金融資源錯配影響專精特新企業創新的機制、效應和政策優化

摘 要：為了探究金融資源錯配對專精特新企業創新的影響，基于2012—2022年全部A股上市的專精特新企業數據進行研究。實證研究發現，在創新產出和創新投入兩視角下，金融資源錯配對專精特新企業的創新均有顯著的抑制作用。其作用機制在于金融資源錯配通過影響專精特新企業外部融資約束和融資成本進而影響專精特新企業創新。通過異質性檢驗發現，從所有制角度來看，金融資源錯配對專精特新國有企業和專精特新非國有企業的創新均有顯著抑制作用，但相較之下對專精特新非國有企業的創新抑制作用更強；從專精特新企業級別劃分的角度來看，金融資源錯配對省級專精特新企業創新的抑制效果比對國家級專精特新企業創新的更強。文章從金融錯配視角探討其影響專精特新企業創新的機制效應，為專精特新政策的制定提供經驗證據和參考。

關鍵詞：專精特新企業創新；金融資源錯配；融資約束

一、引言

在黨的二十大報告中習近平總書記提出：“加快實施創新驅動發展戰略。加快實現高水平科技自立自強。”“加強企業主導的產學研深度融合，強化目標導向，提高科技成果轉化和產業化水平。強化企業科技創新主體地位，發揮科技型骨干企業引領支撐作用，營造有利于科技型中小微企業成長的良好環境，推動創新鏈產業鏈資金鏈人才鏈深度融合。”[1]近年來中國對于創新活動的投入持續增長，研發投入強度不斷提升，Ramp;D經費支出與GDP的比例不斷增加。根據國家統計局公布的數據，截至2022年，我國的Ramp;D經費總額達到30782.9億元，比上年增加2826.6億元，增長10.1%，研發投入強度達到2.54%，企業作為研發活動的核心力量，其經費支出在Ramp;D經費支出中占比高達77.6%。習近平總書記的重要論述和以上數據均反映出國家對科技創新的重視程度不斷提升，企業在推動技術進步和創新應用中具有決定性作用。企業的技術創新是推動高質量發展的重要力量[2]。

現如今，中國中小企業的數量不斷壯大。據工信部統計，截至2022年末，全國中小企業數量已超5200萬戶，在企業中占比高達90%以上。相較2018年末增長51%。2022年平均每天新設企業2.38萬戶，是2018年的1.3倍，發展質量效益不斷提升。習近平總書記在《致2022全國專精特新中小企業發展大會的賀信》中指出“中小企業聯系千家萬戶，是推動創新、促進就業、改善民生的重要力量”[3]，中小企業儼然占據了中國經濟發展主力的半壁江山，成為中國經濟的重要組成部分。然而目前中小企業在融資、人才等方面仍存在著困境，如融資難、融資貴、創新投入不足、吸引保留人才難等。在經濟社會高質量發展的新時代戰略要求下，“專精特新”政策應運而生，引導中小企業走“專精特新”的發展道路，既能激勵中小企業的創新，同時也能對中小企業進行政策幫扶補助，是可行的途徑和重要的抓手。

“專精特新”一詞于2011年7月被工信部首次提出。自2017年黨的十九大召開以來，國家對專精特新企業的發展給予了極大的關注和支持。專精特新企業政策的出臺是為了給中小企業創新賦能[4]。到2018年末，針對專精特新“小巨人”企業的培育計劃正式拉開帷幕。截至2023年7月，被認定為專精特新“小巨人”的企業數量已經迅速增長至12756家。專精特新企業是指“專業化、精細化、特色化、新穎化”的企業。這類企業通常在各自的細分市場中占據領先地位，擁有關鍵技術，是有著較強創新能力的行業佼佼者。推動專精特新企業發展不僅有助于促進中小企業創新，增強其競爭能力，而且對構建創新型國家和實現經濟高質量發展具有重要意義。

目前中國特色社會主義進入新時代，經濟由高速增長階段轉向高質量發展階段。隨著中國經濟的快速增長，我國金融行業取得了長足的進步，金融業已經形成了較為完善的金融體系。但金融領域內依然存在明顯的錯配問題，這些問題可能會對金融市場的運作效能和金融市場效率有著不利的影響[5]。金融資源錯配可能帶來的問題，不僅關系到企業的生存和發展，也關系到整個國家經濟的創新活力和可持續發展。這不禁引發我們對金融資源錯配可能帶來的影響進行思考：相較于一般企業，專精特新企業會在一定程度上得到政策帶來的資金補助，表明專精特新政策可以激勵中小企業創新，那在此背景下，金融資源錯配對專精特新企業創新是否存在著影響？會有何影響？其影響機制是什么？若金融資源錯配對專精特新企業的創新存在影響又該怎樣調整和優化政策？因此探究兩者之間的關系，以及金融資源錯配對專精特新中小企業創新影響的內外部機制，對于推動專精特新中小企業創新及金融資源配置機制的進一步完善具有重要的理論價值和現實意義。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻可能體現在以下兩方面：（1）研究從金融資源配置角度對專精特新企業創新影響進行探討，理論上拓展了創新影響因素的研究視野，補充了現有關于金融資源錯配經濟效應的研究，豐富了對專精特新企業的實證研究。（2）本文的研究在現有文獻的基礎上，通過實證分析從微觀角度深入探討了金融資源錯配對專精特新企業創新活動的具體影響及其內在作用機制。與多數聚焦于專精特新政策對企業創新的正面效應的研究相比，本文研究提供了新的研究視角，即金融資源配置的效率問題，對于全面理解專精特新企業創新的影響因素具有現實意義。同時本文研究也可以為政策制定者在設計和調整支持專精特新企業發展的相關政策時提供更為細致的依據。

二、文獻綜述與研究假設

在以往的研究中，學者們已經廣泛探討了金融與企業績效之間的關系，發現良好的金融環境能夠促進企業的投資、增長和創新。金融發展通過影響企業資源獲取和配置，進而對企業高質量發展產生重要影響[6]。而企業創新則是金融發展影響經濟增長的重要渠道[7]。影響企業創新的因素有許多，既包括企業創新投入、企業規模、企業組織、企業文化等內部因素，也包括政府政策、市場環境、融資環境等外部因素。金融資源配置是影響企業創新的重要因素，它直接影響著企業的研發能力和創新成果的質量。

但我國目前還存在著金融資源與企業生產效率錯配的現象[8]。金融資源錯配是指在金融資源的分配過程中，由于市場不完善、信息不對稱、政策導向偏差等因素，導致金融資源沒有按照效率原則或市場規律被分配到最需要或最能產生最大經濟效益的領域或企業。金融資源配置的核心問題是效率問題。已有文獻普遍認為我國存在金融資源錯配的現象，從而導致資源配置效率不高，并且這些資源錯配、資源配置效率不高的現象還會通過融資的中介變量來抑制企業的績效。早在2008年就有學者研究表明，由于中國的金融體系存在嚴重的金融資源錯配現象，這使得現有的金融體制并沒有很好地完成優化資金配置從而優化生產要素配置的功能，反而對經濟增長產生了牽制作用[9]。邵挺指出，在企業融資時，獲得資金的機會和資金的使用成本存在著明顯的差異，資本市場上存在明顯的資源錯配現象，從而導致企業無法獲得足夠的資金來進行企業創新[10]。由于我國存在有限的資源流入產能低效的企業的現象，導致不同企業產品的邊際收益不等，偏離了帕累托最優[11]。這不僅不能夠增加企業的產出，反而造成了資源的浪費，從而揭示出金融錯配對經濟的負面影響。薛龍等也指出金融錯配顯著抑制了非國有企業和小規模企業的創新行為[12]。而專精特新企業多數規模較小，且具有“兩高一輕”的特點，即高技術投入、高人力資本投入和輕資產，需要大量長期性資金投入，但由于這類企業技術開發和成果轉化前景存在不確定性，風險相對較大，又缺乏合格抵質押物，從銀行獲得貸款比較困難，因此其受到金融資源錯配的影響可能越大。對此提出本文的第一個假設：

假設H1：金融資源錯配對專精特新企業的創新有抑制作用。

金融資源錯配對企業創新產出的影響是多方面的，針對這個問題，不少學者提出了不同的見解，有研究顯示城市商業銀行對行業的金融資源錯配有著顯著的抑制作用，而且這一抑制作用存在行業和地區的歧視，即城市商業銀行的“信貸歧視”造成了金融資源錯配的顯現現象[13]。除此之外，薛龍和劉家諾從貨幣政策的角度出發，發現了金融資源錯配抑制企業創新的原因之一是貨幣政策的不確定性[12]。同時有不少學者從融資角度來考慮金融資源錯配對企業創新的影響。鞠曉生等提出高調整成本和不穩定的融資來源會約束企業的創新活動[14]。張璇等也提出信貸尋租和融資約束均能顯著抑制企業[15]。郭田勇等通過中介效應研究發現經濟政策的不確定性增大會增加企業融資成本從而阻礙企業創新活動[16]。張倩肖、劉虎和楊昊昌從綠色創新出發，發現了金融資源錯配影響企業外部融資約束來影響企業內部的代理成本，從而影響企業綠色創新的產出[17]。據此提出本文的第二個假設：

假設H2：金融資源錯配通過影響融資約束、融資成本進而影響專精特新企業的創新。

三、研究設計

（一）計量模型設定

1. 基準模型

根據以往的研究文獻，本文構建了時間與行業的雙向固定效應模型對金融資源錯配對專精特新企業創新的影響進行研究。為驗證假設H1：金融資源錯配對專精特新企業的創新有抑制作用，基本計量模型如下：

[Yit=β0+β1FMit+β2Xit+λj+λt+εit] （1）

其中下角標i，t，j分別代表企業、年份和行業，Yit代表專精特新企業的創新投入（RD）、創新產出（IP、PCT）；FMit為i企業t年的金融資源錯配程度；Xit為本文選擇的控制變量；λj為行業固定效應；λt為時間固定效應；εit為隨機誤差項。

2. 中介效應模型

為驗證假設H2：金融資源錯配通過影響融資約束進而影響專精特新企業的創新，本文參照溫忠麟等[18]、郭田勇等[16]的做法，采用逐步回歸的方法檢驗金融資源錯配是否通過影響融資約束和融資成本進而影響專精特新企業的創新：

[Yit=β0+β1FMit+β2Xit+λj+λt+εit] （2）

[Mit=α0+α1FMit+α2Xit+λj+λt+εit] （3）

[Yit=γ0+γ1FMit+γ2Mit+γ3Xit+λj+λt+εit] （4）

其中Mit代表選取的中介變量融資約束（KZ指數）、融資成本（FC），其它變量含義不變。

（二）變量設定和指標構建

1. 被解釋變量

本文的被解釋變量為專精特新企業創新投入（RD），考慮企業的創新并不能僅用其創新投入來衡量，因此本文選取專精特新企業研發產出即專精特新企業發明專利申請數量（IP）以及專精特新企業專利申請申請數量（PCT）這兩個指標來替代專精特新企業創新投入進行穩健性檢驗，以檢驗結果的可靠性。

2. 解釋變量

金融資源錯配（FM），參考邵挺[10]的做法，用專精特新企業資本使用成本與行業平均資金使用成本的差值來計算金融資源錯配程度。其中專精特新企業資本成使用成本情況用專精特新企業的利息支出與去除應付賬款的總負債和應付賬款的差額之比來計算。

專精特新企業資本使用成本=專精特新企業利息支出/（負債合計-應付賬款）

FM=專精特新企業資本使用成本-行業平均資金使用成本

3. 中介變量

目前學術界中衡量企業融資約束的指標有多種，包括Hadlock和Pierce[19]、鞠曉生使用的SA指數[14]、Whited和Wu的WW指數[20]。本文借鑒顧群等[21]的做法采取KZ指數來衡量融資約束，KZ指數越大，表明上市公司面臨的融資約束程度越高，融資效率越低。參考鄭軍等[22]用企業財務費用除以期末負債合計來衡量融資成本（FC）。

4. 控制變量

根據相關參考文獻以及本文的研究目的，選取企業年齡（AGE）、企業規模（SIZE）、企業利潤率（ROA）、固定資產比率（FIXD）、管理費用率（COA）、資產負債率（LEV）、資本密集度（CIR）作為控制變量，具體變量定義與計算見表1。

（三）樣本選擇及數據來源

本文以2012—2022年全部A股上市的專精特新企業非平衡面板數據為樣本進行研究，同時對數據進行如下處理：（1）剔除全部ST、ST*和所有者權益為負的企業；（2）剔除計算變量指標時觀測值缺失的樣本；（3）用winsorized的方法對連續型的變量指標數據上下進行1%的縮尾處理消除異常值。數據主要來源為數據庫和國泰安數據庫（CSMAR）。經過上述處理最終本文得到8739個觀測值，共計1347家專精特新企業。

（四）變量描述性統計結果分析

表2是主要變量的描述性統計。從表2可以看出專精特新企業創新投入（RD）最小值為0，最大值為4004.29，平均值為1.172，說明專精特新企業創新投入平均水平比較低且存在明顯的差距。從創新產出來看，專精特新企業創新產出中發明專利申請（IP）的最小值為0，最大值為5.288，平均值為0.854，說明企業的創新產出較低，創新能力不足。從金融資源錯配的角度來看，企業金融資源錯配（FM）最小值為-63.524，最大值為21.037，平均值為0.001，說明我國的專精特新企業存在明顯的金融資源錯配問題，且差異程度較大。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果分析

通過Husman檢驗得出P值為0.000，因此本文選擇固定效應模型進行實證回歸。表3中，列（1）為未控制控制變量的雙向固定效應模型，列（2）為控制個體效應的固定效應模型，列（3）為控制時間和行業的雙向固定效應模型，列（4）為Tobit模型。表3為基準回歸結果，可以看出無論是否包含控制變量，金融資源錯配均在1%的水平上顯著抑制了專精特新企業的創新，與前文提出的假設相吻合。本文認為可能是由于企業技術創新是一種高風險、信息不對稱及投資期限長的項目，金融資源錯配會導致專精特新企業面臨更大的融資約束，所以使得企業難以獲得足夠的資金來支持研發和創新活動。同時，金融資源的不均衡分配可能導致專精特新企業融資成本上升，也減少了專精特新企業投入創新活動的資金。

（二）穩健性與內生性分析

為保證回歸的可靠性，以及為了避免選擇企業創新指標單一對研究結果產生的影響，本文選取了企業創新產出作為替換指標進行穩健性回歸。發明專利申請數量和專利申請數量均采取加1后取對數的方式來衡量。考慮到衡量專精特新企業創新產出的指標中零值較多，可能會導致數據截斷，因此本文同時采用了Tobit模型進行回歸。結果如表4所示，列（1）、列（3）為雙向固定效應模型，列（2）、列（4）為Tobit模型。由表可見替換了被解釋變量的回歸結果中FM的回歸系數分別為-0.024、-0.091、-0.039、-0.079，無論被解釋變量是IP還是PCT，FM系數均顯著為負，表明金融資源錯配對對專精特新企業創新有著顯著的抑制作用，結果與上文基本一致，驗證了研究結論的穩健性，研究結果不受被解釋變量替換的影響。

五、作用機制分析

（一）融資約束為中介變量結果分析

前文證實了金融資源錯配對專精特新企業的創新有著抑制作用，那么金融資源錯配又是如何影響專精特新企業創新？本文參考溫忠麟等[18]的逐步回歸中介效應模型對金融資源錯配影響專精特新企業創新進行機制分析。由表6列（1）中第一階段回歸數據可看出金融資源錯配與專精特新企業創新顯著正相關，進入第二階段檢驗。列（2）中FM回歸系數為0.220，在1%的水平上顯著，通過第二階段檢驗。第三階段，在列（2）加入中介變量融資約束（KZ）進行檢驗，由列（3）中可知KZ回歸系數為-0.001，FM回歸系數為-0.007，分別在5%和1%的水平上顯著，從上述檢驗結果得到金融資源錯配是通過影響融資約束進而影響專精特新企業的創新，假設H2得到證實。

（二）融資成本為中介變量結果分析

表7展示了以融資成本作為中介變量進行中介效應的回歸結果。在列（1）、列（2）中FM的回歸系數分別為-0.006、0.017，且均在1%的水平下顯著，通過了逐步回歸的第一、第二階段，從列（3）的回歸結果來看，FM對RD的系數為-0.005，融資成本對RD的系數為-0.101，也均在1%的顯著性水平上顯著。這一結果表明，融資成本在金融錯配與企業創新之間的關系中也起到了中介作用，假設H2得到驗證。

六、異質性分析

（一）專精特新企業產權異質性分析

為了探究不同情景下金融資源錯配對專精特新企業的影響，本文分別基于企業所有制屬性和專精特新認定級別進行分組研究。表8為所有制視角下的回歸結果。

由表8可以看出專精特新國有企業的FM系數顯著為負，這可能是由于專精特新企業創新受到研發費用投入大、研發成果轉化周期長等因素的影響，資金需求量明顯高于傳統企業，其專注于細分市場和技術領域的創新，通常具有更高的創新潛力需求，更依賴于外部融資來支持其研發和創新活動。因此相較于一般的國有企業，專精特新國有企業對金融資源融資效率更為敏感。（1）（3）列為雙向固定效應模型和（2）（4）列為Tobit模型，從回歸結果來看，金融資源錯配對專精特新國有企業創新的影響系數為-0.004、-0.006，分別在5%、1%的水平下顯著；金融資源錯配對專精特新非國有企業的影響系數均為-0.006，在1%的水平下顯著。由此可見，金融資源錯配對國有和非國有的專精特新企業創新均有抑制作用，且相較之下對專精特新非國有企業的抑制作用強于對專精特新國有企業。這可能是因為非國有企業通常面臨更嚴格的融資約束和更高的融資成本。由于它們相對缺乏政府支持和隱性擔保，這使得它們在金融市場上獲取資金的能力較弱，對金融資源的分配不均更為敏感。此外，非國有企業往往規模較小，擁有的抵押物和擔保能力有限，這在金融資源錯配時可能導致它們更難獲得必要的創新資金。與此同時，國有企業可能因為政府的政策傾斜和市場地位，即使在金融資源錯配的情況下，也能通過各種渠道獲得資金支持，從而減輕了金融資源錯配對創新活動的負面影響，這也與張潔等[23]的研究結果相符合。

（二）專精特新企業級別異質性分析

由于不同級別的專精特新企業受到政策的補助會有所差異，等級較高的專精特新企業獲得的資源會相較于等級較低的專精特新企業更多。因此本文對專精特新企業進行分組回歸分析，探討不同級別下金融資源錯配對專精特新企業創新的影響，結果如表9所示。列（1）、列（3）為雙向固定效應模型，列（2）、列（4）為Tobit模型。由結果可以看出無論是國家級還是省級專精特新企業，金融資源錯配對其創新的影響有著顯著的抑制作用，但金融資源錯配對國家級專精特新企業創新的影響比對省級專精特新企業創新的影響弱一些。

七、結論與啟示

在推動經濟社會高質量發展的背景下，優化資源配置、完善融資體系，對推動專精特新企業創新有著重要意義。本文基于2012—2022年全部A股上市的專精特新企業數據，從專精特新企業創新投入和創新產出兩個視角研究金融資源錯配對專精特新企業創新帶來的影響，以及探究了金融資源錯配對專精特新企業創新的影響機制，并進行替換解釋變量指標的穩健性檢驗、企業所有制和專精特新企業級別異質性檢驗，得到如下結論：（1）金融資源錯配對專精特新企業創新有著顯著的抑制作用，因為企業創新不能單從投入的角度來看，為了確保結果的可靠性，本文采取替換解釋變量方法進行穩健性檢驗，結果仍然顯著。（2）金融資源錯配通過加劇專精特新企業外部融資約束和提高融資成本從而抑制其創新。因為獲取資金的難度和成本直接影響了企業投入研發和技術創新中的資金規模。在金融資源配置效率不是最優的情況下，那些最具創新潛力和效率的企業可能無法獲得必要的資金支持，從而限制了它們創新能力和創新效率的發揮。（3）在區分所有制和專精特新企業級別的情況下，金融資源錯配對專精特新企業創新均有著顯著的影響。金融資源錯配對于國有專精特新企業和非國有專精特新企業的創新都有顯著的抑制作用，但對于非國有專精特新企業的抑制作用更強，這可能是因為非國有企業在金融市場中缺乏政府背景的隱性擔保，需要依靠自身的信用和抵押物獲得貸款，面臨著相對較高的融資難度和成本。而金融機構可能傾向于向風險較小較穩定的國有企業提供貸款，同時國有企業還會直接或間接地受到政府的支持，包括稅收優惠、補貼等，這些都能夠在一定程度上緩解金融資源錯配對其的負面影響。同時就專精特新企業級別而言，相較于省級專精特新企業，國家級專精特新企業創新受金融資源錯配的抑制作用更弱。

根據上述研究結論可以得到以下啟示：（1）根據本文的分析，金融資源錯配對專精特新企業創新有著顯著的負面影響。一些相關研究也指出，金融資源錯配程度的提高會導致企業全要素生產率差距和產品質量差距擴大。這不利于專精特新企業的長期發展。因此在金融資源錯配下，為了促進專精特新企業的創新與發展，需要繼續深化金融市場化改革，建立健全以市場為主導的資源配置機制，包括減少政府對資源的直接配置，尤其是對專精特新國有企業的隱性補貼和其他優惠福利，確保專精特新政策下金融資源能夠真正流向創新效率高的企業。（2）政策上可以繼續加強對中小企業的金融支持，特別是對專精特新企業的扶持。可以通過中央財政資金的引導和獎補，促進金融機構提供更加精準和有效的金融服務，支持中小企業提升專業化能力和水平。這有助于降低企業融資成本，提高融資效率，進一步激發企業的創新活力。（3）加強對專精特新企業的評定和管理工作，使得金融資源能夠有效利用和創新資源能夠精準投放。通過建立科學的評審機制和考核體系，公正客觀地評估企業項目價值，確保財政資金和金融資源投向真正具有創新能力和成長潛力的專精特新企業。同時，對于獲得財政獎補資金的專精特新企業，應實施嚴格的監管和績效評價，確保資金用于企業的創新和高質量發展，避免資金的濫用和效率損失，從而提高金融資源配置的效率和創新政策的實施效果。

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