科技金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入
——來自A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

陳建麗

（1.南京工業(yè)大學(xué)數(shù)理科學(xué)學(xué)院，江蘇南京 211816；2.南京理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江蘇南京 210094）

1 文獻(xiàn)綜述

在當(dāng)前中國的經(jīng)濟(jì)增長方式由要素驅(qū)動、投資驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)換的大背景下，科技創(chuàng)新是實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、經(jīng)濟(jì)增長動能轉(zhuǎn)換的有力保證，研發(fā)投資活動是提高企業(yè)科技創(chuàng)新能力、保持企業(yè)競爭優(yōu)勢的根本動力。R&D投資項目通常涉及商業(yè)秘密或核心技術(shù)，很多企業(yè)不愿披露與研發(fā)相關(guān)的信息，具有信息不對稱特點(diǎn)，加之高風(fēng)險、周期長及缺乏有形資產(chǎn)進(jìn)行抵押，企業(yè)研發(fā)投資往往依賴內(nèi)部現(xiàn)金流，面臨外部融資約束［1］。Brown等［2］對美國制造業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營產(chǎn)生的現(xiàn)金流是企業(yè)R&D支出的有效來源。Czarnitzki等［3］對德國企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部資金的可得性對研發(fā)投資的影響比資本投資更大，而且規(guī)模較小的企業(yè)在R&D投資方面受到的外部約束比規(guī)模較大的企業(yè)要嚴(yán)重得多。Sasidharan等［4］應(yīng)用歐拉方程模型研究發(fā)現(xiàn)，印度制造企業(yè)的內(nèi)部現(xiàn)金流也是影響企業(yè)研發(fā)投資的顯著因素。但Chen等［5］對美國企業(yè)的研究顯示，研發(fā)投資對現(xiàn)金流不敏感。Bond等［6］對英國企業(yè)和德國企業(yè)的比較研究顯示，英國企業(yè)的研發(fā)投資具有顯著的現(xiàn)金流敏感性，但德國企業(yè)研發(fā)投資對現(xiàn)金流不敏感。

研發(fā)創(chuàng)新活動是資本密集型活動，除了企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的保障，金融體系的有效支撐也是企業(yè)R&D項目高效運(yùn)行的重要前提。Chowdhury等［7］分別對發(fā)達(dá)國家和新興國家金融發(fā)展對于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動的作用效應(yīng)進(jìn)行了考察，結(jié)果顯示金融市場發(fā)展水平對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用。Bravo-Biosca［8］的研究也發(fā)現(xiàn)，股票市場和信貸市場都增加了創(chuàng)新數(shù)量，而且股票市場與激進(jìn)的創(chuàng)新聯(lián)系更緊密。Hsu等［9］也認(rèn)為股票市場對高度依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)及高技術(shù)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有積極影響。Maskus等［10］從行業(yè)研發(fā)活動角度對18個國家的22個制造業(yè)行業(yè)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)行業(yè)研發(fā)強(qiáng)度與金融發(fā)展高度相關(guān)。但Aristizabal-Ramirez等［11］對24個新興國家的代表性企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展降低了中小企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新的可能性，只有大企業(yè)才能從中獲益。解維敏等［12］對中國上市公司的研究結(jié)論與Aristizabal-Ramirez等［11］的結(jié)論相反，地區(qū)金融發(fā)展對內(nèi)部資金相對缺乏的小企業(yè)和私有產(chǎn)權(quán)企業(yè)的R&D投資促進(jìn)作用更強(qiáng)。戴小勇等［13］對中國約30萬家工業(yè)企業(yè)研究發(fā)現(xiàn)，地區(qū)金融發(fā)展可以通過緩解企業(yè)的融資約束水平促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投資。但孫曉華等［14］對大中型工業(yè)企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，中國資本市場尚未真正成為企業(yè)研發(fā)融資渠道，對企業(yè)融資約束緩解沒有起到明顯的效果。錢水土等［15］以地區(qū)科技系統(tǒng)與金融系統(tǒng)耦合度作為地區(qū)科技金融發(fā)展水平的測度指標(biāo)，通過對中國上市公司研究發(fā)現(xiàn)，科技金融發(fā)展通過融資渠道和非融資渠道對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，并且對高研發(fā)投入企業(yè)激勵作用更強(qiáng)。

科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)化需要金融的支持，促進(jìn)科技資源和金融資源的有效對接，引導(dǎo)金融資源向科技領(lǐng)域配置，構(gòu)建能有效激勵企業(yè)R&D有效投入以及促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)成長的科技金融支持體系，是實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略，實(shí)現(xiàn)“中國制造”向“中國創(chuàng)造”根本轉(zhuǎn)變的重要保障。自2006年中國首次明確科技金融發(fā)展的主要政策方向以來，多元化、多渠道的科技投融資體系不斷完善。國內(nèi)外文獻(xiàn)對金融發(fā)展緩解融資約束，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投資的作用機(jī)理、作用效果進(jìn)行了相關(guān)研究，但將科技金融作為獨(dú)立研究范疇，從微觀企業(yè)層面研究其對中國企業(yè)研發(fā)投資影響的文獻(xiàn)還不多。對這一問題的研究，不僅有助于深入理解科技金融發(fā)展與企業(yè)研發(fā)投資之間的關(guān)系，還能為決策者制定合理的科技金融發(fā)展政策提供來自微觀企業(yè)層面的證據(jù)支持。

本文首先從地區(qū)層面構(gòu)建科技金融發(fā)展指標(biāo)體系，利用主成分分析法對地區(qū)科技金融發(fā)展水平進(jìn)行綜合評價；然后以滬深兩市2009—2017年制造業(yè)和信息傳輸、軟件和信息服務(wù)業(yè)上市公司為研究樣本，基于研發(fā)投資-現(xiàn)金流敏感性模型檢驗地區(qū)科技金融發(fā)展對企業(yè)研發(fā)投資的影響效果及影響途徑，并從所有制差異、研發(fā)強(qiáng)度差異兩個方面考察科技金融發(fā)展影響的異質(zhì)性；最后根據(jù)分析結(jié)果給出相應(yīng)的政策建議。

2 理論分析與研究假設(shè)

由于企業(yè)研發(fā)活動的復(fù)雜性、高風(fēng)險性以及可能存在的逆向選擇和道德風(fēng)險等問題，在信息不對稱的情況下，外部投資者難以判斷研發(fā)項目的潛在價值。如果研發(fā)企業(yè)抵押物不足，外部融資成本會遠(yuǎn)大于內(nèi)部融資，從而導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投資主要依賴于內(nèi)部資金。Ughetto［16］對意大利企業(yè)、Savignac［17］對法國企業(yè)、Sasidharan等［4］對印度企業(yè)、Guariglia等［18］對中國企業(yè)的研究都發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金流對企業(yè)研發(fā)投資有顯著的影響。科技金融發(fā)展具有風(fēng)險分散、投融資需求匹配、改善公司治理及信息傳遞等方面的功能：一方面發(fā)達(dá)的科技金融體系能夠通過風(fēng)險分散機(jī)制和投融資需求匹配機(jī)制更好地動員閑散資金參與研發(fā)創(chuàng)新項目融資，為研發(fā)創(chuàng)新項目提供資金支持；另一方面通過公司治理改善機(jī)制和信息傳遞機(jī)制提高研發(fā)項目治理結(jié)構(gòu)有效性、改善研發(fā)項目投資雙方信息不對稱程度，推動企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新積極性，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投資［15］。因此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)研發(fā)投資存在現(xiàn)金流敏感性，受到外部融資約束；科技金融發(fā)展對企業(yè)研發(fā)投資具有正向促進(jìn)作用。

在中國情境下，國有企業(yè)在經(jīng)濟(jì)中的特定地位使得其比非國有企業(yè)有更好的外部融資條件和渠道，特別是在政策性貸款及政府研發(fā)補(bǔ)貼方面更有優(yōu)勢，其投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性要明顯低于民營企業(yè)。非國有企業(yè)特別是民營企業(yè)由于企業(yè)規(guī)模小、抗風(fēng)險能力弱、經(jīng)營風(fēng)險高及企業(yè)與融資機(jī)構(gòu)之間的信息不對稱等因素造成的信用水平低，雖然貢獻(xiàn)了60%的全國生產(chǎn)總值（GDP）卻難以獲得與之相匹配的外部融資支持［19］。市場競爭性要求使得非國有企業(yè)更具有主動創(chuàng)新發(fā)展的積極性，也更迫切需要獲得政府、銀行及資本市場對其創(chuàng)新的引導(dǎo)和支持。在當(dāng)前國家大力搭建科技金融平臺促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的時代背景下，科技金融發(fā)展對非國有企業(yè)研發(fā)投資活動的促進(jìn)作用應(yīng)更顯著。因此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：科技金融發(fā)展對企業(yè)研發(fā)投資的影響存在所有制差異，對非國有企業(yè)的影響更加顯著。

資源基礎(chǔ)理論認(rèn)為，企業(yè)擁有的資源的異質(zhì)性決定了企業(yè)競爭力的差異性，特殊的異質(zhì)資源是企業(yè)競爭優(yōu)勢的來源。研發(fā)強(qiáng)度較低的企業(yè)相較于研發(fā)強(qiáng)度較高的企業(yè)具有顯著的創(chuàng)新資源和能力差異［20］；同時，科技金融資金具有較高的風(fēng)險偏好和期望收益，因此在相同的科技金融環(huán)境下，高研發(fā)強(qiáng)度企業(yè)獲取外部融資支持的能力也更高。但高研發(fā)投入企業(yè)研發(fā)項目的高技術(shù)復(fù)雜性導(dǎo)致的高信息不對稱性，可能會誘發(fā)更嚴(yán)重的代理問題，科技金融發(fā)展的信息傳遞機(jī)制和治理改善機(jī)制對高研發(fā)強(qiáng)度企業(yè)具有更強(qiáng)的改善作用，從而對企業(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生更強(qiáng)的激勵作用［15］。因此，本研究提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：科技金融發(fā)展對研發(fā)投入的影響存在研發(fā)強(qiáng)度異質(zhì)性，對高研發(fā)投資企業(yè)的影響比低研發(fā)投資企業(yè)更加顯著。

3 研究設(shè)計

3.1 模型設(shè)定與變量測度

3.1.1 科技金融發(fā)展與企業(yè)研發(fā)投資——現(xiàn)金流敏感性模型

為了檢驗地區(qū)科技金融發(fā)展對微觀企業(yè)研發(fā)投入的影響效果，本研究以Fazzari等［21］構(gòu)建的投資-現(xiàn)金流敏感性模型為基礎(chǔ)，并參考Brown等［22］建立的歐拉方程模型的思想，引入有關(guān)控制變量進(jìn)行建模。首先構(gòu)建以研發(fā)投資為解釋變量的面板數(shù)據(jù)模型1和模型2，檢驗樣本企業(yè)研發(fā)投資是否存在外部融資約束，即現(xiàn)金流敏感性，并考察科技金融發(fā)展對企業(yè)研發(fā)投資的影響效果。所構(gòu)建基本模型分別如式（1）（2）：

式（1）（2）中：Rdi為企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度，以研發(fā)投資額和年末總資產(chǎn)的比率表示；CF為企業(yè)的內(nèi)部現(xiàn)金流,用企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額/期末總資產(chǎn)替代；Control為控制變量，考慮到影響企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的因素很多，在參考大量相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，引入股權(quán)集中度（Cr）、投資機(jī)會（Invopp）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）和總資產(chǎn)利潤率（Roa）作為控制變量，相關(guān)定義和具體測度方法如表1所示為待估參數(shù)；為個體效應(yīng)；為隨機(jī)擾動項。

然后，本研究將地區(qū)科技金融發(fā)展水平(Tecfini,t-1)和企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流（）的交互項引入模型2，得到模型3，以檢驗地區(qū)科技金融發(fā)展是否會減少企業(yè)研發(fā)投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴，即是否有利于緩解企業(yè)的研發(fā)融資約束。模型3如式（3）：

根據(jù)歐拉方程模型的基本思想，如果現(xiàn)金流的系數(shù)為正且顯著，說明內(nèi)部現(xiàn)金流是企業(yè)研發(fā)投資的顯著影響因素，企業(yè)研發(fā)投資存在融資約束；如果科技金融發(fā)展水平與內(nèi)部現(xiàn)金流交互項的系數(shù)為負(fù)且顯著，則說明區(qū)域科技金融發(fā)展水平的提高能夠緩解企業(yè)研發(fā)融資約束。

表1 模型變量定義及說明

3.1.2 區(qū)域科技金融發(fā)展水平測度

從區(qū)域金融體系對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的金融支持角度，將科技金融定義為向企業(yè)技術(shù)研發(fā)、技術(shù)成果轉(zhuǎn)化及產(chǎn)業(yè)化等一系列技術(shù)創(chuàng)新活動提供金融支持的政府、銀行、非銀行金融機(jī)構(gòu)和社會中介機(jī)構(gòu)等構(gòu)成的支持體系。由于社會中介機(jī)構(gòu)投入數(shù)據(jù)難以獲得，因此，本研究從科技銀行、科技資本市場、政府支持和風(fēng)險投資4個方面構(gòu)建區(qū)域科技金融發(fā)展指標(biāo)體系，對區(qū)域科技金融發(fā)展水平進(jìn)行評價，具體指標(biāo)及數(shù)據(jù)來源如表2所示。

由于目前對科技信貸沒有相關(guān)統(tǒng)計，因此，本研究參考王仁祥等［23］的研究方法，采用基于AR(1)時間序列的固定效應(yīng)面板模型對地區(qū)科技信貸水平進(jìn)行估算，其中2007、2008年中國各省（區(qū)、市）R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出中銀行貸款數(shù)據(jù)用科技活動經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出×（科技活動經(jīng)費(fèi)籌集額中金融機(jī)構(gòu)貸款/科技活動經(jīng)費(fèi)籌集額）來替代，2009—2016年數(shù)據(jù)用研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出減去政府資金、企業(yè)資金和境外資金后剩余部分代替。科技企業(yè)股票市場融資額包括在上海證券交易所和深圳證券交易所公開上市的科技型上市公司通過首發(fā)、定向增發(fā)、公開增發(fā)、配股及可轉(zhuǎn)債發(fā)行募集資金的總和，科技型上市公司的篩選借鑒李希義等［24］研究中的篩選方法。

表2 中國科技金融發(fā)展水平評價指標(biāo)體系

本研究的科技金融發(fā)展水平測度樣本為中國30個省（區(qū)、市）（未含港澳臺地區(qū)及西藏自治區(qū)）2006—2016年的面板數(shù)據(jù)。由于原始指標(biāo)存在量綱的影響，故分析前應(yīng)用模糊隸屬度函數(shù)（極值法）對所有原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。依據(jù)本研究建立的評價指標(biāo)體系，選擇主成分分析法分別對地區(qū)科技銀行、科技資本市場、風(fēng)險投資和政府支持進(jìn)行綜合評價，并以評價結(jié)果為基礎(chǔ)，再次利用主成分分析法對地區(qū)科技金融發(fā)展水平進(jìn)行綜合評價，得到每年平均值如圖1所示。可以看出，2006—2016年中國各地區(qū)科技金融發(fā)展水平整體呈上升趨勢，特別是科技資本市場上升趨勢比較明顯，地區(qū)間科技金融發(fā)展水平的標(biāo)準(zhǔn)差由2006年的0.100 5增大到2016年的0.180 8，不均衡程度越來越大。

圖1 2006—2016年中國科技金融發(fā)展趨勢

3.2 樣本來源及變量描述性統(tǒng)計

由于2009年前披露研發(fā)支出情況的上市公司數(shù)量較少，因此，結(jié)合地區(qū)科技金融發(fā)展水平評價區(qū)間，本研究選取2009—2017年連續(xù)9年披露研發(fā)支出情況、研發(fā)活動比較活躍的制造業(yè)和信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)A股上市公司為樣本來源。剔除樣本區(qū)間內(nèi)處于*ST、ST狀態(tài)，以及研發(fā)投資信息披露不全及數(shù)據(jù)異常的上市公司，最后得到1 102家上市公司的9 918個樣本觀測值作為分析樣本，其中國有企業(yè)246家、非國有企業(yè)856家，數(shù)據(jù)來源于同花順iFinD數(shù)據(jù)庫。

由表3可見，企業(yè)研發(fā)投資強(qiáng)度的平均值為0.025 9、中位數(shù)為0.020 6，表明整體上看大部分企業(yè)年度研發(fā)投入低于平均水平，其中最大值為3.186 6、最小值僅為0，說明企業(yè)之間研發(fā)強(qiáng)度差異較大；地區(qū)科技金融發(fā)展水平的平均值為0.309 7，大于中位數(shù)0.264 1，且最小值為0.010 2、最大值為1，說明地區(qū)科技金融發(fā)展水平不平衡，存在地區(qū)、年度差異；研發(fā)投資強(qiáng)度和其他變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)表明，現(xiàn)金流和科技金融發(fā)展都與企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度存在正相關(guān)關(guān)系，且都在1%顯著性水平下顯著。這表明企業(yè)現(xiàn)金流水平、科技金融發(fā)展水平的提高都有助于增加企業(yè)的研發(fā)投資強(qiáng)度。

表3 樣本主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 模型估計結(jié)果及分析

本研究分別對建立的面板數(shù)據(jù)模型采用混合OLS模型、固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行F檢驗和Hausman檢驗，檢驗統(tǒng)計量都在1%顯著性水平下顯著（見表4），因此，采用固定效應(yīng)模型比較合理。從模型1至模型3的估計結(jié)果可以看出，內(nèi)部現(xiàn)金流對企業(yè)R&D投資強(qiáng)度的影響系數(shù)分別為0.114 9、0.103 5、0.131 9，且都在1%的顯著性水平下顯著，這說明企業(yè)R&D投資對內(nèi)部現(xiàn)金流敏感，存在研發(fā)融資約束；地區(qū)科技金融發(fā)展水平對企業(yè)R&D投資影響系數(shù)為0.106 4和0.112 8，也都在1%的顯著性水平下顯著，平均看來，地區(qū)科技金融發(fā)展水平的上升能夠激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的積極性，促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行R&D投資。以上分析結(jié)果和本研究的假設(shè)1相一致。但是，從模型3的估計結(jié)果看，科技金融發(fā)展水平和現(xiàn)金流的交互項系數(shù)為-0.100 9，但并不顯著。不同于錢水土等［15］的研究結(jié)論，本研究結(jié)果顯示區(qū)域科技金融發(fā)展水平的提高并沒有顯著減少企業(yè)研發(fā)投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴，沒有起到通過融資渠道緩解企業(yè)研發(fā)融資約束的作用。

為進(jìn)一步檢驗不同科技金融主體發(fā)展對企業(yè)研發(fā)投資的作用，將模型2中的地區(qū)科技金融發(fā)展水平分別替換為科技銀行發(fā)展、政府支持、科技資本市場發(fā)展和風(fēng)險投資發(fā)展，得到模型4至模型7。由模型估計結(jié)果可以看出，科技資本市場和風(fēng)險投資發(fā)展對企業(yè)研發(fā)投資的影響系數(shù)都為正，而且科技資本市場和風(fēng)險投資發(fā)展都在1%顯著性水平下顯著，政府科技支持和銀行信貸支持的影響都不顯著。科技資本市場具有信息甄別和信息揭示功能，能前瞻性地引導(dǎo)市場資金流向科技活動比較活躍、具有潛在發(fā)展前景的企業(yè)，拓寬此類企業(yè)研發(fā)融資渠道，推動研發(fā)項目順利進(jìn)行。追求高風(fēng)險、高收益的特點(diǎn)決定了風(fēng)險投資是研發(fā)項目的積極投資者。銀行相對于資本市場而言具有更高的風(fēng)險厭惡程度，研發(fā)投資項目高投入、高風(fēng)險而又缺乏抵押物的特點(diǎn)使銀行缺乏對研發(fā)項目提供貸款的積極性［25］。政府科技支持對企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度具有正向影響，但并不顯著，這可能是因為政府科技支持對企業(yè)研發(fā)投資的作用具有兩面性，一方面可以通過直接減少企業(yè)研發(fā)項目成本和釋放研發(fā)項目具有良好投資前景的積極信號對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生正向激勵效應(yīng)，另一方面所有制偏向、要素扭曲和政府干預(yù)等制度約束會導(dǎo)致政府的科技支持對企業(yè)研發(fā)項目投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)［26］。

表4 樣本企業(yè)變量固定效應(yīng)模型參數(shù)估計結(jié)果

表4（續(xù)）

4.2 所有制差異分析

根據(jù)上市公司實(shí)際控制人性質(zhì)，本研究將樣本分組為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，分別進(jìn)行面板回歸分析。由表5估計結(jié)果可知，非國有企業(yè)對內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性明顯高于國有企業(yè)，而且國有企業(yè)現(xiàn)金流的系數(shù)不顯著，這可能是由于國有企業(yè)在中國經(jīng)濟(jì)中的特定地位使得其比非國有企業(yè)有更好的外部融資條件和渠道，特別是在政策性貸款及政府研發(fā)補(bǔ)貼方面更有優(yōu)勢，因此，其研發(fā)投資不必像非國有企業(yè)那樣過于依賴內(nèi)部資金；地區(qū)科技金融發(fā)展水平的提高對國有、非國有企業(yè)研發(fā)投入的提高都起到了積極推動作用，而且，非國有企業(yè)CF×Tecfin的系數(shù)為負(fù)，且在0.1顯著性水平下顯著，這說明科技金融發(fā)展水平的提高不但能夠從外部創(chuàng)新環(huán)境上為企業(yè)營造良好的融資環(huán)境，促進(jìn)非國有企業(yè)的研發(fā)積極性，而且確實(shí)能在一定程度上為非國有企業(yè)增加外部資金供給，減輕研發(fā)融資障礙。

表5 不同所有制樣本企業(yè)變量固定效應(yīng)模型參數(shù)估計結(jié)果

表5（續(xù)）

4.3 研發(fā)投資強(qiáng)度差異性分析——分位數(shù)回歸分析

為了分析不同研發(fā)投資強(qiáng)度的企業(yè)對現(xiàn)金流的依賴程度差異和科技金融發(fā)展水平對企業(yè)研發(fā)投資的促進(jìn)作用差異，本文進(jìn)一步采用分位數(shù)回歸進(jìn)行分析。表6的結(jié)果顯示，現(xiàn)金流和地區(qū)科技金融發(fā)展水平對企業(yè)研發(fā)投資的影響在各個分位數(shù)回歸方程中均顯著為正，且隨著分位點(diǎn)上升，系數(shù)逐步增大，這表明研發(fā)投資強(qiáng)度越高的企業(yè)面臨的研發(fā)融資約束程度越高；地區(qū)科技金融發(fā)展水平的提高對不同研發(fā)強(qiáng)度的企業(yè)都有顯著的正向促進(jìn)作用，并且對高研發(fā)強(qiáng)度企業(yè)的促進(jìn)作用更強(qiáng)。研發(fā)活動密集企業(yè)本身的高風(fēng)險特征使得企業(yè)研發(fā)投資外部融資存在更大的困難，為抵御外部融資約束，避免研發(fā)投資大幅波動或中斷產(chǎn)生的高額調(diào)整成本，必然更依賴于企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流。同時，地區(qū)科技金融發(fā)展水平的提高，一方面使得研發(fā)活動活躍的高研發(fā)強(qiáng)度企業(yè)獲得外部融資的渠道更加通暢，另一方面，不斷完善的外部融資支持和金融服務(wù)為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動提供了更好的創(chuàng)新環(huán)境，能夠進(jìn)一步激發(fā)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動的積極性，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投資水平不斷提高。由現(xiàn)金流和科技金融發(fā)展水平交互項系數(shù)的估計值可以看到，地區(qū)科技金融發(fā)展水平的提高為企業(yè)帶來的融資支持并不足以補(bǔ)充企業(yè)不斷增加的研發(fā)投入，反而會增加高研發(fā)強(qiáng)度的企業(yè)對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴。

表6 樣本企業(yè)變量分位數(shù)回歸參數(shù)估計結(jié)果

4.4 穩(wěn)健性檢驗

鑒于當(dāng)期研發(fā)投資強(qiáng)度和上1期可能存在一定的關(guān)聯(lián)，忽略研發(fā)投資本身存在的慣性特征可能會導(dǎo)致模型估計結(jié)果和實(shí)際情況存在偏差，因此本研究將研發(fā)投資強(qiáng)度的滯后項Rdii,t-1引入表4中的模型1至模型7作為解釋變量，得到動態(tài)面板模型1A至模型7A，并采用一步系統(tǒng)廣義矩（GMM）方法進(jìn)行模型估計。由表7模型估計結(jié)果可以看出，殘差序列檢驗統(tǒng)計量AR(2)對應(yīng)的P值都大于0.05，即殘差項都不再存在二階序列自相關(guān)。Hansen統(tǒng)計量所對應(yīng)的P值也都大于0.05，不能拒絕“工具聯(lián)合有效”的原假設(shè)。以上表明本研究所選取的工具變量及其滯后階數(shù)是有效的，模型的一步系統(tǒng)GMM估計效果較好。其中，研發(fā)投資強(qiáng)度的1階滯后項Rdii,t-1的系數(shù)都為正，且都在0.1顯著性水平下顯著，這說明研發(fā)投資強(qiáng)度存在慣性特征，企業(yè)研發(fā)投資行為存在延續(xù)性。考慮到研發(fā)投資強(qiáng)度的慣性影響后，現(xiàn)金流的系數(shù)都為正，除模型3A外都在0.01顯著性水平下顯著，進(jìn)一步證實(shí)企業(yè)研發(fā)投資存在現(xiàn)金流敏感性；由模型2A估計結(jié)果可知，地區(qū)科技金融發(fā)展水平對企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的影響仍然為正，且在0.05顯著性水平下顯著。由模型3A估計結(jié)果可以看到，和前面估計結(jié)論類似，地區(qū)科技金融發(fā)展水平的提高沒有起到顯著緩解企業(yè)研發(fā)融資約束的作用，科技資本市場和風(fēng)險投資仍然在0.1顯著性水平下對企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度具有正向顯著影響，政府科技支持存在正向影響但還是不顯著，但科技銀行的影響和前面估計結(jié)果不同，在0.1顯著性水平下存在正向影響。

表7 樣本企業(yè)變量動態(tài)面板模型估計結(jié)果

表7（續(xù)）

5 結(jié)論與政策啟示

提高企業(yè)研發(fā)投入、促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，實(shí)現(xiàn)新舊動能轉(zhuǎn)換的根本動力，科技金融作為科技創(chuàng)新領(lǐng)域的重要制度性安排，研究其對企業(yè)研發(fā)投入的支持效果及支持路徑具有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。本研究在構(gòu)建地區(qū)科技金融發(fā)展水平評價體系，利用主成分分析法對中國30個省（區(qū)、市）科技金融發(fā)展水平進(jìn)行測算的基礎(chǔ)上，以研發(fā)投資-現(xiàn)金流敏感性模型為基礎(chǔ)構(gòu)建面板模型對地區(qū)宏觀科技金融發(fā)展水平對微觀企業(yè)研發(fā)投資強(qiáng)度的作用進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：（1）地區(qū)科技金融發(fā)展對企業(yè)研發(fā)投資存在正向激勵作用，這種正向激勵作用主要通過科技資本市場和風(fēng)險投資發(fā)生作用，科技銀行和政府科技支持沒有起到顯著的正向支持作用；（2）地區(qū)科技金融發(fā)展對國有企業(yè)的研發(fā)投資沒有顯著性影響，但對非國有企業(yè)研發(fā)投資活動具有顯著的正向促進(jìn)作用，并能夠緩解非國有企業(yè)研發(fā)融資約束；（3）地區(qū)科技金融發(fā)展對高研發(fā)投資強(qiáng)度企業(yè)的研發(fā)投資促進(jìn)作用更大，但研發(fā)投資強(qiáng)度越大企業(yè)面臨的研發(fā)融資約束程度也越高。

上述研究結(jié)論的政策啟示為：第一，科技金融體系作為引導(dǎo)金融資源向科技創(chuàng)新領(lǐng)域配置的制度性安排，在激勵企業(yè)研發(fā)投入、促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)成長方面起到積極的推動作用，因此，建立健全科技和金融結(jié)合機(jī)制，完善科技金融體系建設(shè)，引導(dǎo)金融系統(tǒng)資源向科技創(chuàng)新系統(tǒng)流動，應(yīng)作為促進(jìn)企業(yè)科技創(chuàng)新的一項重要制度舉措，長期保持穩(wěn)定。第二，進(jìn)一步促進(jìn)科技資本市場的多層次和多元化發(fā)展，為創(chuàng)新型、創(chuàng)業(yè)型和成長性企業(yè)提供更加多元的外部融資渠道和有效的融資機(jī)制，對風(fēng)險投資項目給予適當(dāng)?shù)恼咧С趾投愂諆?yōu)惠，積極發(fā)揮風(fēng)險投資在企業(yè)研發(fā)活動中的長期作用。