營商環境、金融發展與企業技術創新

馮 濤，張美莎

(西安交通大學 經濟與金融學院，陜西 西安 710061)

0 引言

創新是引領經濟發展的第一動力。然而，由于創新項目具有高風險和低抵押等特點，導致以銀行為主的金融機構對企業技術創新項目表現出“惜貸”傾向，尤其是對代表國內先進生產力的民營企業[1]。2018年11月1日，習近平總書記在民營企業座談會上明確提出，要為民營企業發展營造良好的法治環境和營商環境。因此，如何實現信貸資源配置向民營企業轉移、解決創新項目融資難，已成為當前亟待解決的現實問題。

現有研究認為，完善的金融體系能夠更好地解決企業創新融資難問題。一方面，通過融通創新資本和分散投資風險功能，優化企業技術創新資本配置[2]；另一方面，通過中介機構獲取更多關于創新項目的軟信息，避免信息不對稱造成的融資困境[3]。然而，現有文獻在分析金融發展與技術創新關系時，忽略了一個重要問題，即制度是一國技術創新的決定因素[4]，金融市場資金配置優化功能的運行效果有賴于當地營商制度環境。其中，良好的行政環境有助于降低地方政府激勵扭曲，降低金融要素錯配程度，提高企業技術創新資源投入[5]。同時，良好的法制環境通過緩解創新外部性，調動企業創新積極性。因此，從營商環境入手，研究營商制度環境如何通過金融市場對企業技術創新投資決策產生影響具有理論和現實意義。

1 理論分析與研究假設

金融發展與技術創新研究源于約瑟夫·熊彼特，之后許多學者從金融功能視角探討了金融發展對技術創新的作用機理，如金融提供流動性、優化資源配置、信息管理以及企業家創新支持等角度。Levine[6]基于流動性風險角度，發現金融市場流動性越強，投資者將資本投向流動性差但高回報創新項目的動機越強，進而能誘發穩定的技術創新；張志敏等[7]認為金融發展能夠通過證券市場創造出來的金融工具為企業技術創新動員儲蓄，從而改善資源配置，推動技術創新；周志剛等[8]從金融機構信息作用的角度進行研究，認為金融中介擁有信息成本的規模優勢，能夠快速、高效地處理和傳遞信息，優化技術創新項目融資的信息傳遞渠道；戴澤偉等[9]從金融發展對企業家創新支持的角度出發，認為金融發展能夠更好地甄別企業家才能，引導金融要素流向具有創新精神的企業家。

從上述文獻看，國內外學者對于金融發展能夠促進企業技術創新的結論已達到共識。然而，制度是一國技術創新的決定因素，營商環境(行政環境、法制環境)對金融市場能否有效發揮資源配置、信息披露、投資人保護、企業家創新支持等功能具有決定性作用，因此有必要從營商環境角度進一步分析其如何改變金融市場對企業技術創新的支持效果。

1.1 行政環境、金融發展與企業技術創新

自由、公平和充分競爭是構建反映生產要素稀缺性“有效市場”的基本條件[10]。官員一旦披上履行政府行為的外衣，就容易憑借手中的權力為自己謀取私利，把個人偏好通過國家公權力的形式體現出來，進而破壞市場公平競爭的交易規則，抑制金融系統的資源配置功能，不利于技術創新。

首先，地方政府激勵扭曲降低了金融資本對技術創新項目的資源配置總量。在“財政分權”的利益驅動下，地方政府為了滿足晉升需求，會選擇主動干預市場經濟，將資本投向風險低、見效快、易考核的“短平快”粗放型項目[11]，并利用政府公權力為此類項目提供稅收優惠和融資便利，導致金融資本大多流向技術含量低且不利于推動企業自主創新的重復性建設項目，減少了技術創新項目的資金供給[12]。

其次，繁雜冗長的行政審批增加了企業家創新的交易成本，不利于激發創新活力。繁雜冗長的行政審批導致金融市場中的人力資本錯配，降低了大眾創業活力，進而減緩了企業技術創新進程。同時，在行政審批過程中，企業需要支付各種行政審批費用并繳納最低實繳資本，監管的松懈滋生了腐敗現象，提高了企業交易成本。反之，行政便利化可以減少企業家在非生產領域的成本，提高企業家創新成功的可能。根據以上分析，提出如下假設：

H1：行政環境優化會加強金融發展對企業技術創新的推動作用。

1.2 法制環境、金融發展與企業技術創新

法制環境能夠影響金融合約中少數投資者權益、合同執行、信貸獲取，進而從解決創新外部性和提高資本配置效率兩條途徑影響企業技術創新[13]。同時，執法能力的差異也會在一定程度上影響金融發展對企業技術創新的作用效果。

首先，法制加強可以解決技術創新外部性問題。加強知識產權保護能夠穩定企業的創新收益預期，反向激勵企業主動披露創新項目相關信息。隨著創新項目信息的公開，金融中介能夠快速捕捉、處理、甄別出潛在的優質創新項目，促使資本市場的資金配置到優質的創新項目上，在提高創新成功率的同時，也緩解了技術創新項目的融資難問題[14-15]。

其次，法制加強可以提高金融市場的創新資本配置效率。金融系統的作用在于通過信息搜集緩解市場與企業間的信息不對稱，從而將資源配置給具備創新潛質的企業家以保證其更順利開展技術創新活動，進而促使全社會技術創新水平得到提高。良好的法制環境一方面能夠提高金融中介的信息處理和傳遞效率，促使金融市場更準確、快速地識別擁有“創造性破壞”能力的企業家[16]；另一方面，能夠優化融資環境，更好地維護投資者利益，提高企業家創新動機[17]。因此，本文提出以下假設：

H2：法制環境優化會加強金融發展對企業技術創新的推動作用。

總體來看，在營商環境優良的地區，一方面政府在產權保護、行政審批、政府守法方面做得更好，金融市場向技術創新領域配置資源的功能得到有效發揮；另一方面，企業家通過尋求政府和司法途徑獲得再分配的成本升高，而通過市場創造收益的成本降低，因此企業家會選擇將努力更多地分配到生產領域。結合H1和H2，提出H3：

H3：營商環境優化能夠加強金融發展對企業技術創新的推動作用。

2 研究設計

2.1 指標構建及變量定義

2.1.1 被解釋變量

企業技術創新。參照黎文靖等[18]的研究，采用專利申請數量衡量企業技術創新水平。同時，采用研發投入作為技術創新的穩健性檢驗代理變量。

2.1.2 解釋變量

(1)金融發展。借鑒嚴成樑[3]的研究，本文采用金融業競爭指數和信貸資金分配市場化程度兩個指標的均值來衡量各地金融發展程度。金融業競爭指數反映了非國有金融機構吸收存款占全部金融機構吸收存款的比例，信貸資金分配市場化指數反映了金融機構對非國有經濟貸款的比重。金融業競爭指數和信貸資金分配市場化程度越高，表示金融發展水平越高。具體地，本文首先將各地的金融業競爭指數和信貸資金分配市場化程度兩個指標進行排序，求得各省份兩個百分位的平均值，然后用1減去得到的平均值再乘以10，便得到各省的金融發展指標。

(2)營商環境。營商環境指標體系最早由世界銀行提出，包含行政便利化、法治化和國際化3個方面，通過對各國企業營商環境十組指標進行逐項評級，得出綜合排名。由于世界銀行營商環境指標體系針對的是國家層面，因此通常選取各國代表性城市作為樣本，如2018年中國營商環境分值由北京、上海兩個城市數據組成，上海權重為55%，北京為45%。事實上，我國地方政府執政能力和地方法規不同，營商環境存在顯著差異。由此可見，用代表性城市數據計算所得結果無法真實衡量國家營商環境。本文結合我國制度情境，采用省級層面數據，從行政便利化和法制化兩個子環境測度營商環境，最后構建各省營商環境測度值，共涉及6個基礎指標，指標定義見表1。

行政子環境。參照王小魯等[19]的研究，采用企業稅收、政府行政效率、各地行政審批中心設置年限衡量行政便利化環境。其中，政府行政效率用行政管理費占GDP的比值衡量，數值越大政效率越低；各地行政審批中心設置年限數據通過各審批中心官方網站手動搜集，審批中心的設立簡化了審批事項辦理流程，減少了企業創新活動交易成本，因此審批中心設立時間可以在較大程度上反映審批改革強度。審批中心設置時間越久，企業家分配于生產領域的時間越多，從而技術創新領域的時間配置越多，越有利于企業技術創新；企業稅收用企業稅收與營業收入的比值衡量。

法制子環境。采用政府廉政、社會穩定度、知識產權保護衡量營商法制環境。其中，政府廉政采用涉案(貪污、瀆職)人數占政府從業者人數的比值衡量；社會穩定，以失業率這一代理變量衡量；知識產權保護借鑒魏浩等[20]的研究，采用修正的知識產權保護水平作為代理指標衡量，計算方法為：PS=FS*GP。其中，PS代表修正后的知識產權保護水平，FS代表執行效果(用各地律師比例來衡量)，GP代表用G-P指標計算出的知識產權水平。

營商環境測算方法。本文參照魏下海等[21]的研究測算各地營商環境。具體來講，首先將選取的6個基礎指標進行百分位排序，這樣每個省份都得到6個指標的百分位，然后求得各省份的6個百分位值的平均值(0～1之間)。最后，用1減去得到的平均值，再乘以10，各省份便得到一個取值為0-10的數值，即本文測算的營商環境指數，這個值越大，營商環境越好。

表1 營商環境指標體系

2.1.3 控制變量

①企業規模(Size)，企業規模越大，資本投入越多，企業創新成功率越高；②固定資產比例(Tan)，固定資產是企業抵押、擔保能力的體現，有助于企業通過銀行、股市等渠道獲得技術創新資金；③企業盈利能力(Roa)，在一定程度上反映了企業創新項目的投資價值；④企業信用評價(Debts)，企業從銀行獲取信貸的能力能在一定程度上反映企業信用程度，信用等級提升有助于企業更好地創新活動，用企業資產負債表中的短期借款、長期借款之和的對數[22]；⑤股權集中度(S)，采用前十大股東持股比例衡量。

2.2 數據來源

本文選擇A股企業2007-2017年數據作為研究樣本，刪除金融類、ST類、數據缺失嚴重的企業，最終共得到1 660家9 386個觀測值。其中，營商環境數據來源于《中國統計年鑒》及王小魯等[19]的《中國分省分市場化指數報告》，金融發展數據來源于《中國工業統計年鑒》、《中國金融年鑒》，創新產出、產權和財務指標來源于Wind數據庫。

2.3 描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果，可以看出，每個公司每年平均專利發明(Lnpatent)的數量為3.248，表明目前我國的技術創新水平不斷提高；金融發展指標均值為1.379，說明非國有部門信貸資源所占比重較低；營商環境(Be)及行政子環境(Gov)、法制子環境(Law)、的均值分別為6.985、5.881及7.681，表明我國大部分上市公司集中在營商環境及其子環境較為優良的地區。

2.4 模型設定

為了檢驗營商環境、金融發展與企業技術創新的關系，本文構建模型(1)，具體如下：

Lnpatenti,t=α0+α1Pfini,t+Controli,t+∑Year+∑Area+ε

(1)

表2 主要變量描述性統計結果

其中，Lnpatenti,t用來衡量企業技術創新水平；Pfini,t為金融發展指標；Controli,t為控制變量。同時，為了避免不同地區和年份造成的差異，本文控制了時間和地區效應。

為了進一步驗證營商環境對金融發展和企業技術創新的調節機制，本文引入營商環境與金融發展的交互項，構建模型(2)，具體如下：

Lnpatenti,t=α0+α1Pfini,t+α2Bei,t(Govi,t,Lawi,t)+α3Bei,t(Govi,t,Lawi,t)*Pfini,t

+Controli,t+∑Year+∑Area+ε

(2)

其中，Bei,t(Govi,t,Lawi,t)表示企業i在t時刻的營商環境(行政子環境、法制子環境)水平，其余指標含義同上。

3 實證結果分析

3.1 單位根與協整檢驗

在對數據進行回歸分析前，首先進行平穩性檢驗。根據AIC信息準則，最優滯后階數為1，t統計量是-3.81，因此認為面板為平穩過程。然而，在上述檢驗中存在一個問題，即假定所有自變量的自回歸系數完全一致，現實中的數據很難滿足這一條件。因此，為了解決LLC檢驗自身模型設定的缺陷，采用IPS對數據再次進行檢驗，結果同樣拒絕原假設。上述檢驗結果表明，可以直接采用原始數據回歸。

3.2 全樣本回歸結果分析

表3是營商環境、金融發展與企業技術創新的面板回歸結果。具體來看，在不考慮營商環境時，模型(1)中的金融發展(Pfin)系數為1.001，且通過了1%的顯著性水平檢驗，表明金融發展對企業技術創新水平有正向推動作用，與湛泳等[23]的研究結論一致。但總體上看，經調整的擬合優度嚴格小于模型(2)-(4)，這為引入營商環境的合理性提供了經驗證據。

模型(2)中行政子環境的系數為0.153，顯著為正，說明行政環境對企業技術創新具有積極推動作用。從模型(2)的結果可以看出，行政子環境與金融發展交互項系數為0.144，且通過了顯著性檢驗；金融發展對企業技術創新促進效應變為?Lnpatent/?Pfin=0.153+0.144Gov，表明在控制其它因素后，行政子環境每提高1個單位，對二者關系的正向調節作用提升14.4%。模型(2)的結果顯示，在行政環境優良的地區，金融發展對企業技術創新的促進作用更強。這是因為，在行政環境優良的地區，政府對市場的干預程度較低，市場資源配置作用能得到充分發揮，進而推動技術創新進程。

模型(3)中法制子環境系數為0.089，且在1%的水平上顯著為正，說明行政環境對企業技術創新具有積極推動作用。從模型(3)的結果可以看出，法制子環境與金融發展交互項系數為0.016。金融發展對企業的技術創新促進效應變為?Lnpatent/?Pfin=0.089+0.016Law，表明在控制其它因素后，法制子環境每提高1個單位，對二者的調節作用將提升1.6%。模型(3)的結果顯示，法制環境優化會加強金融發展對企業技術創新的推動作用，這是因為法制加強能更好地保護技術創新成果。隨著產權保護程度提高，技術創新外部性問題得到緩解，從而激勵企業主動披露創新項目信息，進一步提高了金融中介的信息搜集和處理能力。金融市場信息處理能力提高又反過來促使其更快速地鎖定具有發展前景的創新項目，進而推動技術創新進程。

模型(4)中考慮了營商環境及營商環境與金融發展交互項的影響，營商環境總體系數為0.106，且通過顯著性檢驗。營商環境與金融發展交互項系數為0.032，且在1%的水平上顯著為正。金融發展對企業技術創新促進效應變為 ?Lnpatent/?Pfin=0.106+0.032Be，表明在控制其它因素后，營商環境每提高1個單位，對二者的調節作用將提升3.2%。這是因為，優化營商環境能夠促進當地金融發展，從而進一步加強金融發展對企業技術創新的促進作用。模型(4)的結果顯示，在營商環境更為優良的地區，金融發展對企業技術創新的推動作用更強。

控制變量中：①公司規模(lnsize)系數顯著為正，同前文分析一致；②固定資產比例(Tan)的系數均為正且通過了顯著性檢驗。這是因為固定資產能為企業提供信貸抵押，緩解企業技術創新項目融資難的問題，進而促進企業技術創新水平提高；③營業利潤率(Roa)的系數顯著為正，因為良好的盈利能力有助于增強投資人對企業技術創新項目追加投資的信心；④企業信用評價(Debts)系數顯著為負，表明信用評級越高的企業越容易得到資金支持；⑤股權集中度(S)通過了1%的顯著性水平檢驗，表明股權集中有助于推動企業創新。

表3 營商環境、金融發展與企業技術創新

注：括號內為t統計量，***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平(下表同)

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 內生性問題

金融發展通過配置資本促進企業技術創新，而技術創新收益會進一步促進企業尋求金融市場支持并加大創新投入，反過來拓展金融市場。因此，二者之間可能存在內生性問題。為了避免上述問題造成的計量偏誤，本文將金融發展作為內生變量，并加入技術創新的前一期變量，采用Sys-GMM估計法，重新對上述結果進行檢驗。在消除變量內生性和相關性后，營商環境、金融發展與企業技術創新三者關系與上文基本一致。

3.3.2 變量替換后的回歸結果

技術創新是本文的關鍵變量，為了防止變量選擇偏誤造成的影響，采用研發投入重新衡量企業技術創新，對上文結果進行進一步檢驗。表5回歸分析結果顯示，各變量系數結果與上文中的結論基本一致，僅部分變量的顯著性水平存在略微差異，滿足穩健性要求。即營商環境優化能夠提高金融發展對企業技術創新的促進作用，這表明本文的研究結果具有穩健性。

表4 內生性檢驗結果(Sys-GMM)

表5 變量替換后的回歸結果(研發投入)

4 基于產權異質性的進一步分析

不同產權性質企業的技術創新動機和利益存在差異[29]。相比國有企業，民營企業技術創新的專利成果與價值對所在地區產權保護更為敏感。因此，從企業產權角度出發，研究營商環境、金融發展與企業技術創新的關系顯得尤為必要。

表6是基于企業異質性角度的分組回歸結果，其中，模型(13)-(16)為國有企業分組，模型(17)-(20)為非國有企業分組。從模型(5)和模型(9)的結果看，不考慮營商環境時，模型(13)和模型(17)的金融發展(Pfin)系數分別為0.717和1.038，均通過1%的顯著性水平檢驗。換言之，隨著金融發展程度提高，國有企業平均技術創新水平提高了71.7%，非國有企業技術創新水平提高了103.8%，表明金融發展對國有、非國有企業技術創新水平均有正向推動作用。從回歸結果系數大小看，其對非國有企業技術創新的促進作用更強。

模型(14)、(18)考察了行政環境、金融發展與企業技術創新的關系。結果顯示，國有、非國有企業的行政子環境系數分別為0.309和0.417，分別通過10%、1%的顯著性水平檢驗。同時，國有、非國有企業行政子環境與金融發展交互項系數分別為0.269、0.319，均在1%的水平上顯著為正。這表明相比于國有企業，行政便利化對金融發展和企業技術創新的促進作用在民營企業中體現更為充分。這是因為不同產權性質的企業資金來源不同，具有政府隱性擔保特性的國有企業更容易得到銀行和相關部門的財政支持及政策傾斜，而非國有企業主要憑借自身價值在資本市場和中介市場中獲得資金支持。

模型(15)、(19)考察了法制環境、金融發展與企業技術創新關系。結果顯示，國有、非國有企業的法制子環境系數分別為0.132、0.709，均通過了1%的顯著性水平檢驗。同時，國有、非國有回歸中的法制子環境與金融發展交互項系數分別為0.049、0.107，均在1%的水平上顯著為正。這意味著當其它條件不變時，法制環境每提高1個單位，金融發展對國有、非國有企業技術創新促進效果分別提高4.9%、10.7%。這是因為民營企業技術創新專利成果與價值對所在地區的產權保護更為敏感，優化法制環境提供的產權保護功能對民營企業更為重要。

模型(16)、(20)考察了營商環境、金融發展與企業技術創新關系。結果顯示，國有、非國有企業的營商環境系數分別為0.144、0.970，均通過1%的顯著性水平檢驗。同時，國有、非國有企業中營商環境與金融發展交互項系數分別為0.065、0.083，均在1%的水平上顯著為正。這意味著當其它條件不變時，營商環境每提高1個單位，金融發展對國有、非國有企業技術創新的促進效果分別提高6.5%、8.3%。

表6 營商環境、金融發展與企業技術創新——按產權性質分組

5 結語

創新型國家建設是我國現階段發展目標，而制度決定了金融市場優化資金配置功能的運行效果，是一國技術創新的基礎。因此，本文從營商環境入手，分別從理論和實證兩個層面分析了地方營商環境(行政環境、法制環境)對金融發展和企業技術創新的作用機理。結果表明，優化營商環境可以提升金融發展對創新項目的資本配置總量和效率，進而促進企業技術創新。基于產權異質性的研究顯示，上述結論在非國有企業中更為顯著。具體而言，不同的營商環境中，金融發展對企業技術創新的影響存在顯著差異，地區營商環境越優良，金融發展對企業技術創新的推動力越強。

根據以上實證分析結果，得到以下啟示：①完善營商環境法制體系，建立公平正義的法治環境，重視專利產權制度建設，加大產權保護力度，協調科技成果轉化鏈條中各方利益，激發技術創新活力，加快建設創新型國家；②精簡和優化行政審批流程，減少不必要的審批程序。對于需要多環節、多部門審批的事項，采用“聯合審批制”，遵循“簡審批、重監管”原則；③完善市場監督管理體系，明確監管職能，加大執法力度，形成“事前—事中—事后”反饋機制，積極運用財稅工具為民營企業創新創惠，加大對民營企業技術創新活動的支持力度。

當然，本文也存在不足之處：僅研究了各營商子環境對金融發展、企業技術創新的作用結果和路徑，并沒有將各子環境納入一個整體框架中，也沒有考慮各營商子環境的交互項對企業技術創新的作用效果。事實上，行政能力提升能加快法制化進程。因此，將所有子環境納入統一分析框架，并加入各營商子環境交互項，分析金融發展對企業技術創新的影響，將是下一步研究的重點。