企业家精神薄弱且难以发挥，而企业家精神正是企业创新的滥觞。本文将在异质性回归中作进一步考察。第七，企业出口（Export）的系数为正且显著，表明了企业出口有利于促进创新。企业进入国际市场后，面临更激烈的竞争环境，将倒逼企业进行创新以提高竞争力。出口行为的学习效应和规模效应成为促进企业创新活动的因素。
　　（二）分具体创新路线的回归结果
　　本文进一步研究当企业采取不同的创新路线时，金融发展和融资约束对其的异质影响，如表4所示。被解释变量依次为“独立研发创新”“与上游企业合作创新”“与下游企业合作创新”“创新来自企业内部R&D活动”“创新来自企业与外部（科研院所等）合作的R&D活动”。
　　从结果中可以看到：对于企业选择独立进行创新活动，融资约束的影响在1%水平显著为负，再次印证了假设1a;金融发展显著为正的结果也再次证明了假设1b。但是，对于企业间协同创新，融资约束和金融发展的影响均不显著，表明二者并非企业间协同创新的关键因素。结合描述性统计中，企业协同创新程度较低、更偏爱独立创新的现象，可能的原因有两点：一是企业对于独立创新抑或协同创新的决策存在替代关系（Faria等，2010）[23]，企业决定与上下游伙伴协同创新时，可能暴露在技术泄露风险之下（周开国等，2017）[9]，所以融资约束并非影响协同创新的关键因素。二是企业决定协同创新而非独立创新时，可能遵循一种创新能力上的比较优势，而后者是企业决定协同创新的更关键原因，且一定程度上抵消了融资约束的负面影响。
　　此外，当企业的创新来自内部R&D活动时，融资约束的抑制作用亦尤明显，这一情况下金融发展对创新起到了正向作用。当企业与大学、研究院等外部机构合作R&D时，融资约束对创新活动同样具有强烈的抑制作用;但此时金融发展的影响方向符合预期但不显著，可能原因是企业与外部科研机构进行R&D合作时，合作合约存在特殊安排，或是研发课题具有特别性质，企业研发成本支出主要来自内源融资。
　　（三）分企业规模的回归结果
　　将雇员在100人以上的企业定义为大型企业，反之则为中小企业，进一步考察企业规模异质性对企业创新的影响，结果如表5所示。
　　从表5可以看出，融资约束对各规模企业创新均起到了显著的抑制作用。金融发展对大企业的创新活动，以及中小企业的R&D投入存在激励，但对于中小企业广义创新的激励不显著。进一步观察系数项发现，融资约束对大型企业的创新阻碍较中小企业减弱了;而金融发展对大企业的创新促进却较小企业更强。该结果的原因是金融中介出于安全性和规模经济的考虑，更偏好向抵押资产充分的大型企业提供融资。
　　本文还计算了融资约束和金融发展的边际效应：就两种形式的企业创新，融资约束对中小企业的阻碍均高于大型企业;同时，金融发展对中小企业的促进程度亦均小于大型企业，假设2a、假设2b得证。
　　（四）分企业所有制的回归结果
　　进一步探究企业所有制异质性的影响，结果如表6所示，各项系数的符号均符合预期，但显著性却大相径庭。对于广义的企业创新（Inno1），融资约束对于国有和外资企业不显著，但对民营企业却非常显著;金融发展均不显著。对于狭义的企业创新（Inno2），融资约束对国有和外资企业在10%水平上显著抑制，但对民营企业却在1%水平上显著抑制;金融发展的影响类似。进一步观察边际效应，发现国有和外资企业创新受到的融资约束均小于民营企业，而金融发展对民营企业创新的促进作用却高于国有和外资企业。这反映了民营企业融资困境更为突出，对获取金融资源的渴望更为强烈，假设3a和3b得证。 　　（五）分企业是否出口的回归结果
　　与非出口企业相比，出口企业能够从出口行为中积累规模经济效应（分摊创新成本）、出口学习效应（学习先进技术）、竞争促进效应（参与国际市场竞争）和现金流效应（拥有更充足稳定现金流），从而促进企业创新活动。本文进一步探究企业出口异质性的影响。
　　表7汇报了分企业是否出口的回归结果，可以看出，融资约束和金融发展变量的系数符号均符合预期，融资约束的边际效应也较为接近，因此假设4a暂不成立。金融发展对出口企业创新起到了显著促进作用，而非出口企业的显著性水平偏弱。结合边际效应发现，前者是后者的数倍。其可能的原因是：一方面，企业出口过程中的现金流效应获得了金融中介的更多青睐;另一方面，企业面临的国际市场竞争和出口学习效应使企业有更充足更直接的动力开展创新活动、提高市场竞争力;因此，金融发展对有出口企业创新活动的驱动作用更加强烈，假设4b得证。
　　（六）稳健性和内生性分析
　　首先，更换企业创新的代理变量，用“企业过去三年中实现的新产品或服务在当年销售额占当年总销售额的比重”（Inno3）作为替代变量。由于只有在过去三年里拥有新产品或服务的企业才有可能在当年销售，因此Inno3的统计特征是“边角解+连续分布”的特殊形式，对于这种形式的被解释变量，适合使用Tobit模型进行归并回归。由于在相当多的观测点上，被解释变量的值为0，所以设定左归并点为0。
　　其次，更换金融发展的代理变量，用“各城市年末金融机构存款余额/当年城市GDP”（Findev2）作为替代变量。由于金融发展变量来自宏观层面，而创新是企业层面的变量，宏观层面的城市变量可以解释微观上的企业行为，但微观层面上由分层随机抽样得到的少量样本企业行为难以影响宏观层面的城市经济变量，因此可以认为金融发展与企业创新两变量间不存在互为因果的内生性问题。
　　最后，更换融资约束的代理变量，用“目前，企业经营中获取金融资源的难度”（Fincons2）作为替代变量，其为有序多值选择变量，数字越高表示融资约束越大。考虑到融资约束与企业创新可能存在互为因果的内生性问题，因此使用工具变量进行估计，克服偏误。对于工具变量的选取，本文参照了Ayyagari等（2011）[24]的方法，使用法庭的公正程度作为融资约束的工具变量。这是因为法庭的公正程度可以一定程度上反映当地法律实践水平和社会法律意识等信息，结合中国金融机构的信贷发放中有一部分属于关系型贷款的实际情况，易知在法治越落后的地区，企业为信贷融资所付出寻租成本的可能性和金额越高，企业外部融资愈加困难，因此法庭的公正程度可以反映企业融资的难易。在世界银行的调查问卷中，询问了企业对于当地法庭公正性的主观评价，经过本文处理后得到一个有序多值选择变量，数字越大表示法庭越不公正。
　　回归结果如表8所示：首先，替换企业创新的因变量后，融资约束越强的企业，实现企业创新的可能性越小;同时，金融发展有效驱动了企业创新，这些与假设依然吻合。其次，替换金融发展变量后，金融发展对企业创新的驱动仍然显著。最后，替换内生的融资约束变量并使用法庭公正程度作为工具变量回归，结果显示融资约束的负面影响依然稳健。
　　五、结论与政策建议
　　本文研究发现，融资约束是企业创新的显著阻碍，但金融发展对企业创新具有显著正向作用。通过稳健性检验和内生性检验，该结论具有可靠性。进一步研究发现，融资约束与金融发展对企业创新的作用具有异质性，体现为创新路线异质性和企业异质性。区分创新路线异质性发现，融资约束对独立创新或产学研协同创新具有阻碍作用，对产业链协同创新不存在显著影响;金融发展有利于独立创新，对协同创新没有显著促进。区分企业异质性发现，融资约束对中小企业的阻碍甚于大型企业，金融发展对大型企业的促进强于中小企业;融资约束对国有和外资企业的抑制不显著，但显著抑制民营企业;金融发展对民营企业的促进作用更强;此外，相较于非出口企业，金融发展对出口企业创新的促进作用更强。
　　本文的政策建议是：第一，加快发展和完善全国及地区间金融体系，缩小区域金融发展水平差距，为实体经济创新融资提供稳定支持。第二，加强征信体系和企业信息披露及保护体系建设，减小企业与金融机构的信息不对称。第三，鼓励企业间、企业与研究机构间协同创新与合作研发;增进知识产权保护，提高创新效率。第四，建立多层次的金融机构体系，加快发展致力于服务中小企业的普惠金融体系，减少中小企业的融資障碍和限制。第五，深化国有企业改革，打破预算软约束，避免国有企业的无谓效率损失。第六，鼓励企业进入出口市场，参与国际竞争，通过企业创新提高国际竞争力。
　　注：
　　①具体城市为：北京、上海、广州、深圳、武汉、南京、成都、宁波、青岛、大连、杭州、沈阳、合肥、济南、郑州、石家庄、东莞、佛山、洛阳、苏州、无锡、南通、温州、唐山、烟台。
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