融资多样性对企业技术创新的影响机制研究

刘 政1,4,陈晓莹2,杨先明3

(1.昆明理工大学 管理与经济学院,云南 昆明 650093;2.集美大学 诚毅学院,福建 厦门 361021;3.云南大学 发展研究院;4.云南大学 博士后流动站,云南 昆明 650091)

摘 要:多样性融资对创新企业极为重要,但该领域的经验研究相对缺乏。利用世界银行“中国企业调查”数据,从融资渠道多元和融资结构多样两方面构建企业融资分散指标,实证检验融资多样性对中国企业技术创新的影响。结果发现,融资渠道越多、融资结构越分散,企业的技术创新性越强,且在替换变量和控制模型内生性之后,结果仍具较好解释力,说明融资多样性促进了中国企业创新;考察相关机理发现,融资多样性对高融资约束、强创新程度企业的创新影响更明显,证实融资多样性对创新企业存在缓解融资约束和平滑融资周期的作用机制;最后,针对创新企业类型发现,融资分散促进创新在内部融资主导型企业中更突出,支持了企业融资次序假说;就所有制而言发现,民企因其融资结构单一而制约了创新能力。

关键词:融资多样性;融资结构;企业创新

1 研究背景

企业创新活动中,无论是引进、改进还是创造新技术,都需要资金支持。资金直接影响到企业创新活动的有效性与产出效率。因此,与创新有关的企业融资问题一直备受学界关注。从企业细分融资渠道看,企业技术创新融资包括内部融资和外部融资,前者是指企业依赖自有资金进行创新,后者是指企业借助国家金融系统进行创新[1]。依据外部融资合同实施的规范性,可将企业外部融资渠道分为银行贷款和非金融机构借款主导的正式融资 (Formal Finance)以及商业信用与亲戚朋友借款等主导的非正式融资(Informal Finance)[2-3]。融资渠道多样性是中国创新企业的重要特征,那么融资多样性怎样影响中国企业技术创新呢?其作用机制怎样?已有研究对此讨论较少,而本文将其作为关注的主要问题。

概括起来,已有研究重点从以下方面考察了融资与创新的关系:

(1)融资影响创新视角下,比较分析了企业内部、外部以及外部融资中的银行借贷、商业信用等细分渠道与企业创新的关系,得出不同融资渠道对企业创新作用存在差异的结论。

(2)立足于创新,重点分析创新企业的融资渠道选择,并对企业创新的融资约束、融资次序以及融资周期等展开研究,具体包括以下3方面:其一,内部融资对企业创新的特殊贡献。如Kamien等[4]指出,内部融资具有成本低、风险小、约束少以及易于克服信息不对称等优点,因而对企业创新极为重要。Himmelberg等[5]以及国内的梁莱散等[6]分别从实证层面检验了内部融资对企业创新的影响;其二,外部融资对企业创新的影响。如Levine[7]、Brown等[8]研究表明,外部融资通过提升企业的资金配置效率、风险防范,降低信息成本以及改善企业治理结构等影响企业创新。基于中国情境,孟艳等[9]实证发现,中国国企、民企的创新活动严重依赖外部融资渠道;其三,商业信用、民间借贷等非正式外部融资渠道对企业创新的影响。相关研究结论表明,对于金融发展滞后的转型国家以及面临较大融资约束的民营企业,非正式融资渠道对其创新的作用尤为突出[10-11]

(3)创新企业融资研究,主要有3类:其一,从企业债务融资和权益融资结构视角分析创新企业的融资渠道选择与融资次序问题。Myers等[12]提出了著名的“啄食顺序理论”,指出公司信息缺失使新权益投资者低估公司增发股票价值,为此公司通过股票折价发行以弥补新权益投资者因信息缺失带来的损失,然而公司在折价增发新股时又会损害原投资者利益,因此,信息不对称决定了企业偏好遵循先内部融资、再债券融资、最后股权融资的先后次序;其二,企业创新与融资约束问题。Spence等[13]从理论层面指出,研发融资具有市场“柠檬”特征,其提高了创新活动的外部融资成本,并给创新企业带来融资约束。在实证方面,Brown等[14]、唐清泉[15]、张杰等[16]均证实了融资约束对企业创新存在抑制效应;其三,创新企业融资周期问题。Hall从创新投资的高资产专用性入手,指出 “新知识”到商业化需要较长时间,认为需要优化持续创新与长周期融资的匹配机制。过新伟等[18]重点考察了企业持有现金对创新投资的平滑效应,认为面临融资约束的企业可以通过持有现金平衡创新与融资周期。鞠晓生等[19]基于中国非上市工业企业数据,考察了运营资本在平滑企业创新波动中的作用,同时基于中国上市公司数据,综合分析了银行贷款、股权融资等多样融资渠道对中国上市企业创新融资的平滑功能,发现在平滑企业创新投资波动方面,中央国有控股企业主要依赖银行贷款,而地方国有控股公司和非国有控股公司主要依赖股权融资。

综上可知,相关研究重点分析了不同融资渠道对企业技术创新的异质性影响,但对于何种融资渠道对企业创新更为重要并没有形成一致意见,对于融资多样性怎样影响企业创新也没有提供经验佐证。另外,相关文献分析了创新企业的融资决策问题,并从融资约束和融资周期两方面入手。鉴于企业内部融资、外部融资以及外部融资的商业信用、民间借贷等非正式融资都是中国企业融资的重要渠道,且不同渠道在解决创新信息不对称性、提供创新激励约束机制以及解决创新融资约束和平滑创新融资周期方面都存在差异。由此,提出以下假设:

H1:融资多样性能够促进中国企业技术创新;

H2 :融资多样性具有缓解创新企业融资约束的机制,并且对高融资约束企业技术创新的促进效果更明显;

H3:融资多样性存在平滑创新企业融资周期的机制,并且对高创新强度企业技术创新的促进效果更明显。

2 实证设计

2.1 数据来源

本文数据取自2012年世界银行对中国城市的“企业经营调查”。该调查覆盖了中国大陆12个省(含直辖市),25个重要城市,共计2 848家企业样本,样本包含少量上市公司和大部分非上市的国企、民企和外资企业,数据具有一定代表性。从产业分布看,该调查包含了我国制造、零售和其它服务业中的19类细分行业。

2.2 变量选取

(1)因变量:企业技术创新Innovation。结合问卷和企业创新特征,本文从过程创新和产品创新两个方面构建企业创新指标。第一,用“新技术或过程创新对企业年均产能的贡献率”volume_ratio反映企业的过程类技术创新;第二,出于稳健性考虑,进一步用“企业出售新产品或服务占其年均销售收入的贡献比重”value_ratio反映企业的产品类技术创新状况。

(2)自变量:融资多样性Mulfinance。从以下3个方面反映企业融资多样性。首先,丰富的融资渠道体现了企业的融资多样性,利用问卷“企业流动融资来源的5类具体融资渠道与比重(0-100%)”,依据企业同时拥有上述5类融资渠道的个数(1-5),构建企业多维融资渠道离散指标mulfliquid(取值1-5);其次,借鉴Blau 等测度变量异质性(BHI)的思路,用1减去企业5类流动融资占比平方和,构建企业流动融资分散程度的连续型融资结构指标mulfliq_index(取值0-1),用以反映企业融资多样性;企业融资渠道越单一,企业5类融资渠道比重的平方和越接近1,对应的mulfliq_index取值越接近0,反之,企业5类流动融资比重的平方和越接近于0,对应的mulfliq_index取值越接近1。因此,mulfliq_index从融资结构的分散程度上反映了企业融资多样性。最后,出于稳健性考虑,基于问卷“企业固定融资中的6类融资来源及相应比重”数据,沿用上述融资多样性指标处理方式,分别构建企业固定融资多样性的离散型指标mulffix和连续型指标mulffix_index

表1 变量、变量符号及定义

被解释变量过程创新volume_ratio新技术和过程创新对企业年均产能的贡献率产品创新value_ratio新产品或服务占企业年均销售收入比重流动融资多样性(离散型)mulfliquid企业同时拥有5类流动融资的渠道个数(1-5)解释变量流动融资多样性(连续型)mulfliq_index1-5类流动融资比重的平方和(0-1)固定融资多样性(离散型)mulffix企业同时拥有6类固定融资的渠道个数(1-6)固定融资多样性(连续型)mulffix_index1-6类固定融资比重的平方和(0-1)企业规模lnsize10年企业销售收入的对数企业年龄lnage至2010年企业运营年限的对数企业所有制private企业私有股比重企业人力资本HR10年企业是否对员工进行培训企业成长性growth(10年职工数-08年职工数)/08年职工数企业信息化程度infortech企业员工使用电脑的比例其它控制变量企业出口类型export企业是否出口外部技术获取license企业是否从外企获取技术转让市场竞争环境compet企业是否面临非正规竞争影响产权保护环境Rdum企业对法庭系统公平性的评价省区虚拟Rdum企业是否位于某个省(共11个省区虚拟变量)城市虚拟Rdum企业是否位于某个城市(共24个城市虚拟变量)产业虚拟Rd_dum企业属于什么产业(共18个产业虚拟变量)

(3)其它控制因素。第一类是企业特征变量。考虑到企业规模lnsize、年龄lnage、所有制结构private、人力资本状况HR、成长性水平growth、出口类型export、信息化程度infortech以及企业能否获得外部技术转让license等,都是影响企业技术创新的重要因素,因而对其加以控制;第二类是企业产权保护环境和市场竞争环境,基于问卷题项“企业对法庭公平性的评价”和“企业是否面临非正规竞争影响”的调查结果,分别生成企业产权保护环境property和市场竞争环境compet变量,并加以控制;第三类是地区因素。鉴于地区市场规模也是影响企业创新的重要诱因[21],结合问卷调查,设定了11个省区虚拟变量Sq_dum(以安徽省为参照基准),以控制地区(省区)因素对企业技术创新的影响;第四类是产业特征。考虑到企业创新能力具有产业异质性,设置了18个产业虚拟变量Hy_dum(以食品加工业为参照基准),以控制产业属性对企业技术创新的影响。

2.3 模型构建

为检验融资多样性对企业技术创新的影响,构建如下实证计量方程:

Innovationfsi=α0+β1Multifinancefsi+γ1CVfsi+εfsi

(1)

式(1)中,fsi分别代表企业、省区和行业;因变量Innovation为企业技术创新,从企业过程创新和产品创新两个方面对其进行考察;Multifinance为解释变量,代表企业融资多样性,分别从企业流动融资或固定融资渠道个数(离散型)和结构分散程度(连续型)进行考察;CV为控制变量,包括企业特征、产权环境、竞争背景以及地区行业因素等相关变量;ε为随机扰动项。

3 实证分析

3.1 基准估计结果及分析

通过方程(1)计算出融资多样性影响企业过程创新的基准估计结果,如表2所示。表2中(1)-(3)列将企业流动融资组合中的离散型融资分散指标作为解释变量;(4)-(6)列将企业流动融资组合中的连续型融资分散指标作为解释变量。出于稳健性考虑,本文在估计方程中逐步控制地区、行业和企业特征变量,检验结果如表2所示:两类融资多样性变量的估计系数恒为正,且在1%的水平内高度显著,初步说明融资渠道越多、融资结构越分散的企业技术创新水平越高,H1成立。

表2中其它主要控制变量的估计结果显示:企业规模lnsize估计系数为正但不显著,说明企业规模对企业过程技术创新的影响较弱;企业年龄lnage估计系数均为负但不显著,表明年龄对企业技术创新的影响相对有限;企业私有制结构变量private的估计系数均大于零,且处于1%水平以内高度显著,说明私有企业比国有企业更具创新性;企业人力资本HR、成长性growth、出口类型export在(3)、(6)两列的估计系数为正,且在10%的水平内显著,说明人力资源越丰富、成长性越高、海外出口导向越强的企业技术创新能力越强。企业信息化程度infortech、技术转让类型license和产权保护环境property在表1中的估计系数为正,且在1%-10%的水平内高度显著,说明信息化、技术购买和产权环境是影响中国企业技术创新的重要外部条件,并且信息化程度越高、购买外企技术越多、享有产权保护环境越好的企业越容易进行过程技术创新。最后,企业市场竞争环境compet的估计系数在各列为负,但缺乏显著性,说明非正规竞争环境对企业创新的影响相对有限。

表2 基准估计结果

变量volume_ratio(1)(Tobit)(2)(Tobit)(3)(Tobit)(4)(Tobit)(5)(Tobit)(6)(Tobit)mulfliquid0.0437***(5.71)0.0419***(5.49)0.0321***(3.96)mulfliq_index0.379***(49.82)0.188***(6.72)0.166***(5.69)lnsize0.00431(1.22)0.00137(0.39)0.00335(0.95)0.0000919(0.03)lnage-0.00332(-0.26)-0.00570(-0.46)-0.000293(-0.02)-0.00341(-0.28)private0.285***(9.18)0.248***(7.89)0.281***(9.13)0.242***(7.77)HR0.0243(1.27)0.0404**(2.14)0.0219(1.16)0.0382**(2.04)growth0.0122(1.20)0.0164*(1.66)0.0115(1.14)0.0148(1.52)infortech0.0588**(2.10)0.0497*(1.71)0.0548**(1.97)0.0491*(1.71)export0.0174(1.39)0.0229*(1.80)0.0143(1.15)0.0199(1.57)license0.0609***(4.72)0.0483***(3.66)0.0627***(4.90)0.0498***(3.81)compet-0.00987(-0.85)-0.00708(-0.58)-0.0121(-1.05)-0.00942(-0.78)property0.0414***(4.84)0.0461***(5.25)0.0409***(4.82)0.0458***(5.25)Constant0.164***(6.04)-0.367***(-4.78)-0.247***(-3.10)-0.628***(-18.68)-0.313***(-4.10)-0.194**(-2.44)Sq_dumYesNoYesYesNoYesHy_dumYesNoYesYesNoYes样本数118810671067247710671067

注:采用Stata11.1软件,括号内( )、[ ]分别为z统计值和p值,* 、***** 代表10%、5%、1% 显著性水平

3.2 工具变量估计

进一步考察变量内生性对上述计量结果的影响,试图检验融资多样性与企业创新的因果关系。由于现实中高创新企业可能具备很强的融资能力,从而在选择企业内外融资渠道方面具有巨大优势,甚至能凭借技术创新反过来影响企业融资渠道并决定企业融资多样性。本文的被解释变量(企业技术创新)与解释变量(融资多样性)在一定程度内存在逆向因果关系,导致对方程(1)的直接估计面临内生性问题。为了控制模型中变量之间的内生性影响,类似研究通常采用解释变量的滞后项作为工具变量,但世界银行2012年“中国企业调查”的变量多为截面数据,难以借助变量滞后项克服模型的内生性,因此,考虑其它工具变量。

一般而言,工具变量的选取遵循两个条件:一是相关性条件,即选取的工具变量与解释变量高度相关,能够较好替代解释变量;二是外生性条件,即选取的工具变量应与误差项不相关,不存在被解释变量对工具变量的反向作用渠道与机制。基于上述两个原则,借鉴已有研究,从以下两个方面构建企业融资多样性工具变量:①借鉴Fisman等[22] 的思路,即如果变量间的内生性问题仅存在于企业层面,可以选取解释变量在企业所处的地区-行业平均数作为工具变量;②选取两类融资多样性指标(离散和连续)在企业所处城市-行业的平均数mulfliquidmeanmulfliq_indexmean,分别作为企业两类融资多样性指标的工具变量,变量估计结果如表3的(1)、(2)列所示。

首先,表2中(1)、(2)列的下半部分展示了上述两类工具变量对应的第一阶段估计结果,其中,工具变量mulfliquidmeanmulfliq_indexmean始终与其对应的融资多样性指标mulfliquidmulfliq_index在1%的水平上高度相关,满足工具变量的相关性条件;其次,进一步验证工具变量的外生性条件。表3中(1)、(2)列下半部分各类工具变量的Wald外生性检验p值均较低,都处于1%以内的高显著性水平,说明本文选取的两类工具变量满足相应的外生性条件,证实了企业技术创新与融资多样性间存在逆向因果关系,可采用城市-行业平均值作为融资多样性的工具变量进行估计。最后,表3的(1)、(2)列上半部分报告了工具变量对应的第二阶段估计结果,显示两类融资多样性指标对应的估计系数均大于零,且在1%的水平内高度显著,表明即便控制了技术创新与融资多样性间的逆向因果关系,两类融资多样性指标对企业技术创新的正向影响仍然显著。与表2相比,表3中两类融资多样性指标对应的估计系数和显著性水平均有所提升,说明企业技术创新与融资多样性间的内生性问题很可能导致两类融资多样性指标对企业技术创新的影响被低估。

表3 工具变量估计结果

第二阶段(对技术创新)volume_ratio(1)(iv-Tobit)(2)(iv-Tobit)(3)(iv-Tobit)(4)(iv-Tobit)mulfliquid0.0894***(5.56)0.111***(2.72)mulfliq_index0.382***(6.91)0.478***(2.70)控制变量YesYesYesYesSq_dumYesYesNoNoHy_dumYesYesYesYes第一阶段(对融资)mulfliquidmulfliq_indexmulfliquidmulfliq_indexmulfliquidmean1.0073***(19.71)mulfliq_indexmean1.003***(21.14)fangangf_index0.0497***(5.53)0.21417***(6.49)控制变量YesYesYesYesSq_dumYesYesNoNoHy_dumYesYesYesYesWald外生性检验18.50***[0.0000]23.35***[0.0000]3.35*[0.0673]3.15*[0.0757]样本数1067106710671067

注:括号( )、[ ]内系数分别为t、p统计值,* 、*****、表示显著水平分别为10%、5%、1%;控制变量包括:企业规模、年龄、所有制、人力资本、成长性、信息化程度、出口类型、外部技术获取、市场竞争和产权保护,下同

当然,除了选择解释变量的城市-行业平均数作为工具变量外,本文还选用了其它工具变量来证实结论的稳健性。基于工具变量选取原则,利用企业所处省区的金融市场化程度指标进行检验,具体思路如下:①地区金融市场化程度越高,企业的融资渠道越广泛,直接影响到企业融资渠道的多样性选择,地区金融市场化程度与企业融资多样性之间存在较为密切的相关关系,将其作为企业融资多样性的工具变量,能够满足相关性条件;②省区层面的金融市场化程度指标较好满了工具变量所需的外生性条件,其中微观层面的企业技术创新对宏观省区层面的金融市场化程度具有反向影响机制,同时选取的2009年省区金融市场化指标也与本文被解释变量存在滞后关系,该结果显示出其很好地规避了技术创新对融资多样性的反向作用渠道,确保该工具变量更好满足外生性条件。从具体变化选取看,借用樊纲《中国市场化指数》中各省2009年的金融市场化程度指标fangangf_index作为企业两类融资多样性的工具变量,估计结果见表3的(3)-(4)列:下半部分第一阶段的估计结果显示金融市场化指数与企业两类融资多样性指标高度相关,Wald外生性检验p值也处于10%以内的显著性水平,说明该金融市场化指标同时满足了工具变量必需的相关性条件和外生性条件,因此,该工具变量具有合理性和有效性;上半部分的第二阶段估计结果表明,两类融资多样性指标对应的估计系数均高度显著为正(1%显著性水平),说明即便采用新的工具变量,仍然可以得出融资多样性促进企业技术创新的稳健结论。

3.3 其它稳健性检验

本文通过替换被解释变量、解释变量以及同时替换被解释变量和解释变量进一步考察前文结论的稳健性。

首先,替换被解释变量,用“企业出售新产品或服务占其年均销售收入的贡献比重”value_ratio替代原过程创新指标volume_ratio,估计结果见表3的(1)-(3)列。其中,第(1)列针为原流动融资多样性离散指标估计结果,第(2)列为原流动融资多样性连续指标估计结果,第(3)列为原流动融资多样性离散指标的工具变量方法估计结果,融资多样性对应的估计系数恒大于零,且在1%的水平内高度显著,说明替换被解释变量后,结果稳健良好。

其次,替换解释变量,用“企业固定融资中的6类融资来源及相应比重”构建企业的固定融资多样性离散指标mulffix和连续指标mulffix_index,相应估计结果见表3的(4)-(6)列,其中第(4)、(5)列采用一般Tobit方法,第(6)列采用Tobit工具变量方法。结果显示,替换解释变量之后,融资多样性的估计系数仍然在1%的水平内高度显著为正,再次说明融资多样性促进了企业创新。

最后,同时替换被解释变量和解释变量,分别采用新融资多样性变量来估计新企业创新类型指标,并考虑变量的内生性问题。工具变量估计结果见(7)、(8)列,融资多样性估计系数高度显著且为正,再次证实融资多样性促进企业技术创新的结论。

表4 稳健性估计结果

变量value_ratio(1)(Tobit)(2)(Tobit)(3)(IV-Tobit)volume_ratio(4)(Tobit)(5)(Tobit)(6)(IV-Tobit)value_ratio(7)(IV-Tobit)(8)(IV-Tobit)mulfliquid0.0556***(4.63)0.120***(6.01)mulfliq_index0.223***(5.32)mulffix0.0206**(2.18)0.100***(5.42)mulffix_index0.0866**(2.55)0.213***(3.83)0.328***(5.24)控制变量YesYesYesYesYesYesYesYesSq_dumYesYesYesYesYesYesYesYesHy_dumYesYesYesYesYesYesYesYesWald检验14.91***[0.0001]8.65***[0.0033]12.94***[0.0003]9.69***[0.0019]样本数659659659648648648465465

注:采用Stata11.1软件,括号内( )、[ ]分别为z统计值和p值;* 、***** 代表10%、5%、1% 显著性水平;第(3)列采用mulfliquidmean作为工具变量,第(6)、(8)列采用mulffix_indexmean作为工具变量,第(7)列采用mulffixmean作为工具变量

4 渠道、机制与企业类型再检验

在上述融资多样性与企业技术创新因果关系基础上,进一步对融资多样性影响企业技术创新的相关作用渠道、机制和企业类型再检验。

4.1 创新企业融资约束缓解机制检验

一方面,融资多样性体现了企业融资渠道的范围,多样化融资渠道便于企业多方面筹措资金,从而缓解融资约束;另一方面,融资多样性体现了企业获取融资的渠道分散程度,融资渠道越多样、结构越分散的企业越能有效降低系统融资风险。因此,从风险分担角度来看,融资多样性有助于企业缓解融资约束。鉴于融资约束是影响企业创新的重要因素,那么融资多样性是否存在通过缓解企业融资约束而影响企业创新的机制呢?本文对此进行检验。

企业融资约束是由企业融资供需双方决定的,单一要素不能全面反映企业融资约束情况[20] 。基于问卷数据,综合考虑企业融资供给与需求两个方面,构建企业融资约束指标,然后将原样本分为融资约束组与非融资约束组,比较其融资多样性对企业创新的影响系数大小,进而验证融资多样性是否存在缓解融资约束及影响企业创新的渠道。具体而言,问卷提供了“企业是否获取金融机构贷款”和“获得融资对企业运营影响”两类细分融资供需指标,将“没有获得银行贷款”但“融资对企业自身运营重要”的变量进行组合,将企业融资约束变量constraint设置为1,将“获得银行贷款但融资对企业自身运营完全无影响”的组合变量constraint设置为0。

“缺乏融资且融资又很重要”表明企业处于融资约束状态, “融资充足而融资不重要”表明企业不存在融资约束。基于上述分组,将企业分为高融资约束组和低融资约束组,分别估计并比较融资多样性对企业创新的影响,实证结果如表5所示,其中(1)-(4)列分别为过程创新和产品创新的估计结果,可以发现两类流动性融资多样性指标的估计系数均大于零。但比较而言,高融资约束组的融资多样性变量估计系数始终比低融资约束组的融资多样性变量系数要大,且在1%-10%的水平内显著,说明在流动性融资领域,融资多样性对企业创新的影响在高融资约束的企业样本中更突出,证实了融资多样性能够缓解企业融资约束并促进企业创新。另外,出于稳健性考虑,表5的(5)-(8)列为固定融资来源的分组检验,结论显示,融资多样性对高融资约束组企业创新的影响始终强于低融资约束组企业创新,再次证实了融资多样性能够缓解融资约束并影响企业创新。

4.2 创新企业融资周期平滑机制检验

融资多样性不仅能通过缓解融资约束进而影响企业创新,还能够平衡企业创新融资周期。从融资周期看,不同融资渠道的周期性存在差异,而融资多样性能够降低企业不同融资来源的波动性,并对企业不同融资渠道的周期差异产生平衡作用。从创新内容看,除风险特征外,持续性和周期性也是其重要内容,尤其是高强度技术创新中,融资周期的平滑性显得更为重要。持续创新需要持久的资金供给,因此本文对融资多样性是否存在平滑企业创新融资周期的相关机制进行检验。具体而言,将分位数回归引入计量方程,分别对过程创新和产品创新系数的前0.3分位数(低强度创新)和后0.75分位数(高强度创新)进行估算,以检验融资多样性对企业创新的影响,结果如表5所示。表6(1)-(4)列为流动融资来源估计结果,(5)、(6)列为固定融资来源估计结果,结果表明,无论是过程创新还是产品创新,融资多样性对于高强度创新的影响始终强于低强度创新,另外高强度创新比低强度创新更具持续性,更需要周期性融资支持。因此,上述结果证实了融资多样性能够通过平滑企业创新融资周期,进而影响企业创新的相关机制。

表5 融资约束分组检验

变量流动融资来源volume_ratio高约束低约束(1)(2)value_ratio高约束低约束(3)(4)固定融资来源volume_ratio高约束低约束(5)(6)value_ratio高约束低约束(7)(8)mulfliquid0.0234*(1.78)0.0204*(1.85)mulfliq_index0.266***(4.58)0.174***(3.83)mulffix0.0474**(2.57)0.00537(0.44)mulffix_index0.240***(3.12)0.134***(2.70)控制变量YesYesYesYesYesYesYesYesSq_dumYesYesYesYesYesYesYesYesHy_dumYesYesYesYesYesYesYesYes样本数385636247383256379174280

注:括号( )和[ ]内系数分别为Z值和p值,******代表10%、5%、1%显著性水平

4.3 企业类型检验

在了解融资多样性对企业创新的作用渠道和机制的基础上,进一步考察企业类型的差异性,并比较差异企业的所有制结构特征。以流动融资为例,将企业流动融资的5类资金来源进行归纳分组,根据内源融资比重是否大于外源融资比重,构建内源融资主导型样本和外源融资主导型样本,分组估计融资多样性对企业创新的影响,结果见表7(1)-(4)列:在内源融资主导的企业样本中,融资多样性在1%~5%水平内显著促进了企业技术创新;在外源融资主导的企业样本组中,融资多样性促进企业技术创新的效果并不明显,说明融资多样性促进企业创新的结论仅限于内部融资主导型企业,同时该结论支持了企业内部融资优先的融资次序理论[12],突显了内部融资对企业创新的重要性。进一步考察内部融资主导型样本中企业所有制特征,在表7的(1)、(3)列基础上,引入企业私有股变量private,结合异质性方程的估计思路,构建企业私有股变量与两类融资多样性变量的交互项private×mulfliquidprivate×mulfliq_index,估计结果见表7的(5)、(6)列:两个交互项的估计系数均为负,均在1%的水平内高度显著,说明尽管融资多样性能够促进内源融资主导型企业创新,但促进效果因所有制而异;随着企业私有股份比重提高,融资多样性对企业技术创新的促进效果变弱。由此,当企业处于金融抑制影响时,民企、私企难以借助外部金融系统获得更多样融资渠道支持,其资金主要依赖自身积累,进而限制了民企创新,并对民企技术能力产生了显著的制约效应。该结论再次从微观层面证实了完善多层次金融系统对于国家创新体系建设的重要性。

表6 不同创新强度分位数检验

变量流动融资来源volume_ratio低强度高强度(1)(2)value_ratio低强度高强度(3)(4)固定融资来源volume_ratio低强度高强度(5)(6)value_ratio低强度高强度(7)(8)mulfliquid0.0193***(3.67)0.0367***(3.47)mulfliq_index0.100***(4.55)0.332***(5.38)mulffix0.00249(0.36)0.0399***(3.61)mulffix_index0.0519(1.21)0.196***(3.21)控制变量YesYesYesYesYesYesYesYesSq_dumYesYesYesYesYesYesYesYesHy_dumYesYesYesYesYesYesYesYes样本数10671067659659648648465465

注:括号( )和[ ]内系数分别为Z值和p值,******代表10%、5%、1%显著性水平;低强度表示创新强度为0.3,高强度表示创新强度在0.75

表7 企业类型分组检验

变量流动融资来源volume_ratio内源主导外源主导(1)(2)volume_ratio内源主导外源主导(3)(4)volume_ratio内源主导外源主导(5)(6)mulfliquid0.0235**(2.35)-0.0206(-0.72)0.231***(3.81)mulfliq_index0.129***(3.44)0.220(1.20)0.768***(3.91)private×mulfliquid-0.213***(-3.47)private×mulfliq_index-0.659***(-3.31)private0.244***(7.84)3.123(0.62)0.243***(7.85)5.287(1.05)0.497***(6.21)0.284***(8.34)控制变量YesYesYesYesYesYesSq_dumYesYesYesYesYesYesHy_dumYesYesYesYesYesYes样本数9739497394973973

注:括号( )和[ ]内系数分别为Z值和p值,******代表10%、5%、1%显著性水平;控制变量包括企业规模、年龄、人力资本、成长性、是否购买技术、市场竞争和产权保护

5 结语

本文基于2012年世界银行 “中国企业调查”数据,分别从企业流动融资与固定融资的具体来源入手,构建企业融资渠道与结构的多样性指标体系,实证检验了融资多样性对中国企业技术创新的积极影响。结论表明:企业融资渠道越多、融资结构越分散,其技术创新性越强,且在替换变量和控制模型内生性后该结论仍具有较好解释力,说明融资多样性的确促进了中国企业创新。通过考察融资多样性对企业创新的影响机理,发现融资多样性对高融资约束、强创新程度企业的创新促进作用更明显,证实了融资多样性具有缓解创新企业融资约束、缩短创新企业融资周期的相关机制。进一步分析发现,在内部融资主导型企业中,融资多样性对创新的促进作用更为突出,支持了企业融资次序假说。从创新企业的所有制看,民营企业因缺乏多样性融资渠道,制约了其创新能力。

本文结论可为政策制定提供以下启示:①要加快对我国融资领域的金融改革,尤其要将多层次市场金融体系作为我国当前金融改革重点,鼓励企业利用多元融资渠道缓解创新融资约束、平衡融资周期,进而缓解创新主体与融资渠道信息不对称、提升企业技术创新效率;②消除我国金融系统的所有制歧视,以矫正信贷供给的国有制偏好、抑制政府的银行信贷干预、推进金融信贷的利率市场化改革以及有效解决融资创新错配为政策改革重点,加快推进我国金融系统的市场化进程,进而提升我国民营企业的多元融资能力、提升民企的技术创新效率。

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(责任编辑:林思睿)

Financing Decentralization and Firm's Innovation

Liu Zheng1,4, Chen Xiaoying2, Yang Xianming3

(1.School of Management and Economics,Kunming University of Science and Technology,Kunming 650093,China;2.Chenyi University College,Jimei University,Xiamen 361021,China;3.Development Institute,Yunnan University;4.Postdoctoral Program,Yunnan University,Kunming 650091,China )

Abstract:Decentralized financing is extremely important for innovative enterprises,but there was lack of related empirical study. Using the World Bank survey on China in 2012,this paper constructed the corporate finance dispersion indicators from multiple financing channels and decentralized financing structure,and empirically test the impact on Chinese enterprises' technological innovation by finance decentralization. We find the decentralized financing really promotes Chinese enterprises' innovation,which is highly robust even if we have the other way to measuring the related variables and control the endogenous problem in the mode. Then we analyze the mechanism,we find the decentralized financing plays a bigger positive role for the firms in financial constraint and in higher degree of innovation,which means that decentralized financing can ease innovative firms' financing constraints and smooth tit's financing period. Finally,we find the above results are prominent in internal financing leading enterprises,which supports the hypothesis of priority of internal financing in corporate. Lastly,it was found that the private firms' innovation are restricted due to the lack of decentralized financing structure.

Key Words:Decentralized Financing; Financing Structure; Firm Innovation

收稿日期:2016-07-21

基金项目:国家社会科学基金重点项目(14AJL008);国家自然科学基金项目(71502092);教育部人文社会科学青年基金(15YJC790064);云南省社会科学规划项目(YB2016015);昆明理工大学人培项目(KKZ3201408013);昆明理工大学管理与经济学院热点前沿项目(QY2015006)

作者简介:刘政(1981-),男,重庆潼南人,博士,昆明理工大学管理与经济学院讲师,云南大学理论经济学博士后,研究方向为技术创新;陈晓莹(1981-),女,福建漳州人,集美大学诚毅学院讲师,研究方向为公共经济学;杨先明(1953-),男,浙江宁波人,博士,云南大学发展研究院教授、博士生导师,研究方向为发展经济学。

DOI:10.6049/kjjbydc.2016060293

中图分类号:F273.1

文献标识码:A

文章编号:1001-7348(2017)03-0084-09