金融結構調整、金融功能完善與制造業自主創新
——基于中國24個制造行業的實證研究

高 志

（安徽財經大學 金融學院，安徽 蚌埠 233000）

金融結構調整、金融功能完善與制造業自主創新
——基于中國24個制造行業的實證研究

高 志

（安徽財經大學 金融學院，安徽 蚌埠 233000）

文章在區分兩個層次自主創新活動的基礎上，運用系統GMM估計方法與門檻效應分析，研究我國金融結構調整對制造業自主創新的影響，并進一步基于風險分散、公司外部治理兩類金融功能考察其作用機制。研究發現，隨著直接融資規模的快速擴張，我國金融結構調整通過緩解企業研發融資約束總體上對我國制造業自主創新具有顯著的促進作用，但這一作用開始呈現邊際效應遞減趨勢。進一步細分自主創新層次后發現，金融結構調整通過完善金融體系的風險分散功能顯著促進了制造業“發明專利導向”層次的自主創新，但尚未通過改善公司外部治理功能有效監督、激勵制造業企業積極開展更高層次的“市場導向型”自主創新。

自主創新；金融結構；金融功能

一、引 言

金融體系不僅可以為企業研發提供必要的外部融資，同時還可以經由實施風險管理與外部治理功能促進企業技術創新。作為金融體系重要特征，近年來我國的金融結構呈現金融市場導向的調整趨勢，即通過建立、健全金融市場提高直接融資與間接融資的比例。盡管直接融資規模的快速提升在一定程度上緩解了企業研發融資約束，對技術創新促進作用逐步顯現，但我國企業技術創新仍然面臨高層次自主創新不足的問題。自主創新不足主要表現為：雖然我國研發投入在保持連續多年高增長后躍居世界第二，發明專利申請量位居世界首位①，但僅有約三分之一的發明專利有效轉變為新產品生產能力②，我國制造業企業在經濟全球化進程中卻出現了價值鏈“低端鎖定”與高技術產業低端化趨勢，亟須走向“技術自立”（傅元海等，2014；孫喜和路風，2015）［1-2］。因而，如何優化我國金融結構以促進企業技術創新向高層次自主創新跨越，進一步提升金融支持創新驅動發展戰略的效力，成為迫切需要解決的問題。

國內學者大多從緩解研發融資約束的視角研究了金融結構調整對企業自主創新的影響，但結論仍存分歧。支俊立等（2016）選取2008-2013年間31個省份樣本進行實證研究后發現，相較于間接融資體系對我國企業模仿性創新的促進作用，直接融資規模的擴張顯著促進了企業自主創新［3］。而盧荻（2013）認為我國銀行主導型的金融結構對企業技術創新有較好的促進作用，中國的銀行部門在經濟發展初期通過資金配置顯著地促進了模仿創新與自主創新，而剛剛起步的股票市場未能有效地促進創新活動［4］；何安妮等（2016）采用1989-2012年期間數據進行的跨國比較研究，發現股票市場和信貸市場的發展均能顯著地促進本國（地區）自主創新能力的提升，且二者對自主創新能力提升的促進作用并無明顯的差異［5］。

上述相關研究尚存以下不足：①僅關注融資階段金融結構調整對于企業技術創新的影響，對于金融結構調整如何通過風險分散與公司外部治理功能進一步激勵企業開展自主創新的內在作用機制研究不夠深入；②對于企業技術創新活動類型的區分較為籠統，關于金融結構調整對不同層次自主創新活動的考察不夠細致。本文認為，企業獲得研發融資后，在面臨選擇模仿創新還是自主創新時，將受到兩類因素影響：一是不同類型技術創新活動面臨的風險。企業在選擇是否從事自主創新時，不僅會權衡研發風險，還會考量自主創新的市場風險。二是企業經理人是否受到有效激勵。企業經理人是否積極從事高風險的自主創新活動，還是安于現狀、追求“平靜生活”是影響企業能否實現由模仿創新向自主創新跨越的重要因素。因而要促進企業積極從事自主創新，需要金融體系提供完善的風險分散與公司外部治理功能（Hall和 Lerner，2010；Brown，2012；Amore et al.2013）［6-8］。鑒于此，本文基于金融功能視角，通過區分企業自主創新的兩個層次：“發明專利導向”層次的自主創新與“市場化導向”層次的自主創新，考察金融結構調整對企業自主創新的影響及其內部機理。

二、文獻綜述與研究假設

（一）金融結構調整與金融功能完善

Goldsmith（1969）較早系統研究了金融結構與經濟增長的關系，提出按照直接融資與間接融資規模之比將金融結構劃分為銀行主導型與金融市場主導型兩類［9］。依據該分類方法，后續大量研究利用跨國數據對兩類金融結構對經濟增長的影響開展了實證研究，但相關研究對于究竟哪類金融結構更有利于經濟增長仍存在爭議（Beck，2000；Cull和Demirguc-Kunt，2013）［10-11］。針對上述爭議，Merton 和 Bodie（1995，2005）［12］提出的金融功能觀③則通過解釋執行不同金融功能的金融組織結構產生和演進邏輯（張杰，2011）［13］，為研究金融結構與經濟增長之間的關系提供了新的研究視角。金融功能觀認為，金融體系結構的組織形式是金融功能的實現基礎，金融結構的具體組織形式會不斷變遷，而金融功能則是相對穩定的，因而應將金融功能而非金融結構作為考察金融發展與經濟增長關系的理論分析基石。金融功能觀同時提出，當不存交易成本時，無論是金融市場與金融中介均可以完美實現風險管理與公司外部治理功能，通過將資源合理配置給生產率最高的企業家，促進經濟增長，此時金融結構的具體組織形式并不會影響金融功能的實現。但在現實環境中，由信息不對稱等問題導致的交易成本使得金融結構差異對于金融功能的實現起到決定性作用。

由于金融結構并非離散地存在于兩個極端（銀行主導型或金融市場主導型），而是連續分布于這兩個端點中間的寬廣區間中，金融結構將會在這一連續譜系區間中隨經濟發展階段不同而不斷調整變化（林毅夫，2009）［14］。兩類融資渠道規模及其內在組織結構變化（李健等，2012）［15］以及金融創新（李佳，2015）［16］形成的金融市場與金融中介之間的相互促進、相互競爭乃至相互融合，將影響金融體系總體功能實現與完善（Allen和Gale，2001）［17］，并呈現為金融市場與金融中介二者金融功能有機加總的動態過程（彭俞超，2015）［18］。

（二）金融功能影響企業自主創新的作用機制

在利用新科學知識的技術突破階段、新技術擴散階段以及成熟技術工藝改善的模仿創新階段中，創新企業與投資者之間的信息不對稱程度的變化（Kortum 和 Lerner，2000）［19］，形成了企業技術創新活動的融資與風險特征差異。由于金融市場與金融中介實現風險分散與公司外部治理兩類金融功能的方式不同，從而成為影響企業研發決策的重要因素。金融市場與金融中介實施風險管理功能的差異主要表現在，在信貸資源稀缺并要確保信貸資產質量的前提下，銀行更加偏好低風險、高收益的投資項目（唐瑋等，2017）［20］。不同于金融中介以跨期平滑的方式實現風險分擔（Diamond，1984）［21］，金融市場可以借助股權融資方式實現風險橫向轉移分散，有利于不同意見的表達，更利于為高風險自主創新項目提供較好的風險管理（Greenwood和Smith，1997；Berger和 Udell，2006）［22-23］；另外，在公司外部治理功能實施上，金融市場可以利用“用腳投票”以及兼并、收購等多種靈活方式積極主動地介入公司治理，監督、激勵企業從事研發活動（Fang etc，2014）［24］。而行使“代理監管”職能的金融中介為了抑制管理者的機會主義行為以確保信貸資金安全，監管力度越強的債權人越傾向于抑制企業投資于高風險研發項目（馬如飛和何涌，2015）［25］，因此，較之銀行經由“關系型融資”實施債權治理方式（Berger和 Udell，2006）［23］，金融市場更有利于激勵企業積極開展高層次技術創新。

（三）市場導向型金融結構調整影響企業自主創新的作用機制

綜合以上分析可以發現，金融市場導向的金融結構調整一方面通過不斷擴張直接融資渠道規模，拓展企業研發融資渠道，緩解企業技術創新融資約束，促進企業技術創新；另一方面，金融市場導向型的金融結構調整通過建立、健全金融市場，提供橫向分擔的風險分散方式同時，有助于提升金融體系的公司治理效率，從而在有效分散企業技術創新風險的同時，監督、激勵企業開展技術創新活動。上述作用機制如圖1所示。

圖1 金融結構調整與企業技術創新的傳導機制

（四）研究假設

由于企業技術創新活動的演變并非是簡單的線性過程，而是呈現帶有跳躍的階段性發展特征（Aber?nathy和Utterback，1978）［26］。與技術領先國家的技術創新模式不同，技術后進國家的技術進步路徑是采用“邊干邊學”的模式，通過引進消化先進技術、掌握產品設計能力進行模仿創新，最后培養出自主創新能力（郭熙保和文禮朋，2008；唐未兵等，2014）［27-28］。在這一過程中，模仿創新是在消化吸收前期引進的既有成熟技術基礎上，對已有技術進行的工藝改進，因而研發周期短，創新與市場風險低（Kim，1997；王紅領等，2006）［29-30］。在自主創新過程中，發明專利體現了企業最核心、最直接的自主創新能力，而新產品開發則體現了企業將創新轉化為生產力的能力（吳豐華和劉瑞明，2013）［31］。以發明專利為代表的自主創新活動尚未進入商業化階段，主要面臨技術創新失敗的風險，而以新產品開發為代表的“市場導向型”技術創新活動是將發明專利轉化成為市場接受的新產品，因而還將要面臨市場風險（肖文和林高榜，2014）［32］。

近年來我國金融結構調整的目標是通過推進多層次資本市場建設，提升直接融資比例，不斷優化金融體系的融資結構，拓寬企業研發融資渠道。與此同時，上市公司在利用股票市場融資時披露了更為詳盡的有關技術創新活動的內部信息，從而降低了研發項目投融過程中的信息不對稱，這將有效緩解企業技術研發的融資約束（袁東任和汪煒，2015）［33］，進而總體上顯著促進了企業技術創新。據此，本文提出假設1。

H1：我國“市場導向型”金融結構調整總體上顯著促進了制造業技術創新。

我國原有的金融結構中銀行中介規模處于絕對優勢，間接融資渠道是企業融資的主要來源?；阢y行風險厭惡特性，銀行貸款更為偏好研發風險較低、研發成果明確以及市場成熟的局部工藝改進型模仿創新，原有的金融結構并不利于企業開展風險較高的自主創新。隨著我國金融市場規模的不斷擴大，以股票市場為代表的直接融資渠道不僅為企業研發融資拓寬了融資渠道，而且為企業自主創新過程中的高風險提供了橫向分散機制，這都將有助于企業在模仿創新的基礎上開展具有更高風險的“發明專利導向”層次自主創新。據此，本文提出假設2。

H2：我國金融市場導向的金融結構通過改善融資與風險分散功能顯著促進了制造業“專利導向”層次自主創新。

盡管直接融資規模不斷擴大，在原有間接融資渠道之外為企業自主創新提供了更多的融資機會與橫向分散風險方式，但是由于股票市場自身具有“短視效應”，通常難以容忍更長開發周期的“市場導向”型創新活動的市場風險（Tian和Wang，2014）［34］，而我國金融市場中具有專業投資能力的風險投資基金與私募股權投資基金規模仍然較少，因此目前我國金融結構調整尚難以有效為開發周期更長、兼有創新與市場風險的“市場導向”型自主創新提供完善的融資與風險分散。

雖然自2001年開始證監會提出“超常規發展機構投資者”，但機構投資者平均持股比例低，平均持股周期較短（信恒占，2017）［35］，我國金融市場尚未形成以機構投資者為實施公司外部治理功能主體的微觀市場結構，尚難以通過監督企業經理人選擇自主創新項目的行為（Aghion，et al，2013）［36］，作為“積極型”監督者的機構投資者仍難以在企業獲得融資后實施有效的監督與激勵。此外，機構投資者實施外部治理的自身意愿不強，難以抑制源于委托代理問題導致的上市公司國家大股東、法人大股東“平靜生活偏好”，對激勵上市公司開展“市場導向”層次自主創新的作用有限。上述兩方面導致我國在技術追趕過程中，制造業企業積極開展消化吸收先進技術的動力不足，弱化了企業將技術發明轉化為生產力的能力（湯萱，2016）［37］。依據以上分析，本文提出假設3。

H3：我國“市場導向型”金融結構調整，尚未通過改善風險分散與公司外部治理功能顯著促進制造業“市場導向”層次的企業自主創新。

三、研究樣本與數據

（一）變量選擇

1.行業自主創新

本文將分為兩個層次考察我國企業的自主創新：從事以高質量發明專利為代表的“發明專利導向”層次的自主創新，以及體現“技術自立”能力的“市場導向”層次的自主創新。考察行業技術創新活動的變量選取如下：首先，參考 Brown（2012）［7］的方法，選用行業實用新型和外觀設計專利和發明專利之和的行業專利申請總數（patent）作為衡量行業總體技術創新水平的代理變量。其次，為了盡可能詳細考察金融結構調整對行業自主創新活動的影響，本文分別選用發明專利申請量（invention）與新產品研發強度（Newp）兩類指標來衡量企業兩個層次的自主創新成果。正如前文所述，與實用新型和外觀設計專利這類模仿創新型專利不同，發明專利申請量反映了高質量的研發活動，因而可以作為反映行業“專利導向”層次自主創新水平的代理變量。通過技術創新獲得的“新技術”能否為市場所接受，反映了企業更高層次的“市場化導向”的技術創新。參考肖文和林高榜（2014）以及毛其淋和許家云（2015）的研究，本文采用行業新產品銷售收入（Newp）作為“市場導向”層次自主創新活動的代理變量［32，38］。

2.行業研發強度指標（RDint）

本文利用行業技術開發經費內部支出總額與行業總資產之比構造了行業研發強度指標（RDint），以考察金融結構對于企業創新投入強度的影響。

3.金融市場導向的金融結構調整指標

沿用相關研究文獻的通用方法（Beck和Levine，2002；Merton和Bodie；2005）［12，39］，本文以金融市場與金融中介之間的規模比例關系衡量一國的金融結構。具體測算方法是：首先使用金融市場總市值與GDP、商業銀行私人部門貸款總額與GDP之比分別構造金融市場融資與商業銀行融資規模指標，然后以二者之比作為金融結構調整指標。該指標數值的增大反映了金融結構向金融市場主導型變遷的趨勢。圖2反映了我國1996-2014年金融市場導向的金融結構調整過程。

圖2 1996-2014年中國金融結構調整軌跡

4.金融功能

（1）融資與風險分散功能代理變量。采用Hsu等（2014）的方法［40］，選用商業銀行對私人部門貸款與GDP之比反映銀行體系融資功能，記為credit。以股票市場市值與GDP之比反映股票市場融資功能，記為stock。

（2）公司外部治理功能代理變量。代理成本反映了商業銀行從事債權治理的積極程度（Jensen和Meckling，1976）［41］。如果所有權與經營權分離越嚴重，則代理成本越高。參照郭露等（2015）［42］的方法選取銀行管理費用率作為銀行實施公司治理程度的度量指標，記為overhead。管理費用率越高，代理成本越高，則商業銀行實施外部治理的效力越低。參照Polk和Sapienza（2009）［43］，采用反映股票市場流動性的換手率來度量股市實現公司治理功能，記為turn。在我國機構投資者公司治理意愿不強的市場環境下，股市換手率越高，投資者持股時間越短，公司外部治理效力越低。

5.行業研發投資的外源融資依賴

Rajan和Zingales（1998）［44］認為，行業特征決定了其外源融資依賴程度，進而導致不同行業受外生金融體系變化的影響程度不同。由于外源融資依賴程度由行業特征決定，因而該指標較為穩定。這一特點有助于更準確地考察金融結構調整對不同外源融資依賴行業自主創新活動的影響。本文采用Rajan和 Zingales（1998）［44］測算的行業外源融資依賴指標（記為ed），通過使用外源融資依賴指標與金融結構指標構造的交乘項來反映金融結構調整對不同外源融資依賴行業的影響，記為edfs。

6.控制變量

（1）行業特征變量。本文在考察金融結構調整對不同層次技術創新活動產出以及研發投入強度時，控制了行業競爭水平、行業資產利潤率（Roe）與行業平均利潤（Return）。熊彼得創新理論認為壟斷優勢有利于激勵企業家從事創新，而陳修德和梁彤纓（2010）［45］利用中國數據的實證研究支持這一觀點，但也有學者得出了相反結論（周立群和鄧路，2009）［46］。由于傳統赫芬達爾指數的適用性近年來受到質疑（周夏飛和周強龍，2014）［47］，以及限于企業微觀數據不足難以計算各行業Lerner指數，參考上述文獻，本文采用行業企業總數的倒數（1/N）與行業平均資產（Size）作為行業競爭程度的代理變量。

（2）政府財政補貼。為了規避企業在進行技術創新活動過程中可能出現“尋補貼”現象（黎文靖和鄭曼妮，2016）［48］產生的內生性，本文分別引入行業政府補貼強度（Subintens）和行業政府補貼額（Subsi?dy）作為政府研發補貼政策的控制變量。

本文使用的變量定義、計算方法見表1所列。

表1 主要變量定義與計算方法

續表1

（二）樣本選取與數據來源

參照現有研究，我國金融結構與金融功能相關指標原始數據均取自《世界銀行全球金融發展數據庫》2016年7月版，最新數據更新至2014年。由于2000年以前的行業研發投資、發明專利等數據缺失較多，為了保證數據的可獲得性與連續統一，本文樣本數據的時間跨度為2000-2014年。本文的專利、研發投入相關數據取自各年度的《中國科技統計年鑒》，行業資產總計、利潤政府補貼額以及行業企業個數來源于各年《中國工業經濟統計年鑒》。此外，在樣本行業選擇上，由于我國國民經濟行業目錄進行了3次調整，為了保證樣本數據的統計口徑統一與盡可能完整，本文以2011版國民經濟行業目錄為基準，剔除了數據缺失較多的食品加工業、紡織服裝業與家具制造業三個行業，合并了橡膠與塑料制品業，最終樣本行業數為24個。

（三）描述性統計

表2是相關變量的描述性統計。對比各類專利申請均值可以發現，我國制造業發明專利平均值約為專利申請平均值的1/3，可見我國制造業行業發明專利申請量較低，專利申請類型是以小發明、工藝創新為主的實用新型與外觀設計專利，自主創新能力有待提高。行業發明專利申請總量的年度平均值為2 873，標準差為7 037，說明行業間發明專利申請差異很大，行業間創新能力具有較大差異。

表2 變量描述性統計

（四）平穩性檢驗

由于本文使用的動態面板數據的時間跨度為15年，因此在計量分析前進行平穩性檢驗（見表3）。為保證檢驗結果的穩健性，本文使用三種方法（ADFFisher、LLC和IPS）進行面板數據平穩性檢驗。檢驗結果顯示，除行業規模（Size）為一階單整外，其他各變量均顯著拒絕包含有單位根假設，不存在單位根，為零階單整，水平平穩。

表3 單位根檢驗

四、回歸分析

由于技術創新活動具有長周期、連續性特點，以及政府的創新補貼政策可能導致企業“尋補貼”行為對技術創新活動的影響，本節的實證分析均采用動態面板數據，運用一步系統GMM法進行估計，通過引入被解釋變量的一階滯后項作為解釋變量，規避序列相關性與可能存在的內生性問題。系統GMM估計方法將解釋變量滯后項的一階差分作為工具變量，并采用AR（1）、AR（2）檢驗的P值來判定殘差項不存在二階自相關，使用Sargen、Hansen過度識別檢驗的P值來判定模型設置的合理性以及工具變量的有效性。其中Sargan過度識別檢驗的P值大于0.05，Hansen檢驗的P值為0則說明工具變量有效、模型設置合理。AR（2）檢驗的P值大于0.05則說明模型殘差項不存在二階自相關。

（一）金融結構調整對行業技術創新的總體影響效應分析

為實證分析我國金融市場導向的金融結構調整對制造業各行業技術創新行為的總體影響效應，參考既有研究構建以下模型：

模型中patent為行業發明專利申請總量取自然對數，patternit-1為GMM估計方法設定的使用被解釋變量一階滯后項生成的工具變量，Xjit為行業特征控制變量、研發投入變量與政府補貼變量，i、t分別代表行業、時期；μi、φt分別表示截面與時間固定效應，以控制無法觀察到的行業個體和時間因素的影響。

表4是企業專利申請總量的對數（patent）對金融結構調整綜合指標與外源融資指標交互項（edfs）的估計結果。Sargenp與Hansenp值說明模型總體上通過了過度識別檢驗，回歸方程接受采用被解釋變量一階滯后項工具變量有效的原假設，ar2p值顯示回歸方程均不存在二階序列相關?；貧w結果顯示，金融市場導向的金融結構調整對企業技術創新活動具有顯著為正的促進效應。相對于模型1到3，模型4到6使用企業自籌研發資金總額的對數（ent）代替研發投入總額的對數（rd）后，edfs系數仍然顯著為正。為了規避政府補貼對企業技術創新活動的影響所產生的內生性，參照相關研究通用做法④，模型3和模型6為分別加入了滯后一期的政府補貼強度變量（L.Subin?tens）和滯后一期的政府補貼總額對數（L.Subsidy）的回歸。模型3和模型6結果顯示，在加入政府補貼控制變量后，金融結構調整對企業技術創新活動仍保持顯著為正，說明在控制了政府創新補貼的可能影響后，金融市場導向的金融結構調整仍顯著提升了行業總體技術創新產出水平。

表4 金融結構調整的行業技術創新活動的總體效應

其中Yit分別以外觀設計與實用新型專利申請數（UMD）、發明專利申請數（invention）和新產品銷售收入（Newp）作為被解釋變量。回歸結果見表5所列。

表5的Panel A中使用行業外觀與實用新型專利申請數（模型1和2）、發明專利（模型3和4）以及新產品銷售收入（模型5和6）對金融結構調整變量edfs進行回歸。其中模型2、模型4和模型6分別加入了滯后一期的政府補貼強度控制變量。Panel A的模型4的回歸結果顯示，在控制政府補貼的影響后，edfs的系數顯著為正，說明金融市場導向的金融結構調整對行業發明專利申請量具有顯著的促進作用。模型2和模型4中的edfs系數均不顯著，說明金融結構調整并未對外觀與實用新型專利申請數量以及新產品銷售收入產生顯著影響。

（二）金融市場導向的金融結構調整對企業自主創新的影響效應

為了進一步考察金融結構調整對不同層次技術創新活動的影響，參考式1構建如下模型進行實證分析：

表5的Panel B使用行業自籌研發費用與政府補貼額分別代替行業研發投入總額與政府補貼強度，PanelB回歸結果與PanelA結果保持一致，說明實證分析結果是穩健的。綜上，表5的回歸結果反映出金融市場導向的金融結構調整對行業“發明專利”層次的自主創新具有一定的促進作用，但對“市場導向”層次自主創新沒有顯著影響，假設1與假設2得到了實證支持。

表5 金融結構調整對兩個層次自主創新的總體效應

續表5

其中，Yit分別為專利申請總數（patent）、發明專利申請總數（invention）與新產品銷售收入（Newp）。ed×creditt與ed×market為反映兩類融資渠道的融資與風險分散功能代理變量?；貧w結果見表6所列。

（三）金融市場導向的金融結構調整影響企業自主創新的潛在機制分析

1.金融結構調整經由融資與風險分散功能改善對行業自主創新的影響

為了考察金融結構調整對企業自主創新的內在作用機制，在式1的基礎上引入金融結構調整變量與金融功能的交互項構造如下模型：

表6 金融結構調整經由融資與風險管理功能對兩個層次自主創新的作用機制

續表6

表6中模型（1）至模型（4）回歸結果顯示，金融結構調整變量edfs與ed_credit的系數顯著為正。雖然ed_market的系數顯著為負，但由于金融結構指標edfs中包含了金融市場的正向作用，通過均值帶入可以測算得到，在保持其他因素不變條件下，股票市場資本化率與GDP之比每提高一個百分點，行業專利申請量增長率將增加1.112個百分點。該實證結果反映了在控制政府創新補貼后，金融市場導向的金融結構調整通過改善融資與風險分散功能總體促進了行業技術創新，并顯著促進了行業“發明專利導向”層次的自主創新。但模型（5）、模型（6）回歸結果顯示，金融結構調整尚未通過改善融資與風險分散功能影響“市場導向”層次的自主創新。上述實證結果進一步支持了本文的假設1和假設2。

2.金融結構調整經由公司外部治理功能改善對行業自主創新的影響

在式3的基礎上，引入商業銀行與股票市場的公司外部治理功能代理變量overhead和turn構建模型4，考察金融結構調整經由公司外部治理功能對行業自主創新的影響機制。

其中，Yit分別為專利申請總數（patent）、發明專利申請總數（invention）與新產品銷售收入（Newp）。fsoverheadt與fsturnt為金融結構調整變量與金融功能變量的交互項。實證結果見表7所列。

表7中的金融結構調整指標與商業銀行管理費用的交乘項fsoverhead的系數顯著為負，說明近年來我國金融市場導向的金融結構調整改善了商業銀行公司外部治理功能，從而顯著促進了行業“發明專利導向”層次的自主創新，但金融市場公司外部治理功能的作用并不顯著。表7的模型（2）、模型（6）中，fsoverhead和fsturn的系數均不顯著，其含義是金融結構調整尚未通過完善公司外部治理功能促進制造業開展“市場導向”層次自主創新活動，因此假設3得到實證支持。

表7 金融結構調整經由公司外部治理功能對兩個層次自主創新的作用機制

3.金融結構調整對行業研發投入強度的影響

為了考察金融結構調整經由金融功能改善對行業研發投入強度的影響，采用行業研發投資強度（RDint）作為自變量，基于式（3）構建如下模型：

對研發強度的功能檢驗的表8中，模型（1）至模型（3）反映了金融結構調整經由融資與風險分散功能完善顯著促進了企業技術研發投入強度，保持其他因素不變，銀行信貸規模每增加一個百分點，行業研發投入強度約增加0.023 8個百分點；金融市場規模每增加一個百分點，行業研發投入強度約提高0.072百分點，因此以提高金融市場融資規模的金融結構調整有利于提升行業研發投入強度。

4.金融結構調整對行業自主創新影響的分組回歸分析

為了進一步考察金融結構調整對不同外源融資依賴程度行業“發明專利導向”層次自主創新的影響，依據 Rajan 和 Zingales（1998）［44］計算的外源融資依賴指標中位數將樣本分為高外源融資依賴組（ed≥0.26）與低外源融資依賴組（ed＜0.26），利用式2進行分組回歸分析，回歸結果見表8中的模型4和模型5。模型4中的edfs系數顯著為正，說明外源融資依賴程度高的行業組中，金融結構調整對行業“發明專利導向”層次自主創新具有顯著促進作用。而模型5回歸結果中，edfs系數不顯著，但subsidy系數變為顯著正，說明對于低外源融資依賴的行業，政府財政補貼是促進行業“發明專利導向”層次自主創新的主要因素。模型4和模型5的回歸結果進一步證實了我國金融市場導向的金融結構調整改善了企業研發融資環境，通過緩解研發融資約束顯著促進了制造業“發明專利導向”層次的自主創新。

表8 金融結構調整對行業研發融資約束的影響

0.259 1 0.002 41 0.061 0年度效應控制變量sarganp hansenp ar1p ar2p Y Y Y Y Y Y Y Y Y Y 0.979 1 0.000 633 0.114 0.939 1 0.000 637 0.131 0.450 1 0.000 754 0.231 0.6341 0.011 1 0.476

五、門檻效應分析

為了進一步考察金融結構調整與行業自主創新之間可能存在的非線性關系，本文參考Hansen（1999）的方法構建門檻回歸模型。

其中，(ξ1≤ fs≤ ξ2)edfs為金融結構調整變量，ξi為不同的門檻值，I(·)為指示函數，fs為金融結構門檻變量。

采用門檻回歸方法可以規避直接引入金融結構變量平方項可能會導致較為嚴重的共線性問題，此外Hansen（1999）提出的門檻回歸方法是利用網格搜尋原理尋找合理的分組變量，可以回避主觀選擇分組變量的影響。

表9匯報了門檻效應自抽樣檢驗結果，檢驗結果說明雙重門檻統計效果較為顯著。

表9 門檻效應自抽樣檢驗

門檻估計結果如表10所示。表10的模型（1）中，當金融結構指標到達第二個門檻值0.64后，金融結構調整對行業研發投入強度的系數雖然仍保持顯著，但開始減小。模型（2）中，當金融結構變量指標達到第一個門檻值0.245后，金融結構調整對行業“發明專利導向”層次的自主創新的促進效應開始逐漸減弱，到達第二個門檻值0.64后繼續減弱。模型（3）中，金融結構調整對行業技術創新總體效應也是在金融結構指標達到第一個門檻值0.198后開始減弱。

通過利用門限回歸模型進一步檢驗可以發現，金融結構調整對行業自主創新的促進作用存在顯著邊際遞減效應。即在金融結構調整起步階段，由于直接融資規模的提升，金融結構調整顯著地促進了行業研發強度與技術創新，有利于行業“發明專利導向”層次的自主創新。但在達到門檻值后，金融結構調整初期，通過擴大金融市場規模改善宏觀層次融資渠道比例結構的結構調整效應開始降低。因此，需要通過進一步完善金融市場微觀結構，改善金融體系的公司外部治理功能，才能保持金融結構調整對企業技術創新的促進效應，僅靠提升直接融資比例將難以持續有效推進行業自主創新層次提升。

表10 門檻回歸估計結果

六、結論與政策含義

本文在考察“發明專利導向”與“市場導向”兩個層次自主創新的創新風險與研發決策行為差異的基礎上，基于金融功能的視角理論分析了金融結構調整通過完善融資與風險分散功能以及公司外部治理功能對自主創新的影響。通過選取我國2000-2014年間24個制造業行業數據，實證分析了金融結構調整對行業自主創新的影響效應與作用機制。表11匯總了本文的實證分析結果。

表11 實證分析結果匯總表

從表11中的實證分析結果可以得到以下結論：我國金融結構調整通過直接融資規模擴張緩解了行業研發融資約束，促進了行業研發投入強度，顯著提升了行業總體技術創新產出，顯著促進了“發明專利導向”層次的自主創新。但金融結構調整尚未通過改善公司外部治理功能促進兩個層次行業“發明專利導向”與“市場導向”層次自主創新，尚未有效激勵我國本土企業主動由模仿創新向自主創新的跨越。門檻效應分析的結果顯示，我國前期以提高直接融資規模為目標的“規模結構”型金融結構調整方式對促進企業自主創新的邊際效應顯現遞減趨勢。

本文的政策含義在于：在我國制造業技術追趕背景下，僅依靠擴張金融市場規模的金融結構調整將無法持續激勵企業由“發明專利”層次的自主創新積極向“市場導向”層次自主創新的跨越，也就難以有效打破制造業企業在經濟全球化進程中出現的價值鏈“低端鎖定”。在我國推進創新驅動戰略的關鍵階段，金融結構調整尤其應通過不斷優化金融市場微觀結構來完善金融市場的公司外部治理功能，以激勵企業“技術自立”，而非僅局限于擴大資本市場規模。

注 釋：

①有關數據來自于2015年全國科技經費投入統計公報，其網址是http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201611/t20161111_1427139.html.

②見中國專利調查數據報告，國家知識產權局，2016年6月。

③與金融功能觀相對應，LLSV（1997）提出了金融法律觀。針對這一派觀點，Rajan和Zingales（2001）認為，健全的法律監管制度是通過降低金融中介和市場的風險來提高金融體系功能的實現效率，法律制度并非是促進經濟增長的直接原因。

④參考既有相關研究（李匯東等，2013），為了控制行業特征變量與政府財政補貼對當期企業專利申請量與新產品研發強度的內生性影響，本文的對行業特征變量與政府財政補貼均取滯后一期。

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Abstract:This paper,on the basis of differentiating two levels of independent innovation activities,applies the system GMM estimation method and the threshold effect analysis to study the impact of China’s financial structure adjustment on the independent innovation of manufacturing industry,and further investigates its mechanism based on two kinds of financial functions,namely,risk diversification and corporate external governance.The study finds that:With the rapid expansion of the scale of direct financing,China's financial structure adjustment has significantly promoted the independent innovation of manufacturing industry by easing the financing constraints of corpo?rate R&D,but this impact begins to present the marginal effect decreasing trend.The paper,after further subdividing the levels of indepen?dent innovation,finds that the financial structure adjustment has significantly promoted the independent innovation of manufacturing in?dustry at the level of“invention patent oriented”by improving the risk dispersing function of the financial system,however,it has not yet effectively supervised and encouraged manufacturing enterprises to actively carry out a higher level of"market oriented"independent in?novation by improving corporate external governance function.

Keywords：independent innovation；financial structure;financial function

［責任編輯：歐世平］

Financial Structure Adjustment,Financial Function Improvement and Independent Innovation of Manufacturing Industry—An Empirical Study Based on 24 Manufacturing Industries in China

GAO Zhi

(School of Finance,Anhui University of Finance and Economics,Bengbu 233000,China)

F124.3

A

1007-5097（2017）09-0118-11

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.09.016

2017-04-26

國家社會科學基金項目（12CJY045）

高 志（1976-），男，講師，經濟學博士，研究方向：資本市場，資產定價。