商業(yè)信用、金融發(fā)展與研發(fā)投入

黃千員 申汝敏 宋遠(yuǎn)方

【摘要】利用我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司2012 ～ 2018年的面板數(shù)據(jù)， 基于固定效應(yīng)模型， 探討商業(yè)信用對(duì)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的影響， 以及金融發(fā)展對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。 研究發(fā)現(xiàn)： 商業(yè)信用對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生了積極的促進(jìn)作用， 即商業(yè)信用是高新技術(shù)企業(yè)維持高強(qiáng)度研發(fā)投入的重要資金來源; 隨著地區(qū)金融發(fā)展程度的提高， 商業(yè)信用對(duì)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用被削弱， 這也說明， 商業(yè)信用對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用， 是在金融發(fā)展程度較低的情況下， 替代外部正規(guī)金融渠道發(fā)揮相應(yīng)的融資功能。

【關(guān)鍵詞】金融發(fā)展;商業(yè)信用;研發(fā)投入;高新技術(shù)企業(yè)

【中圖分類號(hào)】F830? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2021）16-0056-6

一、引言

企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)具有風(fēng)險(xiǎn)大、失敗率高、不可預(yù)測(cè)、耗時(shí)長(zhǎng)等特點(diǎn)， 需要大量的資金來維持相應(yīng)的投入， 更易面臨融資約束 。 高新技術(shù)企業(yè)成長(zhǎng)和發(fā)展的過程更依賴于研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)， 也面臨著更嚴(yán)重的信貸配給[1] 。 因此， 對(duì)于對(duì)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)具有較高需求的高新技術(shù)企業(yè)來講， 如何獲得資金以保證研發(fā)活動(dòng)的持續(xù)性投入成為亟待探討的問題。 非正規(guī)性融資被認(rèn)為是銀行信貸等正規(guī)性融資的補(bǔ)充， 甚至替代其發(fā)揮著重要作用， 能夠緩解企業(yè)的融資約束[2] 。

作為一種短期性融資來源， 商業(yè)信用往往被用于緩解企業(yè)運(yùn)營(yíng)活動(dòng)中的融資約束， 作為短期性經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的資金來源， 如用于采購(gòu)原材料、周轉(zhuǎn)庫(kù)存等。 而隨著研發(fā)創(chuàng)新成為企業(yè)獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)和實(shí)現(xiàn)成長(zhǎng)的重要途徑， 短期性的商業(yè)信用是否被用于長(zhǎng)期性的企業(yè)研發(fā)資金投入， 以緩解研發(fā)創(chuàng)新中的資金約束成為一個(gè)重要話題[3] 。 因此， 作為非正規(guī)融資方式的商業(yè)信用是否有利于企業(yè)的研發(fā)投入活動(dòng)， 目前已有研究針對(duì)這一問題進(jìn)行了積極探索。

綜合商業(yè)信用與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的相關(guān)研究， 發(fā)現(xiàn)還存在以下不足之處：

第一， 已有研究對(duì)商業(yè)信用與研發(fā)投入的關(guān)系并沒有得出一致性的結(jié)論。 姚星等[4] 認(rèn)為商業(yè)信用具有收入效應(yīng)， 能促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。 而吳祖光和安佩[5] 則發(fā)現(xiàn)， 商業(yè)信用會(huì)加大企業(yè)的償債壓力從而抑制企業(yè)的研發(fā)支出。

第二， 已有研究雖然關(guān)注了商業(yè)信用作為非正規(guī)金融， 成為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的資金來源 ， 但是在商業(yè)信用 “何時(shí)影響”的相關(guān)探討中對(duì)金融發(fā)展環(huán)境的關(guān)注較為欠缺。 商業(yè)信用作為非正規(guī)金融， 企業(yè)提供以及使用商業(yè)信用與外部金融發(fā)展環(huán)境息息相關(guān)[6] 。 因此， 商業(yè)信用被用于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的效用是否會(huì)受到外部金融發(fā)展環(huán)境的影響， 這是需要進(jìn)一步探討的。

第三， 已有研究對(duì)高新技術(shù)企業(yè)是否將商業(yè)信用作為研發(fā)投入資金來源的關(guān)注不足。 高新技術(shù)企業(yè)一般對(duì)研發(fā)創(chuàng)新具有較強(qiáng)的依賴性， 且其研發(fā)活動(dòng)面臨著更嚴(yán)重的信貸配給， 研發(fā)活動(dòng)受到融資約束的嚴(yán)重限制。 總體來看， 商業(yè)信用是否作為我國(guó)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的資金來源， 相關(guān)研究較為有限。

針對(duì)已有研究的不足之處， 本文擬利用2012 ～ 2018年我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)， 對(duì)商業(yè)信用與高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)， 并進(jìn)一步考察企業(yè)所在地區(qū)金融發(fā)展程度對(duì)二者關(guān)系的影響。 本研究可能的貢獻(xiàn)在于： ①實(shí)證檢驗(yàn)了商業(yè)信用對(duì)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的影響， 為商業(yè)信用作為短期性的資金來源用于企業(yè)長(zhǎng)期性經(jīng)營(yíng)活動(dòng)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)， 豐富了相關(guān)研究; ②對(duì)商業(yè)信用發(fā)揮融資功能會(huì)受到金融發(fā)展環(huán)境影響的理論假說進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。 對(duì)這一問題的探討， 一方面有利于回答受到融資約束的高新技術(shù)企業(yè)如何保證持續(xù)性的研發(fā)投入， 另一方面有利于進(jìn)一步厘清商業(yè)信用影響企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的邊界條件。 從實(shí)踐啟示來看， 對(duì)于研發(fā)活動(dòng)受到嚴(yán)重信貸配給和融資約束的高新技術(shù)企業(yè)來講， 可將短期性的營(yíng)運(yùn)資金用于長(zhǎng)期性投入， 以提高創(chuàng)新能力。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）理論基礎(chǔ)

從理論上來看， 商業(yè)信用對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的作用主要表現(xiàn)為商業(yè)信用的融資替代功能：

一方面， 商業(yè)信用能夠緩解企業(yè)研發(fā)投入過程中的信貸約束， 作為研發(fā)投入的資金來源。 在現(xiàn)有的銀行信貸風(fēng)險(xiǎn)控制框架下， 創(chuàng)新產(chǎn)出及其知識(shí)產(chǎn)權(quán)質(zhì)押融資風(fēng)險(xiǎn)難以評(píng)估， 銀行難以通過知識(shí)產(chǎn)權(quán)質(zhì)押為企業(yè)創(chuàng)新提供信貸支持， 在我國(guó)以銀行為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)下， 技術(shù)創(chuàng)新難以得到有效的金融支持[7] 。 企業(yè)通過延期支付獲得商業(yè)信用時(shí)， 在支付期限內(nèi)獲得流動(dòng)性資金， 成為企業(yè)研發(fā)投入的資金來源， 因此， 當(dāng)企業(yè)具有較高的研發(fā)創(chuàng)新需求時(shí)， 商業(yè)信用將會(huì)被配置到企業(yè)的研發(fā)項(xiàng)目中。 鞠曉生等[8] 利用非上市工業(yè)企業(yè)1998 ～ 2008年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)， 企業(yè)營(yíng)運(yùn)資本管理對(duì)我國(guó)企業(yè)創(chuàng)新投資支出起到了平滑作用。

另一方面， 商業(yè)信用具有融資信息優(yōu)勢(shì)特征。 商業(yè)信用產(chǎn)生于交易過程中， 相對(duì)于銀行等外部機(jī)構(gòu)， 供應(yīng)商能夠掌握更多的信息， 更易于監(jiān)督合同執(zhí)行， 從而為其客戶提供商業(yè)信用支持[9] 。 由于創(chuàng)新活動(dòng)具有的高度不確定性和更嚴(yán)重的信息不對(duì)稱性特征使得其更容易受到融資約束， 從而制約著企業(yè)的創(chuàng)新投資活動(dòng)。 供應(yīng)商基于交易活動(dòng)提供的信用支持， 更易獲得客戶的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新水平信息， 而且這種創(chuàng)新具有較強(qiáng)的溢出效應(yīng)， 從而惠及提供商業(yè)信用的上游供應(yīng)商， 因此， 商業(yè)信用可被企業(yè)用于創(chuàng)新活動(dòng)。 方紅星和楚有為[10] 研究發(fā)現(xiàn)， 實(shí)施創(chuàng)新戰(zhàn)略的企業(yè)， 通常能夠獲得的銀行信貸較少， 而商業(yè)信用的替代性功能更強(qiáng)。

（二）商業(yè)信用與高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入

商業(yè)信用是指在商品交易中由于延期付款或預(yù)收貨款所形成的企業(yè)間的借貸關(guān)系， 具體形式包括應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)、預(yù)收賬款等。 在我國(guó)金融體系轉(zhuǎn)型的過程中， 商業(yè)信用作為非正規(guī)金融彌補(bǔ)了正規(guī)金融的效率損失， 促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。 商業(yè)信用作為企業(yè)重要的外部負(fù)債來源， 被企業(yè)用于短期經(jīng)營(yíng)活動(dòng)， 作為重要的融資來源。 高新技術(shù)企業(yè)以研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)起家， 其成長(zhǎng)和發(fā)展過程高度依賴于創(chuàng)新投入， 在受到研發(fā)活動(dòng)融資約束時(shí)， 可積極發(fā)揮商業(yè)信用的融資替代功能。

高新技術(shù)企業(yè)可以將商業(yè)信用作為研發(fā)投入來源， 從而緩解創(chuàng)新過程中的融資約束。

第一， 基于上下游交易伙伴提供的商業(yè)信用， 主要依賴于在交易過程中形成的交易關(guān)系， 以及交易活動(dòng)中對(duì)交易信息的把控， 能夠降低商業(yè)信用提供中的交易成本[9] 。 供應(yīng)商與高新技術(shù)企業(yè)之間的交易活動(dòng)有利于降低高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新與融資之間的信息不對(duì)稱性， 商業(yè)信用相關(guān)的合同監(jiān)督和執(zhí)行的交易成本較低， 從而有利于為其研發(fā)投入提供商業(yè)信用融資。

第二， 商業(yè)信用往往被上游企業(yè)作為增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)能力的工具， 以此鎖定客戶。 高新技術(shù)企業(yè)獲得相應(yīng)的認(rèn)證本身傳遞了一種具有發(fā)展?jié)摿Φ男盘?hào)， 能夠獲得上游企業(yè)的信任并被作為重要的客戶進(jìn)行管理， 因此更易獲得對(duì)供應(yīng)商的延遲支付而取得商業(yè)信用融資。 已有研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)企業(yè)獲得更多商業(yè)信用時(shí)， 將加大投資力度[11] 。

第三， 現(xiàn)在企業(yè)的成功更多地依賴于企業(yè)之間的合作， 高新技術(shù)企業(yè)加大研發(fā)投入不僅會(huì)使其供應(yīng)商獲得創(chuàng)新溢出的利好， 而且會(huì)加大對(duì)合作供應(yīng)商的關(guān)系性投入， 因此， 當(dāng)高新技術(shù)企業(yè)面臨研發(fā)資金約束時(shí)， 供應(yīng)商通過商業(yè)信用提供支持的意愿更強(qiáng)。 對(duì)高新技術(shù)企業(yè)來講， 商業(yè)信用融資具有便利性及較低的調(diào)整成本， 企業(yè)可將在商業(yè)信用支付期限內(nèi)獲得的免息融資， 作為研發(fā)投入的資金來源。 基于以上分析， 提出如下假設(shè)：

H1： 高新技術(shù)企業(yè)獲得商業(yè)信用對(duì)其研發(fā)投入具有正向促進(jìn)作用。

（三）金融發(fā)展對(duì)商業(yè)信用與高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

商業(yè)信用作為非正規(guī)金融的重要形式， 能夠彌補(bǔ)正規(guī)金融的缺位和效率損失， 已有研究認(rèn)為這一過程將受到金融發(fā)展的影響[6] 。 特別是在我國(guó)金融體系轉(zhuǎn)型過程中， 商業(yè)信用被作為受到信貸歧視企業(yè)的融資來源在一定程度上是金融發(fā)展程度較低的表現(xiàn)。 我國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展進(jìn)程有所差異， 地區(qū)間金融發(fā)展水平參差不齊。 因此， 高新技術(shù)企業(yè)利用商業(yè)信用進(jìn)行研發(fā)投入， 會(huì)受到企業(yè)所在地金融發(fā)展程度的影響。

在金融發(fā)展程度較高的地區(qū)， 企業(yè)擁有更多的融資渠道來籌集研發(fā)創(chuàng)新所需要的資金， 因此， 對(duì)商業(yè)信用等非正規(guī)金融的依賴程度較低。 例如， 美國(guó)較為完善的金融體系能夠?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新和不同階段的成長(zhǎng)過程發(fā)揮支持作用。 美國(guó)的各類基金及風(fēng)險(xiǎn)資本對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)發(fā)揮了極其重要的促進(jìn)作用， 獲得風(fēng)險(xiǎn)資本支持的企業(yè)， 研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出的專利數(shù)量更多、專利質(zhì)量更高。 王彥超[12] 認(rèn)為， 在我國(guó)獨(dú)特的金融制度環(huán)境中， 商業(yè)信用具有二次配置金融資源的功能， 即容易獲得銀行信貸資源的企業(yè)通過商業(yè)信用渠道將金融資源再次提供給受到信貸配給的企業(yè)， 且在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)， 商業(yè)信用的二次配置功能表現(xiàn)得更強(qiáng)。 因此， 在金融發(fā)展程度較低的地區(qū)， 企業(yè)更有可能將通過商業(yè)信用獲得的資金用于研發(fā)投入， 而在金融發(fā)展程度較高的地區(qū)， 商業(yè)信用對(duì)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用會(huì)減弱。 基于以上分析， 提出如下假設(shè)：

H2： 地區(qū)金融發(fā)展程度對(duì)商業(yè)信用與高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

高新技術(shù)企業(yè)是指在《國(guó)家重點(diǎn)支持的高新技術(shù)領(lǐng)域》內(nèi)， 持續(xù)進(jìn)行研究開發(fā)與技術(shù)成果轉(zhuǎn)化的企業(yè)， 是典型的知識(shí)密集型和技術(shù)密集型企業(yè)。 相比主板市場(chǎng)， 創(chuàng)業(yè)板上市公司大多從事高科技業(yè)務(wù)， 往往成立時(shí)間較短、規(guī)模較小， 業(yè)績(jī)也不突出， 但有較大的成長(zhǎng)空間。 《人民日?qǐng)?bào)》報(bào)道顯示， 創(chuàng)業(yè)板中高新技術(shù)企業(yè)占比達(dá)91%。 因此， 基于數(shù)據(jù)可得性， 本文主要選擇創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為樣本。 北京師范大學(xué)勞動(dòng)力市場(chǎng)中心組織撰寫的《2015中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)報(bào)告》指出， 2012年我國(guó)開啟第四次創(chuàng)業(yè)的浪潮， 企業(yè)掀起新一波技術(shù)創(chuàng)新熱潮， 據(jù)此本文將樣本年度設(shè)定為2012 ～ 2018年。 在樣本收集過程中， 剔除被ST的企業(yè)， 最后獲得710個(gè)樣本， 共計(jì)3526個(gè)樣本—年度觀測(cè)值。 數(shù)據(jù)主要來源于國(guó)泰安（CSMAR）上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)以及中國(guó)研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（CNRDS）。

（二）變量定義

1. 因變量。 本文的因變量為企業(yè)研發(fā)投入（RDI）， 研發(fā)投入的絕對(duì)數(shù)并不能反映企業(yè)研發(fā)投入的強(qiáng)度， 大多數(shù)研究用研究與開發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值來衡量企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度， 反映企業(yè)將營(yíng)業(yè)收入中多少比例的資金用于研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)， 這樣做考慮了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況， 較為合理。 該比值成為較普遍使用的企業(yè)研發(fā)投入衡量指標(biāo)。 借鑒黃千員和宋遠(yuǎn)方[13] 的研究， 本文采用研究與開發(fā)投入與營(yíng)業(yè)收入的比值作為研發(fā)投入的代理變量， 該指標(biāo)數(shù)值越大， 說明企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度越大。

2. 自變量。 本文的自變量為商業(yè)信用（TC1和TC2）。 商業(yè)信用是上下游企業(yè)之間在交易過程中由于延期支付或者預(yù)收形成的企業(yè)間的借貸關(guān)系。 本文主要用供應(yīng)商應(yīng)付賬款來衡量企業(yè)獲得的商業(yè)信用。 在具體指標(biāo)的測(cè)算上， 采用兩個(gè)指標(biāo)作為代理變量： 一是應(yīng)付賬款/營(yíng)業(yè)收入， 二是應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)周期取自然對(duì)數(shù)。 應(yīng)付賬款從期限上來看， 本身是一種短期性的融資， 應(yīng)付賬款周轉(zhuǎn)周期越長(zhǎng)， 說明企業(yè)獲得供應(yīng)商提供的商業(yè)信用越多。

3. 調(diào)節(jié)變量。 本研究的調(diào)節(jié)變量為金融發(fā)展程度（FDD）。 一般來講， 地區(qū)金融發(fā)展水平衡量了地區(qū)資本配置效率， 以及借貸和融資限制的程度， 代表了地區(qū)資本可得性的程度 。 因此， 大多數(shù)研究用金融資產(chǎn)占國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）的比率度量金融發(fā)展水平。 本研究采用企業(yè)所在省份年度金融機(jī)構(gòu)貸款余額/省份GDP作為金融發(fā)展程度的代理變量， 該指標(biāo)數(shù)值越大， 說明地區(qū)金融發(fā)展水平和發(fā)展程度越高， 資本可得性越高。

4. 控制變量。 本研究的控制變量有企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（DEBTR）、資產(chǎn)收益率（ROA）、信貸能力（BANK）、政府補(bǔ)助（PUBS）， 并對(duì)年份進(jìn)行控制。 各變量的定義及計(jì)算方式見表1。

（三）模型設(shè)定

為驗(yàn)證H1， 構(gòu)建面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型進(jìn)行實(shí)證分析， 具體如下：

RDIi，t=β0+β1TCi，t+β2SIZEi，t+β3DEBTRi，t+

β4ROAi，t+β5BANKi，t+β6PUBSi，t+Year+μi+

εi，t? ? （1）

其中： TC為商業(yè)信用， 分別將TC1和TC2代入模型; β0為常數(shù)項(xiàng); β1 ～ β6為回歸系數(shù); μi為個(gè)體效應(yīng); εi，t為回歸殘差。 如果β1顯著為正， 則H1得到支持， 即高新技術(shù)企業(yè)獲得的商業(yè)信用對(duì)于研發(fā)投入具有顯著的促進(jìn)作用。

為了檢驗(yàn)金融發(fā)展程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)， 即驗(yàn)證H2， 構(gòu)建以下計(jì)量模型：

RDIi，t=α0+α1TCi，t+α2FDDi，t+α3TCi，t×

FDDi，t+α4SIZEi，t+α5DEBTRi，t+α6ROAi，t+

α7BANKi，t+α8PUBSi，t+Year+νi+ηi，t? ? ?（2）

其中： TC為商業(yè)信用， 分別將TC1和TC2代入模型; α0為常數(shù)項(xiàng); α1 ～ α8為回歸系數(shù); νi為個(gè)體效應(yīng); ηi，t為回歸殘差。 如果α1顯著為正， α3顯著為負(fù)， 則H2得到支持， 即金融發(fā)展程度對(duì)商業(yè)信用與高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入之間的正向關(guān)系產(chǎn)生了負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。 樣本企業(yè)中， 研發(fā)投入（RDI）的均值為7.139%， 最小值為0.42%， 最大值為33.91%， 這也說明創(chuàng)業(yè)板企業(yè)主要為高新技術(shù)企業(yè)， 研發(fā)投入強(qiáng)度較大， 符合高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)密集型的顯著特征， 標(biāo)準(zhǔn)差為5.792， 說明各企業(yè)之間的研發(fā)投入變異程度較大。 金融發(fā)展程度（FDD）均值為1.528， 說明各省份金融機(jī)構(gòu)貸款余額是國(guó)民生產(chǎn)總值的1.528倍， 最小值為0.737， 最大值為2.544， 說明不同地區(qū)之間金融發(fā)展程度差異較大。

（二）相關(guān)性分析

對(duì)于變量間的相關(guān)系數(shù)，本研究主要采用Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)， 各變量間相關(guān)系數(shù)如表3所示。 由表3可知， 商業(yè)信用（TC1）與研發(fā)投入（RDI）之間的相關(guān)系數(shù)為0.045， 在0.01的水平上顯著，初步說明二者之間具有正相關(guān)關(guān)系。 除DEBTR與BANK外， 其他變量間的系數(shù)均小于0.5， 說明變量間的多重共線性較小。

（三）實(shí)證分析

本文的實(shí)證分析利用Stata 14進(jìn)行。 在對(duì)模型進(jìn)行驗(yàn)證之前， 為了提高估計(jì)的穩(wěn)健性和一致性， 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了預(yù)處理。 為了消除極端值對(duì)回歸結(jié)果的影響， 對(duì)所有的連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)上進(jìn)行Winsorize處理。 針對(duì)非觀測(cè)效應(yīng)是否與特定誤差無(wú)關(guān)， 避免統(tǒng)計(jì)推斷中由于非觀測(cè)效應(yīng)對(duì)商業(yè)信用和研發(fā)投入同時(shí)產(chǎn)生影響而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題， 本文對(duì)經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行Hausman檢驗(yàn)， 以確定是采用固定效應(yīng)回歸還是隨機(jī)效應(yīng)回歸。 各模型均通過了Hausman檢驗(yàn)， 即采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。 為了避免異方差對(duì)估計(jì)結(jié)果的影響， 采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)各模型進(jìn)行估計(jì)。 另外， 本文采用的是面板數(shù)據(jù)， 能夠在一定程度上避免內(nèi)生性問題， 估計(jì)結(jié)果具有穩(wěn)健性。 本文的實(shí)證分析結(jié)果如表4所示。

表4中， 第（1）列為所有控制變量對(duì)研發(fā)投入（RDI）進(jìn)行回歸。 第（2）列中， TC1對(duì)RDI的回歸系數(shù)為1.014， 在0.01的水平上顯著; 第（3）列中， TC2對(duì)研發(fā)投入RDI的回歸系數(shù)為0.925， 且在0.01的水平上顯著。 這說明高新技術(shù)企業(yè)獲得上游供應(yīng)商提供的商業(yè)信用對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生了正向的促進(jìn)作用， H1得到驗(yàn)證。 對(duì)于我國(guó)高新技術(shù)企業(yè)來講， 為了提高研發(fā)創(chuàng)新的能力、提高研發(fā)投入， 商業(yè)信用提供了較好的融資支持。

表4第（4）、（5）列為加入商業(yè)信用與金融發(fā)展程度的交互項(xiàng)對(duì)研發(fā)投入進(jìn)行回歸， 第（4）列中， TC1對(duì)RDI的回歸系數(shù)為10.258， 在0.01的水平上顯著， TC1與金融發(fā)展程度（FDD）交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-4.016， 在0.01的水平上顯著， 說明金融發(fā)展程度對(duì)TC1與RDI之間的關(guān)系產(chǎn)生了負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。 在第（5）列中， TC2對(duì)RDI的回歸系數(shù)為1.488， 在0.01的水平上顯著， TC2與FDD的交互項(xiàng)對(duì)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為-0.375， 在0.05的水平上顯著。 回歸結(jié)果表明， 隨著金融發(fā)展程度的提高， 商業(yè)信用對(duì)研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用被削弱， 即金融發(fā)展程度對(duì)商業(yè)信用和研發(fā)投入之間的關(guān)系產(chǎn)生了負(fù)向的調(diào)節(jié)作用， H2得到驗(yàn)證。 在金融發(fā)展程度較高省份的高新技術(shù)企業(yè)， 通過商業(yè)信用獲得研發(fā)投入資金的行為會(huì)被削弱。 該結(jié)論也再次說明， 在我國(guó)金融改革轉(zhuǎn)型的過程中， 當(dāng)正規(guī)金融渠道難以滿足企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)時(shí)， 作為非正規(guī)金融的商業(yè)信用彌補(bǔ)了正規(guī)金融的效率損失， 充當(dāng)企業(yè)研發(fā)投入的融資來源。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究通過對(duì)所有解釋變量滯后一期進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)， 檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示， L_TC2為商業(yè)信用（TC2）的滯后一期， 其他變量類同。 由表5第（2）列可知， 商業(yè)信用滯后一期對(duì)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.481， 在0.01的水平上顯著， 即商業(yè)信用對(duì)研發(fā)投入產(chǎn)生了正向的促進(jìn)作用。 由表5第（4）列可知， 金融發(fā)展程度與商業(yè)信用滯后一期交互項(xiàng)對(duì)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為-0.132， 在0.01的水平上顯著， 即金融發(fā)展程度對(duì)商業(yè)信用與研發(fā)投入二者的關(guān)系產(chǎn)生了負(fù)向調(diào)節(jié)作用。 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明， 雖然解釋變量滯后一期的解釋效應(yīng)有所下降， 但各模型依然成立， 說明研究模型是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與啟示

本文利用我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司2012 ～ 2018年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)， 對(duì)商業(yè)信用、金融發(fā)展與高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證， 得到以下主要研究結(jié)論： 對(duì)于高新技術(shù)企業(yè)， 商業(yè)信用對(duì)其研發(fā)投入產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用， 即商業(yè)信用成為高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)投入資金的重要來源; 商業(yè)信用對(duì)研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用在金融發(fā)展程度較低的地區(qū)更加顯著， 換言之， 隨著金融發(fā)展程度的提高， 商業(yè)信用對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用被削弱， 說明將商業(yè)信用作為企業(yè)研發(fā)投入的資金來源， 是在正規(guī)金融難以滿足研發(fā)投入時(shí)的融資行為。

本研究的啟示在于： 第一， 隨著市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)逐漸進(jìn)入以供應(yīng)鏈和生態(tài)鏈為競(jìng)爭(zhēng)單元的時(shí)代， 技術(shù)創(chuàng)新成為提高核心競(jìng)爭(zhēng)能力的關(guān)鍵。 一方面， 作為高新技術(shù)企業(yè)， 在正規(guī)融資渠道難以獲得滿足研發(fā)投入需要的資金時(shí)， 應(yīng)該積極利用上游交易伙伴提供的商業(yè)信用加大研發(fā)投入， 保證研發(fā)投入的持續(xù)性; 另一方面， 作為同一競(jìng)爭(zhēng)單元中的企業(yè)， 供應(yīng)商可對(duì)高新技術(shù)企業(yè)客戶采用更激進(jìn)的商業(yè)信用政策， 支持其創(chuàng)新， 從而提高供應(yīng)鏈或生態(tài)鏈整體的創(chuàng)新能力。 第二， 商業(yè)信用對(duì)企業(yè)研發(fā)投入促進(jìn)作用的發(fā)揮更多是在金融發(fā)展程度較低， 企業(yè)又亟須進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新、加大研發(fā)投入的情況下。 從宏觀政策層面來講， 應(yīng)該繼續(xù)深化金融體系的市場(chǎng)化改革， 優(yōu)化金融業(yè)內(nèi)部結(jié)構(gòu)， 為企業(yè)提供更加便捷的融資渠道， 提高其研發(fā)投入過程中的資金可得性。

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