金融綜合改革項目對企業創新的影響研究
——基于地級市面板數據的準自然實驗

肖 妮，林天愛

（暨南大學經濟學院金融系，廣州 510632）

一、引言

企業創新對于企業自身績效提高、經濟水平增長和社會生活水平改善至關重要。由技術進步和創新驅動引起的生產率提高是經濟增長的重要來源（F?re et al，1994）。技術變革與創新不僅是促進中國經濟不斷增長、國際地位提高的內在動力，也是轉變經濟發展方式、促進可持續發展的驅動因素。運作良好的金融體系能夠催動技術進步，從而促進經濟增長（Schumpeter，1911）。金融體制改革為企業技術創新創造了良好的環境與資金支持，二者息息相關，互持共進。然而，與國外高度發達的金融體系相比，我國的金融環境并沒有給企業提供充分信息支持與足夠資金扶持，企業創新面臨諸多制約因素。鑒于我國金融發展一直采取循序漸進模式，以及不斷探索各種金融改革政策的現狀，其亟待解決的問題是：金融體制改革究竟應該如何操作才可有效促進企業的創新發展，金融體系的內部機制與結構應如何調整才能良好地服務為企業的技術進步工作？

長期以來，國家不斷探索如何完善與強化金融系統對社會運轉的促進作用，開展金融制度全面改革，實施創新驅動發展戰略，尤其以2012 年以來成立的國家級金融綜合改革試驗區為重，即經中國人民銀行、國家發展改革委、財政部等部門批準，陸續在浙江、廣東、福建、云南、廣西等地建立一系列國家級金融綜合改革試驗區，力求塑造新型金融發展模式，大力促進企業技術變革與創新發展，以順應提升企業績效、增長區域經濟水平和改善社會生活水平的經濟轉型要求。時至今日，這些井然有序地從金融體系的各個方面不斷推進金融制度的創新，探索經濟持續發展道路的金融綜合改革試驗區，是否能促進企業向高端技術邁進？此次自下而上的全方位試點工作促進企業的創新發展又具有什么經驗和教訓？試點工作的金融制度還應怎樣優化設計安排才能進一步提升企業創新能力？對此，將基于這些問題，以金融綜合改革試驗區與企業創新之間關系為研究對象，采集2010—2019 年的相關面板數據，運用多時點雙重差分模型（difference-in-difference，DID），評估十二個國家金融綜合改革試驗區的政策效果，研究與討論金融體制改革與企業創新能力之間的關系及影響，并提出對應的政策建議。

二、文獻綜述

（一）金融體制改革與試點工作的研究

2012 年3 月28 日，國務院常務會議批準實施《浙江省溫州市金融綜合改革試驗區總體方案》，決定在溫州成立首個國家級金融綜合改革試驗區，以解決其存在的“民間借貸危機”，化解地方金融風險。此后，國家又于2012—2017 年五年期間先后在廣東、福建、云南、廣西、山東、江蘇、河南、浙江、貴州、江西、新疆等地區設立了十二個國家級金融綜合改革試驗區，突出了國家針對不同所在地的區域經濟發展水平差異，給予一系列的金融改革政策的“組合拳”支持，賦予地方較大的金融自主權，其有關政策內容主要體現在金融體制的優化、促進實體企業融資、金融業態創新發展與化解地方金融風險四個方面（王賢彬等，2020）。

隨著金融綜合改革試驗區試點逐漸推開，對其項目開展研究、討論的文獻開始出現。其中，陳曄婷等（2018）運用合成控制法，對五個國家級金融改革試驗區開展反事實檢驗，證明不同試驗區對全生產要素產生的影響具有明顯差異，浙江省和云南省的試驗區通過擴寬融資渠道和業務創新能有效地促進全要素生產率的提升，而山東省和福建省的改革效果不甚明顯；王賢彬等（2020）通過國家金融綜合改革試驗區設立準自然試驗，運用漸進性雙重差分法考察改革政策對宏觀與微觀兩方面的影響，結果表明試驗區的設立能促進全要素生產率的上升，且對經濟增長具有長期影響；周立和雷中豪（2020）運用2008—2016 年的季度面板數據，采用雙重差分法考察發現金融改革試驗區對經濟的增長具有倒U 型關系，政策效果先由小變大，經濟水平不同的地區通過發展有差別的產業來拉動經濟增長，后由大變小，即政府的過渡干預又會阻礙市場活力，不利于資源配置與經濟增長；閆永生等（2022）運用多期雙重差分法，發現金融綜合試驗區能夠促進區域創新，并且具有地域異質性。由此可見，其研究結論并非取得一致。

（二）創新方面的研究

國外部分學者研究金融機構對企業創新的影響，取得了一定成果。Benfratello et al（2008）通過運用20世紀90 年代意大利企業創新的數據，使用Logit 模型考察銀行業發展是否影響企業層面投入創新過程的總體效果，發現對于高科技部門、更依賴外部融資的部門和較小的公司來說，銀行業的發展與工藝創新聯系至關重要；Amore et al（2013）將20 世紀80 年代和90 年代美國跨州銀行業放松管制的交錯過程作為美國銀行業機構地理分布外源性變化的來源，應用雙重差分法來研究銀行業是否能促進上市制造企業的創新，發現放松管制可驅動依賴銀行的企業的金融約束，進而影響企業創新。與此研究視角相對應，另有部分文獻則探討企業自身發展對其創新的影響。Bernstein（2015）通過1985—2003 年的創新公司樣本文公司上市后對創新的影響，得出的結論是在公司收購方面，上市公司通過收購兼并獲得了大量專利，且獲得的專利質量高于首次公開募股后內部產生的專利。還有部分學者研究金融與創新之間的關系。Meierrieks（2014）使用了1993—2008 年51 個國家的面板數據，研究了金融發展對企業創新的影響，發現加強一個國家金融體系的經濟政策可以增加創新活動，這反過來可能導致經濟績效的提高。

國內學者則研究政府政策對企業創新的影響。安同良等（2009）通過構建理論模型推導研究開放補貼對企業自主創新的影響，分別從信息對稱、不對稱兩種條件下探討了兩種企業的行為選擇；劉小元和林嵩（2013）則以2009—2011 年的創業企業為研究對象，取我國的市場分割為特定背景，分析地方政府財政補貼和所得稅對企業創新的影響，發現稅收優惠對企業創新產生積極影響，適用稅率越低對企業創新的激勵越大，企業創新的投入與產出也越多；方云龍和劉佳鑫（2021）通過對創業板上市的企業數據進行研究，發現自貿區的設立能夠通過內源與外源兩方面發揮協同作用，顯著地影響企業創新水平。

在金融發展與企業創新的關系研究方面，文獻大多從兩方面開展分析。

一是研究企業自身融資行為與企業創新的關系：郝項超等（2018）運用2010—2013 年上市公司數據，通過傾向得分匹配法和雙重差分模型分析融資融券行為對企業創新的影響，得出的結論為融資的負面效應大于融券的正面效應，融資融券改革對企業創新的總體效果并不理想；溫軍和馮根福（2018）分別從風險投資的增值服務和攫取行為兩個角度證明了其對企業創新的影響，結果表明兩者呈“U”型關系，風險投資增加，企業的創新程度先下降后上升；毛其淋（2019）則從融資約束與替代效應兩個角度闡述了外資進入自由化對企業創新的影響，證明引進外資與國內企業創新之間的關系，結果表明引進外資有助于企業創新能力提升，融資約束降低產生的正向影響大于替代效應產生的負向影響。

二是研究金融機構的發展與企業創新的關系：莊毓敏等（2020）采用2008—2016 年的省級數據，應用系統廣義矩估計對動態面板模型進行估計，考察了金融發展對企業創新、經濟增長的影響及企業創新在其中的中介效應；戴靜等（2020）采集商業銀行分支機構數據構造了赫芬達爾指數，通關零膨脹負二項分布模型方法和Probit 方法檢驗銀行競爭程度與企業創新水平之間的關系，實證表明商業銀行競爭越激烈，對企業的創新促進作用越明顯；蔡慶豐等（2020）根據銀行網點的地理位置信息，探討信貸資源對企業創新的影響，發現信貸資源對企業創新的抑制作用超過了促進作用，不利于企業創新。

還有部分學者突破企業微觀數據局限，將視角擴展到城市創新分析。謝呈陽和胡漢輝（2020）分析了當前土地資源的配置方式對城市創新的正面和負面兩方面的影響，認為不合理的土地資源配置方式對經濟發達的東部地區的負面影響更為明顯；王春楊等（2020）以2001—2016 年地級及以上城市樣本數據，應用雙重差分模型證研高鐵的建設是否會對區域創新產生影響，得出的結論是高鐵的開通會對區域創新帶來正面影響。

（三）文獻評述

總結上述文獻，首先，其研究均提及金融綜合改革試驗區可促進經濟增長，企業創新對經濟發展具有巨大的推動力，但多數文獻將兩者之間聯系起來并不多見，尤其是實證金融綜合改革試驗區與創新企業的關系，考察其能否促進企業創新能力提升的研究，更為少見；其次，對于創新的研究，以往文獻也多偏重于企業微觀方面的研究，涉及宏觀政策對企業創新有何影響、如何影響等方面的實證性研究也不多見，且內容多未考慮地方金融改革這一重要的因素影響評價，導致其研究論據不夠充分；最后，文獻多涉及金融綜合改革試驗區對企業創新指標的整體研究，沒有細化企業創新水平層面，并未重點討論試驗區可否促進企業進行高質量創新，以及現有政策能否促使企業接近創新前沿。

對此，本研究將開展金融綜合改革試驗區試點政策的評估分析，從企業創新的視角探討金融試點工作的成效，同時，通過地級市數據的釆集，細化了各個區域的數據計量分析，可精確地反映試點效果。另外，選用DID 模型可極大地克服內生性問題，更加穩定實證結果。總之，以此實證分析金融體制改革與企業創新之間的關系問題，論證其影響因素及程度，總結經驗與教訓，邏輯提出完善政策建議，無疑對今后的金融改革方向將具有重大意義。

三、理論分析與假設

（一）金融綜合改革試驗區與企業創新的關系

金融綜合改革試驗區的建立，使之金融背景改善而催生企業進行創新，在當前經濟大環境不穩定的情況下，將成為企業突破瓶頸的重要驅動力。這里的企業創新，是指產品與工藝方面的創新，系知識積累與科技變革結合而產生的新技術新產品（Becheikh et al，2006），而并不包括組織與管理創新。它有以下特點：耗時周期長，經歷研發、開發、檢測與完成階段，需要不斷來回調試；技術難度大，依靠大量技術人員進行研發，且失敗率很高；創新結果具有不確定性，許多未來事件不可期，而且創新帶來的經濟回報也具有不確定性；資金需求量大，需要大量研發投入，不少企業除了動用企業內部資金，還需要外部資金的幫助（Holmstrom，1989）。這些特征決定了企業管理層需要較高水平和充足資金來把握創新決策。

企業創新需要投入大量資金，其中最主要的是研發投入（R&D），其在很大程度上被認為是創新成敗與否的關鍵（Becheikh et al，2006）。企業管理者需要決定項目資金在企業運營的各個環節中如何分配，以及將多少資金分配到企業創新活動當中，故創新過程的實質主要是將金融資本與思想背后的人力資本相匹配，若將創新行為進行抽象簡化，創新決策便構成投資決策，導致如何分配資金成為其中的標準問題（Holmstrom，1989）。

金融改革推動金融體系與金融服務的完善，有利于改善創新決策依賴的資金和管理問題，國家政策所帶來的的金融發展能夠對創新產生有利影響（Meierrieks，2014）。金融綜合改革試驗區推動金融制度變革，以金融服務實體經濟為導向，通過政府大力支持，促進市場進行資源分配，充分發揮金融體系資源調度作用。金融發達地區能夠增加對增長行業的投資，減少對衰退行業的投資（Rajan 和Zingales，2001）。本研究認為，金融改革促進企業創新主要路徑是緩解融資約束，其機制是金融體系的發展可緩解企業的融資約束，后者將以較小成本從外部籌集充足資金，保障產品研發資金，進而促進能力創新；另外，企業創新也具有風險特性，表現為管理層的僥幸心理，不一定總為產品研發提供所需資金，甚至暫緩前沿技術的研究，導致創新活動需要接受金融監督。而金融體系的發展可有效處理企業代理問題（郝項超等，2018），金融監管水平的提高則可引導融通的資金精準地流向創新項目，從而促進企業創新水平的提升。

因此，金融綜合改革試驗區的設立能夠通過有效促進金融體系良性發展，從而提高企業創新能力。下面，將通過金融體系的融資與監督兩個功能進行詳細探討。

1.企業創新成本與融資約束

企業的研發投入需要資金的大力支持。企業若能增加獲得外部資金的機會，通過降低成本，可能會導致更密集的創新活動，使得新產品和新技術的開發可以順利進行，甚至更快地采用前沿技術和實踐（Gorodnichenko 和Schnitzer，2013），另外，企業在研發過程中又會出現信息不對稱和道德風險問題，由此推高外部融資成本，導致融資困難，創新受到阻礙（Hall 和Lerner，2010）。在金融體系兩種融資方式中，我國是以銀行間接融資為主導的金融體系，發達的銀行體系掌握著我國絕大部分的資金資源，構成促進企業創新的重要融資途徑（Amore et al，2013）。金融綜合改革試驗區支持銀行業等地方金融中介機構的發展，能通過緩解信息不對稱等問題為企業提供借貸資金。金融中介能聚集社會閑置的儲蓄，在資金的存儲與借貸過程中將儲蓄向資本轉移，有助于將儲蓄轉化為生產性的投資機會（Blackburn 和Hung，1998）。

然而，銀行業更傾向于為國有企業和有大量固定資產的大企業進行融資擔保。首先，研發過程中的投入以科研技術和人力資源為主，大公司比中小企業有更多的資源來創新和支持風險活動（Tsai，2001），可以受益于研發投入的規模經濟、生產和營銷（Stock et al，2002），而諸多小公司則在初創階段并沒有充足的固定資產，其無形資產難以成為銀行貸款的抵押品，故通過銀行貸款審查概率很低。其次，有些學者認為，以融資融券為主的直接融資方式能比以金融機構為主的間接融資方式更加高效。這是因為，基于銀行網絡關系的金融系統的一個缺點是價格信號模糊不清，而市場經濟中的良性循環則是依靠價格進行指導（Rajan 和Zingales，2001）。金融綜合改革試驗區明確提出要提高直接融資比例，支持有條件的企業上市或上市公司優化重組，實施股票債券的直接融資方式，使之資金變動與價格變化的靈活關聯，能夠更好地反映公司的價值。鑒于股票市場上的股權交易制度可轉讓公司的投資份額、話語權與控制權，其融資并不需要抵押品的轉讓（Brown et al，2009）。因此股票市場對抵押品的需求低，承受風險能力高，可符合沒有足夠固定資產的小企業和以無形資產為主的創新企業的融資需求，從而降低資金成本，減緩外部融資約束，提升企業創新。最后，私人股本能夠促進企業創新，風險資本也是如此（Lerner et al，2011），其作用在于減少融資公司的流動性不足（Rajan 和Zingales，2001）。雖然小型企業和新型創新企業會經歷高資本成本，風險資本的存在則部分緩解了高資本成本問題（Hall 和Lerner，2010）。

一個公司的資金來源多樣且復雜。強調擁有一個基于銀行或基于市場的體系本身似乎并不重要（Beck和Levine，2002）。金融系統擁有改善信息和交易成本的能力，而不管銀行或市場是否提供這些服務（Levine，1997）。此外，銀行和市場在提供金融服務方面可以起到互補作用（Huybens 和Smith，1999）。發達的金融市場更有可能克服信息不對稱和其他外部信貸障礙，隨著金融市場的發展，企業面臨的金融摩擦的嚴重性不斷降低，各個金融部門的深度改革可能會很好地緩解金融摩擦的不利影響（Gorodnichenko 和Schnitzer，2013）。產品研發活動對外部融資成本極其敏感，金融摩擦的改善對其是一個利好方向。因此金融改革所帶來的融資環境的寬余能顯著地刺激企業創新。

2.企業創新風險與金融監管

創新項目與其他經營項目相比較，其承包要求高，代理成本高（Holmstrom，1989）。公司的創新活動和由創新引發的外部融資行為會引發一系列的代理問題和道德風險等問題，主要有：發明者和投資者之間的信息不對稱；因所有權與經營權分離而產生的道德風險；發明者方面的道德風險（Hall，2002）。

發明者和投資者之間的信息不對稱的風險表現：公司需要外部資金來進行研究和開發活動，但只有公司可以知道研究項目是否成功，這是一種私人信息，由此就會產生道德風險，即公司可以聲稱項目失敗從而迴避還款（Blackburn 和Hung，1998），而且在信息不對稱下討價還價是非常困難的，代理方不會讓委托方知情所有的信息（Holmstrom，1989）。

因所有權與經營權分離、發明者方面而產生的道德風險有：鑒于企業的所有權與經營權分離，經理會有自己的考量。管理層可能傾向短視行為，通過選擇回報更快的項目，提高早期平均回報，這拔高了市場對管理層與公司潛力的預期，試圖最大化公司市值的管理層會被引導選擇短期項目（Holmstrom，1989），管理層有可能會將融資所獲資金投入回報較高的行業，而對研發風險較大，失敗可能性較大，利潤確定性難以評估的研發創新，則因與企業短期逐利不相符而會有所怠慢。同時，除了短期逐利行為，企業高管追求安逸生活或保護聲譽都是短期行為的動機，無論哪一種都不利于企業創新（郝項超等，2018）。

投資者為企業提供資金后也會關注企業的研發動向并約束企業管理者的短期行為。金融體系具有監督投資項目和公司治理的功能，其金融改革促進金融監管體制的加強，防范金融風險可充分發揮這一功能。金融市場通過價格機制可及時監督企業的經營活動，良好的股票市場與公司控制相關聯，在公司治理中占重要地位（Black 和Gilson，1998），能夠督促企業將資金用于研發活動，從而促進企業進行創新。而銀行等金融中介則可有效降低企業的監管成本。金融綜合改革試驗區加強了征信體系的建立，集中銀行、擔保等機構，提供信用調查，使得金融中介能將資金與監管任務整合起來，所有的管控程序由金融機構代勞，避免重復勞動，有效降低監管成本（Blackburn 和Hung，1998）。除了銀行，風險投資者還可對其投資的企業進行嚴密的監督，他們可以作為外部董事參與項目評估、非正式咨詢、與客戶的會議及重要的戰略決策等，對私營企業起監督作用。這些監督作用能引導資金流向高性能的產品研發，將資金精準投入創新環節中，避免在其他項目過多損耗資金，從而促進企業創新。

（二）金融改革與企業創新質量

企業創新能力不僅要求創新規模的擴大，還要求創新質量的提升。只有不斷在科學領域更新換代高技術產品，探索出科技領域具有前瞻性、突破性、先導性的前沿技術，成為引領這一產業的先驅與支柱，企業才能保持核心競爭力。盡管許多學者詬病專利數據衡量的是發明而不是創新（Becheikh et al，2006），但它仍可以直觀地反映企業推出新產品新技術的成果，以及其科技含量的高低。我國的專利分為發明專利、實用新型專利和外觀設計專利。其中，發明專利要求的科技含量最高；實用新型專利則涉及產品的使用、構造，主要是產品形態和部分功能的改變，科技含量要求稍低；外觀設計專利是改變外觀與包裝的新穎程度，科技含量要求最低。考慮到企業創新的難易程度、金融綜合改革試驗區的政策效果及滯后效應等等因素，企業對不同的專利項目會有不同的重視程度，進行不同的規劃。金融改革項目為企業帶來的融資使得推出的實用新型產品達到市場飽和后，想要獲得更多利潤，就需進一步提高產品的技術優勢，不斷研發出頂尖產品，進行更新換代，開括新的市場。因此，三種專利中企業最有可能研究相對保守的實用新型專利。考慮到試驗區提供的優越制度環境，企業能夠便利地得到創新資金，其前沿創新水平將有一定提升，并會減少低水平的創新活動。

基于以上分析，本文根據金融綜合改革試驗區的改革措施、金融體系的功能、企業創新風險特征及三種專利的難易程度，提出三個假設。

假設1：金融綜合改革試驗區能夠促進企業創新（H1）；

假設2：金融體系越發達的試驗區促進企業創新的程度越大（H2）；

假設3：金融綜合改革試驗區能使得企業增加高水平，減少低水平創新，在一定程度上進行前沿創新（H3）。

四、模型設定與變量說明

本研究的對象為2012—2017 年在浙江、廣東、福建、云南、廣西、山東、江蘇、河南、貴州、江西、新疆等地設立的12 個金融綜合改革試驗區，2019 年以后新設立的試驗區未納入樣本。數據選取2010—2019 年的292個地級市面板數據，剔除了四個直轄市。由于試驗區成立的時間不同，故采用多時點DID 模型。設定模型如下：

其中：innovation為被解釋變量，代表創新指數。以往的文獻中許多學者用研發支出來衡量企業的創新能力，但這兩種方法各有其缺陷。研發支出被認為是影響企業創新的重要因素，但研發支出只是衡量企業創新投入，無法衡量創新產出，在企業創新不確定、無法預測的情況下，投入與產出不一定成比例，其關系具有高度不確定性（Hall，2002），研發投入不一定會帶來創新（Gorodnichenko 和Schnitzer，2013）；另外，許多創新產出也不一定是在實驗室里完成的（Michie，1998）。還有一種屬性判斷，則是鑒于知識的外溢性，創新帶來的社會效益會大于公司的經濟效益，一些公司更喜歡通過其他合適的方法來保護它們的創新，如技術復雜性、工業秘密，以及保持領先于競爭對手的領先時間（Kleinknecht et al，2002），進而代表其創新標志。

本文選用的衡量企業創新的指標為北京大學企業大數據研究中心發布的朗潤龍信中國區域創新創業指數，它建立了一套以企業家、資金投入和技術成果三個維度來衡量的，運用指數研究方法綜合反映地區企業創新活力的企業創新指數，對各級政府的行政決策具有重要的指導意義，其中包括總指數得分、人均得分、單位面積得分三個綜合指標，由新建企業、吸引外來投資、吸引風險投資、專利授權數、商標注冊數量5 個分項指標得出。

project為政策項目實施的虛擬變量。將樣本分為兩組，設立試驗區的地級市為處理組，其余地級市為對照組。若既為處理組，又為建設試驗區后的年份但不包括試驗區成立當年，政策虛擬變量取1，其他情況都取0。i為地級市，t為年份，δi為地區固定效應，γt為時間固定效應，μit為隨機擾動項。α為截距項，φ為控制變量系數，β為試驗區的政策效果，是重點考察指標。

X為其他影響企業創新的控制變量，包括人口規模（lpop）、工業化程度（lind）、教育程度（ledu）、科研投入（lsci）、外商直接投資（lfdi）。

人口規模（lpop）。人口形成人力資本，是一個城市發展的基本，是智慧的來源，人口增長能為企業創新帶來活力。優秀的城市與企業必然吸引一定的人才，當人口聚集到一定規模時才會促進企業創新。選取指標為年末總人口，加1 取對數。

工業化程度（lind）。企業是創新的重要主體，創新往往是企業在工業化生產時產生的。因此企業創新與工業化程度密不可分，工業化程度越高，企業越能招商引資，為創新活動提供支持與保障（謝呈陽和胡漢輝，2020）。本研究選取的衡量工業化程度的指標為規模以上的工業企業個數/地級市GDP，加1 取對數。

教育程度（ledu）。研發投入或更多的支出大部分受過高等教育的科學家和工程師的工資（Hall 和Lerner，2010）。企業創新過程中知識和信息越來越重要，這增強了教育的作用（Beugelsdijk 和Cornet，2002）。本研究選擇各個地區的教育支出來衡量企業配備的人力資源情況。指標計算為教育事業費支出/地方一般公共預算支出，加1 取對數。

科研投入（lsci）。研發投入是創新過程的一個投入，投入可以或多或少地得到有效利用，是創新成果的重要影響指標。但按地區劃分研發資金數據的統計往往很難做到。因此本研究的科研投入選擇地區財政科技支出，一定程度上與企業的研發投入有關，又能避免與每個企業創新程度相互牽引。指標計算為地區財政科技支出/地方一般公共預算支出，加1 取對數。

外商直接投資（lfdi）。外商直接投資是資金、先進技術、企業管理方式等要素進行的跨國轉移。因此能夠將國外企業的知識、技術與經驗擴散到本地（蔣殿春和張宇，2008）。指標計算為外商實際投資額/地級市GDP，加1 取對數。

以上所有控制變量及后續變量都來源于《中國城市統計年鑒》、WIND 數據庫、EPS（economy prediction system）全球統計數據/分析平臺、中國研究數據服務平臺和朗潤龍信中國區域創新創業指數。各個變量的定義與說明見表1。

表1 變量定義與說明

變量的描述性統計見表2。所有變量的觀測值為2000 多個，其中3 個反映企業創新水平的指標：創新總量指數得分、創新人均得分、創新單位面積得分的區間為0～100，平均數分別為51.36、50.91 和51.35；標準差約為28，比較接近。政策虛擬變量的區間為0～1，均值約為0.06，標準差約為0.24，由于地級市樣本太多，而設立試驗區的城市不多，數值較小。由于大部分控制變量采用比例數據，進行了量綱處理，且取了對數，數值較小，標準差也不大。

表2 描述性統計

表3 是主要變量的相關系數表。從中可以看出創新總量指數得分、創新人均得分、創新單位面積得分兩兩高度相關，說明指標非常接近，對地級市企業創新水平的衡量沒有太大的出入。主要解釋變量project都對三個因變量呈顯著正相關關系，初步說明了政策虛擬變量對企業創新有明顯的的促進作用。

表3 相關系數表

五、實證檢驗與分析

整個實證分析過程按基礎回歸、共同趨勢檢驗、安慰劑檢驗、進一步分析的流程進行，如圖1所示。

圖1 實證流程圖

（一）基本實證結論

首先檢驗金融綜合改革試驗區對企業創新的政策效應，表4 為根據式（1）運用DID 模型做的基礎回歸，因變量分別為創新總量指數得分、創新人均得分、創新單位面積得分；（1）列、（3）列與（5）列沒有添加控制變量；（2）列、（4）列與（6）列添加了控制變量，控制了地區固定效應和時間固定效應；括號中為穩健標準誤差；星號標識系數顯著性；觀測值（N）2000 多個。

表4 試驗區對企業創新的影響

（1）列、（3）列與（5）列的政策虛擬變量project的系數都為正，創新總量指數得分的回歸結果為1.701，創新人均得分的回歸結果為1.323，創新單位面積得分的回歸結果為0.654，且（1）列與（3）列結果顯著，說明在控制了設立試驗區的地級市與其他城市差異的情況下，金融綜合試驗區能對企業創新產生積極影響。創新總量指數得分、創新人均得分、創新單位面積得分的回歸系數由大到小，說明進行了人口與地區面積的分攤后，金融綜合試驗區能對企業創新產生積極影響也逐漸減弱。（2）列、（4）列與（6）列的政策虛擬變量project的系數符號也都為正，創新總量指數得分的回歸結果為2.092，創新人均得分的回歸結果為1.440，創新單位面積得分的回歸結果為0.827。相對于沒有加控制變量時，數值有所上升，創新總量指數得分與創新人均得分的結果比較顯著，創新單位面積得分的系數不顯著，從符號為正也可以看出金融綜合試驗區能對企業創新產生正面影響，試驗區的建立能夠通過金融改革對企業創新帶來有利幫助，假設1 得到了驗證。

人口規模（lpop）、工業化程度（lind）、教育程度（ledu）3 個控制變量的系數都顯著為正。人口規模的系數結果顯著為正，說明人口集聚對企業創新有正面作用，為人力資源與技術變革提供保障。工業化程度的回歸結果顯著為正，證實了工業建設對企業創新非常重要，是企業創新投入中不可或缺的一環。教育程度的系數結果為正，說明教育水平的提高能有效促進企業創新，創新的成果可以由熟練技術工人提供，教育能為企業帶來知識積累，促進人力資源的創新性，高教育水平的管理人員也能意識到企業創新的重要性，對企業的創新活動提供更多的關注與支持。科研投入（lsci）與外商直接投資（lfdi）的系數結果有正有負，但是不顯著。

（二）共同趨勢檢驗

為了使DID 模型的檢驗結果為可靠估計，需要排除準實驗構造中出現實驗組與對照組本身就有差異的情況，進而根據事件研究法（event study approach）對平行趨勢這一假設進行檢驗。

要對實驗組的政策效應進行動態評估，需將二元變量project按時間進行分組，在政策前的第n期取-n，在政策后第n期取n，n位于0～4，超過4 仍取4，則一共分為9 組。再根據分好的組別重新生成9 個虛擬變量，政策前4 期的虛擬變量定義為D_4-D_1，政策后4 期的虛擬變量定義為D4-D1，為防止出現共線性問題，刪除政策當期（n=0）的虛擬變量。用D_4-D_1 和D4-D1 代替政策虛擬變量project作為解釋變量進行回歸，如果D_4-D_1 的系數在0 附近波動，即回歸結果不顯著，則說明在政策實施之前，對照組與實驗組的企業創新能力沒有明顯差別，共同趨勢假設成立。具體回歸模型如下：

其中：β和ω為政策虛擬變量的回歸系數。

將生成的八個虛擬變量D_4-D_1、D4-D1 和控制變量對因變量創新總量指數得分進行回歸，根據回歸結果做出趨勢圖，結果如圖2 所示。圓圈代表各個政策時間的回歸系數，穿過圓圈的虛線為對應系數的置信區間，D_4-D_1 的歸回系數在0 附近波動，回歸結果不顯著，說明在政策實施之前，對照組與實驗組的企業創新程度沒有明顯差別，共同趨勢假設成立。政策后的虛擬變量的系數可以反映政策的動態效果，D2 和D4 系數顯著為正說明政策具有滯后效應，金融綜合改革試驗區對企業創新的影響緩慢波動加大，項目大約需要實施2 期以后效果才逐漸顯現出來。

圖2 共同趨勢檢驗

（三）安慰劑檢驗

1.更換控制組

一個干凈可靠的準實驗的設立需要處理組與對照組符合隨機分配原則，本文采取周立和雷中豪（2020）的方法，將對照組選取為金融發展較為突出的省份，鑒于此，對照組剔除了內蒙古、黑龍江、西藏、青海、寧夏的地級市，而處理組仍為原先設立了金融綜合改革試驗區的地級市。按上述方法處理后，實驗組與控制組的金融發展狀況都滿足符合設立試驗區的條件，人為選擇實驗組與控制組的情況可以得到很好地控制。

表5 為更換控制組后的回歸結果，因變量為創新總量指數得分，（1）列沒有添加控制變量，（2）列添加了控制變量，都控制了地區固定效應和時間固定效應。（1）列的政策虛擬變量project的回歸系數為1.717，（2）列的政策虛擬變量project的回歸系數為2.037，都顯著為正。因此試驗區對企業創新的促進作用并不是由人為控制對照組與實驗組的分組而產生的。

表5 更換對照組的安慰劑檢驗

2.隨機分組與抽取政策時間

通過隨機抽取處理組與政策時間進行安慰劑檢驗，進一步將分組與時間選取的人為因素降到最低，排除對照組與政策提前的時機可能仍然會受到主觀選擇的影響。如果隨機抽取的處理組與政策時間得到的回歸結果顯著，則表示項目的實施并不是提高企業創新能力的原因，結果不顯著說明企業創新能力的提升確實是受到了試驗區項目的影響。首先將數據按照地級市分組，隨機排序，然后將前34 個地級市作為實驗組，其余地級市作為對照組。在前34 個地級市的時間變量（年份）中每個地級市隨機抽取一個年份作為其政策時間，根據實驗組、對照組的分類和政策時間生成二元變量，政策時間之后的實驗組取1，其余均取0，再根據式（1）對創新指數進行回歸。將以上抽取并回歸過程重復500 次，結果如圖3 所示。其中散點圖為回歸結果的系數與p值的散點圖，折線圖為500個回歸系數的核密度函數。直觀上看系數為0 的p值接近1，大部分的系數也分布在y 軸左側，符號為負，鮮有系數分布在y 軸右側且顯著。因此與基礎回歸結果中政策虛擬變量系數顯著為正的結果不一致，所以對照組與實驗組隨機分組并隨機設定政策時間的反事實并不會對企業創新產生影響，回歸結果通過了該安慰劑檢驗。

圖3 隨機分組與抽取政策時間的安慰劑檢驗

（四）調節效應研究

根據前文的理論分析，金融綜合改革試驗區能促進企業創新是因為設立試驗區的地級市進行了金融制度的改革，金融行業的發展得以通過各種方式對企業緩解融資約束及監管公司治理，金融服務為企業創新提供了良好的外部條件。因此企業創新能力提升。那么金融改革對企業創新的影響是否確實是受到金融發展的驅動？為了分析金融改革帶來的金融行業的發展對企業創新帶來的影響，將金融發展作為調節效應納入模型中，從而捕捉金融改革促進企業創新的途徑。

表6 引入金融發展與政策虛擬變量的交互項作為調節效應，金融發展通過兩個指標來體現，其一是金融業從業人員（emp），金融行業發展越壯大，其從業人員越多；其二是金融機構人民幣存款余額（dep），金融機構存款是金融行業運行的基礎，存款資金為后續的借貸等活動提供資金，是金融行業發展的源泉。模型因變量為創新總量指數得分，調節變量分別為金融業從業人員（emp）和金融機構人民幣存款余額（dep）。（1）列與（3）列沒有添加控制變量，（2）列與（4）列添加了控制變量，都控制了地區固定效應和時間固定效應。

表6 調節效應分析

表6 中金融業從業人員與政策虛擬變量的交互項（emp_project）系數顯著為正，沒有添加和添加控制變量的結果分別為0.179 和0.217；金融機構人民幣存款余額與政策虛擬變量的交互項（dep_project）系數同樣顯著為正，沒有添加和添加控制變量的結果分別為0.100 和0.122。交互項系數顯著為正說明試驗區的金融行業發展對企業創新具有積極影響，金融行業越發達的試驗區企業創新能力越強。因此假設2 得到驗證。

（五）對企業創新技術水平的影響

由前文的實證結果已知試驗區能促進企業創新，但對企業創新水平沒有做具體考察。創新成果中包含的科研能力與技術含量有高有低，技術含量越高，越接近技術前沿，企業的核心競爭力越強，越難以被其他企業超越與取代。掌握世界頂尖技術的企業除了能維護自身的實力與優勢，還能提升國家科技實力、競爭力與國際地位。因此前沿的創新水平異常重要。

專利數量意味著企業創新產出，雖然不是所有的企業都對創新成果申請了專利，但專利數量所代表的新穎性創造性技術性的產品的出現，則可標志為產品不斷更新換代的體現，同時，專利有著嚴格的法律規定，是法律體系對企業創新與技術的保護，其按照審查周期、授權率等因素的不同可分為不同的類別，有專門的的審核制度，數據公開透明，方便查詢。因此本文沿用徐潔香等（2020）的思路，采用不同類型的專利數來衡量企業創新成果的質量。

我國的專利技術分為三類：發明專利、實用新型專利和外觀設計專利，發明專利研發難度、審核標準最難，所需周期最長；外觀設計專利則最容易。從三類專利的申請數量可以看出企業創新水平的高低。接下來分別使用發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三種專利數量對政策虛擬變量進行回歸，考察金融制度對企業創新技術水平的影響。

表7 仍然為式（1）的回歸結果，（1）列、（2）列和（3）列的因變量分別替換為地級市內企業申請的發明專利、實用新型專利和外觀設計專利數量，數據來源于朗潤龍信中國區域創新創業指數的專利授權數的子維度指標。三個回歸都添加了控制變量，都控制了地區固定效應和時間固定效應。發明專利的回歸系數為2.336，結果顯著；實用新型專利的回歸系數為3.046，結果非常顯著；外觀設計專利的回歸系數為-1.348，結果不顯著。這說明試驗區的金融制度改革可以促使企業產出高質量的創新成果，去追趕技術前沿，但研發資金更多地被用于實用新型專利的研發，使得企業更加注重產品實際效用而非外表的新穎性。因此假設3 得到驗證。

表7 對不同專利產出的影響

（六）融資約束改善對創新技術水平的影響

前面的理論分析中討論過，金融體制改革影響企業創新的主要途徑是緩解融資約束，即緩解公司的財務緊張，使得公司有更多的金融資源投入創新活動當中。通過實證發現，試驗區使企業主要強化實用新型創新，對前沿技術水平創新也具有一定的作用。那么試驗區內金融資源的使用對企業創新水平有何影響，是否會沿襲前面的觀點？為了探討這個問題，同樣采用調節效應，通過添加融資約束與政策虛擬變量的交互項來捕捉融資約束的改善對企業不同創新水平的影響。

表8 引入融資約束與政策虛擬變量的交互項作為調節效應，融資約束的改善通過兩個指標來體現，其一是金融機構人民幣貸款余額（loan），金融行機構貸款余額越多，企業的外部融資規模越大；其二是地級市的風險投資數量（vc），風險投資是創新企業研發資金的重要融資渠道，是許多無法獲得銀行貸款或還沒上市的中小企業創新活動得以進行的資金保障。回歸因變量仍然為三類專利的數量，（1）列和（2）列的因變量為發明專利，（3）列和（4）列的因變量為實用新型專利，（5）列和（6）列的因變量為外觀設計專利。調節變量分別為金融機構人民幣貸款余額（loan）和風險投資數量（vc）。六個回歸都添加了控制變量，都控制了地區固定效應和時間固定效應。

表8 中發明專利數量的回歸系數分別為0.126 和0.471，都比較顯著；實用新型專利數量的回歸系數分別為0.173 和0.736，結果非常顯著；外觀設計專利數量的回歸系數分別為-0.053 和-0.114，結果不顯著。與表7一樣，無論是金融機構貸款的增加還是企業吸引的風險投資數目的增加，都對企業創新產生了促進作用。企業融資所得的資金可以推動企業走向技術前沿，但比不上對實用產品的創新，這也符合企業創新難度大、不確定性、與不可預見性的特征，企業出于風險考量，不一定會將資金都用于前沿研究，而更多地考慮改良產品的性能。因此企業更多地傾向于實用新型專利的研究。

表8 融資約束改善對不同專利產出的影響

六、結論與政策建議

以金融綜合改革試驗區為試點的金融改革工作，活躍民間資本，擴寬融資渠道，引導高效投資，加強企業監管，防范金融風險，為促進企業創新作出了突出貢獻，也為全國的金融發展與金融改革提供了寶貴經驗。為考察金融綜合改革試驗區與企業創新之間的關系，首先，選用2010—2019 年的地級市面板數據，運用多時點DID 模型，對2012—2017 年的12 個金融改革綜合試驗區的政策效果開展評估分析，并通過構造準自然試驗分析試點項目是否對企業創新產生影響；其次，用共同趨勢檢驗判斷了準自然實驗的前提的合理性，再通過變換對照組、隨機抽取回歸兩種方法進行安慰劑檢驗，以證明基礎回歸結果的可靠性；最后，通過調節效應和變換因變量進一步研究政策效果和考察試點項目對企業創新影響的途徑。

基于以上實證考察步驟，得到以下結論：

一是根據DID 模型實證分析得出政策虛擬變量顯著為正，說明金融綜合改革試驗區對企業創新有積極影響。試驗區通過金融制度改革，促進金融體系的發展，使得金融體系能夠充分發揮集中儲蓄、調動資源、促進風險交易、監督投資和實施公司治理等功能，能夠緩解企業融資約束，為企業創新活動提供更多的外部資金，金融體系的資金委托方也能監管企業治理，關注企業創新項目進展，提高企業的創新積極性。因此能提高企業的創新能力。

二是引入金融發展指標與政策虛擬變量的交互項后，交互項的系數顯著為正，說明金融綜合改革試驗區對企業的促進作用是由金融發展程度來調節的。試驗區的金融改革措施落到實處，金融制度確實能使企業享受到金融資源的合理配置帶來的好處，才能為企業創新活動提供活力。因此金融體系的健康發展才是企業創新的有利保障。

三是分別以發明專利、實用新型專利和外觀設計專利為因變量，對其進行回歸后，對發明專利的回歸結果符號顯著為正，對實用新型專利的回歸結果為正且非常顯著，對外觀設計專利的回歸結果為負，加入融資約束與政策虛擬變量的調節項后依然如此。這說明試驗區對企業創新水平的提升有很大的促進作用，試驗區為企業創新提供的資金優勢與監督職責能減少企業的低水平創新，使企業將精力轉移到較高水平的創新上去，企業也會有一定的前沿技術研究。

依據研究結論，提出以下政策建議：

一是繼續深化金融綜合改革工作，完善試驗區的試點制度設計安排。規范與發展民間融資，引導民間資本進入合規合法的金融市場，而不是停留在風險較大、制度不規范的民間借貸市場。支持中小企業信貸，擴大中小企業信貸規模，降低中小企業融資門檻，緩解中小企業融資約束，促進中小企業蓬勃發展，活躍金融市場與信貸業務。豐富金融產品類型，提供覆蓋全面、能滿足各種需求的融資理財產品，為企業的外部融資提供多種渠道。

二是加強對企業的監管措施，促進企業創新活力。構建清晰合理的產權交易制度，出臺系統完善的經濟產權法，為經濟業務提供法律依據與法制保障，提供有法可依的市場環境，促進企業間合作，擴大貿易投資規模，加大風險投資力度。建立健全征信體系和完善地方金融監管，強化全社會信用體系，推進商務誠信，做到信息公開，增加透明度，嚴懲失信企業與高管，使得企業融資的創新創業投資落到實處，將金融資源合理運用到創新項目當中。

三是為高科技企業提供多方面全方位的扶持政策，在金融風險可控的情況下，支持創新企業上市融資，走向國際舞臺，探索前沿科技。鼓勵高學歷科研人員到創新企業工作，加大人才吸引力度，提供充足的福利保障措施，加強企業的人才資源優勢，培養艱苦奮斗的創新精神，提高科技創新水平，向世界科技前沿不斷奮進。