银行业发展、异质企业与技术创新

周怡

摘要：基于2001—2013年沪深A股1471家上市公司及31个省级银行业的非平衡面板数据，实证研究银行业发展对企业创新的作用机制，结果表明：（1）各地区中银行业竞争程度越激烈，地区企业技术创新越高，且这种正向效应在民营企业中更明显；（2）中小型银行在各地区银行业占比越高，企业的技术创新水平越高，且这种正向效应在民营企业中更为明显；（3）各地区银行业中非国有银行发展水平越高，越能够促进民营企业技术创新，但这种影响对国有企业却是负向的。

关键词：银行业发展；企业异质性；创新效应

文献标识码：A 文章编号：1002-2848-2017（03）-0066-11

一、引言

自改革开放以来，我国经济持续快速增长，也因此被称为“中国奇迹”。但是，近年来随着我国人口红利的逐渐消失，这种经济增长模式已不具有可持续性，只有技术创新才能带来可持续的经济增长。企业是创新活动的主体，其创新水平的高低受各种因素的制约，制度层面的产权保护和文化价值，以及微观层面的公司治理、企业规模等因素均会影响企业创新水平。相关研究表明，银行业作为企业外部融資的主要来源，其发展水平是影响企业创新的关键因素。

迄今为止，国内学者已从三个方面对银行业发展如何影响经济增长进行了研究：第一，银行业发展与经济增长。林毅夫和姜烨认为银行业的竞争程度与经济增长呈显著的正相关关系，而郭为则认为国有银行的产权属性导致其信贷资源配置效率低下，这些银行的信贷并不全是指向经济增长，而是考虑其它政治目的，但这是以牺牲经济增长为代价的。第二，银行业发展与企业信贷约束。林毅夫和李永军、李志赞研究了中小银行等金融机构的发展与增加小企业信贷的关系，吴军和白云霞检验了我国银行业制度改革对国有企业预算约束的影响，江伟和李斌考察了国有银行对不同性质企业的差别贷款。而对银行业发展与企业创新的关系较少研究，仅有李颖等、朱欢以及温军等x几篇文章研究了银行系统与其它金融机构譬如股票市场、保险公司以及债券市场相比，如何影响企业创新，但是并未深入剖析银行业发展本身对企业创新的作用机制。

国外的相关研究也较为深入，可做如下总结：第一，银行业发展对企业创新有促进效应。原因有二：一是银行具有信息揭示的帕累托改进功能，便于企业与银行之间的信息传递，而信息不对称的降低有助于提高企业的创新水平；二是在银行主导型的国家中，银行与企业之间形成了密切的联系，银行拥有大量有关企业创新项目的信息，这便于其对企业创新中的代理行为进行监督和约束，从而提高企业的创新水平。第二，银行业发展对企业创新有挤出效应。原因有这样几点：一是认为现代商业银行由于追求规模和范围经济，大都使用科层制的复杂组织结构，过长的委托代理链条增加了信息的传递成本，在信息的产生和揭示方面并无明显的比较优势，因而往往对企业技术创新支持不够；二是多数情况下企业在与银行的交易中处于不利地位，银行存在对企业的盘剥行为，银行在利益分配中的强势地位削弱了企业创新动力；三是风险方面的原因，由于企业创新活动的不确定性，天生具有风险规避属性的银行对高风险的企业创新投资缺乏内在动机，从而不利于企业创新活动；第三，银行业竞争阻碍企业技术创新。国外有学者认为，市场上银行之间的竞争加剧会降低商业银行给予新创企业和小企业贷款的可能性，阻碍创新的发展。

值得注意的是，国外研究多以美欧等国企业创新活动为研究对象，较少涉及对中国样本的分析。因为中国银行业垄断程度高而且国有和民营企业同时并存以及国有企业在信贷资源配给中通常会获得较多倾斜等，所以中国的银行业和公司具有不同于美欧等国的鲜明特征，以美欧等国为研究样本的实证结论难以解释中国现象。因此，本文试图以中国样本为研究对象，探讨以下三个问题：第一，中国银行业的发展是否提高了企业的技术创新水平？第二，银行业发展的产权结构、规模结构以及竞争结构与技术创新的关系是否存在不同？第三，企业性质是否对银行业发展的创新效应存在调节影响？

与现有文献相比，本文的贡献主要表现为以下几个方面：第一，本文探讨了中国银行业发展的竞争结构、规模结构以及产权结构与企业创新之间的关系；第二，研究了不同产权性质的企业对银行业发展创新效应的调节作用；第三，采用各地区银行分支机构密度度量了银行业的发展水平，并采用工具变量法解决相关的内生性问题。

本文其余内容安排如下：第二部分提出本文的分析思路和理论假说；第三部分是研究设计，主要包括样本来源、变量选取及变量的描述性统计；第四部分是模型设定和实证结果分析；第五部分进行总结并提出政策建议。

二、研究框架与理论假说

自1911年熊彼特（Schumpeter）提出技术创新理论以来，有关技术创新的研究已取得了重大进展，多数文献认为技术创新具有三个明显特征：一是高额投入。技术创新活动从研发、中试到规模生产以及再到投放市场，需要源源不断的高额资金投入。能否对结果不确定的项目进行持续的财务支持，就成为企业创新能否取得成功的关键决定因素。二是高度不确定性。这是一个被相关文献多次强调的重要特征，主要包括创新过程和创新收益的不确定性以及由管理者和研发者的逆向选择和道德风险问题所导致的不确定性。三是高度信息不对称。创新企业对其技术前景和产品开发有比较充分的了解，而外部投资者则难以做到这一点，两者之间存在严重的信息不对称。

银行业作为一种重要的金融中介，其发展可以促进企业技术创新水平的提高。原因有这样几个方面：第一，可以为技术创新提供资金。一是银行可以吸引社会大量的小额资金并进行归集，然后将其贷于企业，企业则可以将这些资金投向需要大规模投资的技术创新项目。二是银行将闲散的资金聚集起来进行规模化的投资，可有效地分散创新项目的风险，避免创新风险的集中爆发。三是银行采用这种信用创造方式为创新融资，可以将不同期限的资金和项目进行合理的匹配，从而为企业创新提供长期稳定的资金保障。第二，通过对信息的传递和处理，降低企业技术创新的信息不对称性。关系型金融理论认为，银行通过向企业提供贷款和其它金融服务，能够产生信息揭示的帕累托改进，具有信息收集的规模经济和范围经济。信息揭示的帕累托改进有助于银行更好的评估并淘汰市场中的劣质项目而保留优质项目，从而有效提升技术创新项目的成功率。第三，银行业发展可以缓解企业创新中的代理问题。原因有三：一是银行可以通过签订信贷合约的方式实现对经营者的激励约束；二是银行通过分期贷款机制设计实现其对企业创新项目质量的控制；三是在日德等银行主导型的国家中，银行与企业之间形成了密切的联系，能够通过参加董事会等手段直接或间接参与企业的经营管理，这有助于银行对企业经营者的创新活动进行更好的控制和监督。基于上述理论分析，本文提出如下假设：endprint

假说1：银行业的发展可以提高企业的技术创新水平。

由于银行业的竞争结构、规模结构和产权结构对经济增长有显著影响，接下来本文将分析其对企业创新的作用效果。

银行业规模结构与企业技术创新。林毅夫等认为金融结构可以用大银行和小银行的相对规模来表示。经济体中大银行和小银行的相对规模对企业技术创新的影响包括以下几点：第一，银行业中大银行和小银行的主要服务对象有所差别，大银行主要为大企业提供资金贷款和交易结算等服务，而小银行主要服务于小企业。第二，大银行复杂的层级组织和冗长的信贷审批流程决定了大银行无法支付识别中小企业信息的成本，因此，大银行更倾向于向信息公开、能够提供抵押等其它担保物的大型企业贷款。而中小银行的组织结构相对扁平化，信息比较容易传达到贷款决策的制定者，这也就增加了中小企业获得银行贷款的可能性。第三，中小银行的经营通常具有区域性特征，对区域内的企业和市场环境更加熟悉，更易于与同一区域内的企业建立长期的银企关系并提供贷款，而全国性经营的大型银行却没有这种优势。

就银行业竞争结构与企业技术创新，新古典经济学理论认为，市場竞争能够有效提高社会资源的配置效率，实现社会福利的最大化。Petersen andRajan提出，随着商业银行间竞争程度的加剧，资金市场上的信贷供给将会提高，从而增加了企业从银行获得贷款的概率，同时，商业银行竞争的加剧也有利于企业以更低的价格从银行处获得贷款。波特的竞争理论也认为，企业与竞争对手争夺客户是企业经营中最直接也是最核心的竞争手段之一。对于银行业来说，垄断的市场结构会导致信贷资金供给的严重不足，具有垄断势力的大银行会更加追逐大型和优质的集团客户，而对中小创新企业置之不理。随着银行业市场竞争的加剧，市场中出现了更多的信贷供给者，除了大型的和优质的集团客户之外，商业银行会加强与普通的中小企业的合作，使得信贷资源的分配更加均衡。此外，由于我国市场经济运行的不成熟，在很多经济领域还存在大型国有企业，具有垄断势力的大型银行更加喜欢追逐大型国有企业，而不重视对中小民营企业的技术创新支持，所以，银行业市场竞争水平的加剧有利于民营企业为其创新活动融资。

就银行业产权结构与企业技术创新的关系来看，La Porta曾总结出了两种观点：“发展的视角”和“政治的视角”。一方面，“发展的视角”认为，国有银行相比民营银行能更好的促进经济增长，因为国有银行在推动大型战略性项目能发挥更好的正向作用；另一方面，“政治的视角”认为，国有持股控制银行主要是为了促进就业、福利改善等政治目的，政府通过国有银行资助并推动的项目往往是低效率的，是不利于生产效率的提升的。La Porta针对不同国家的实证检验，结果支持“政治的视角”，而Andrianova et al.采用更新的数据得出了支持“发展的视角”的结论。在中国这种市场经济不发达的国家，银行业发展的“政治的视角”获得了更多的研究支持。长期以来，信贷资金并未流入创新效率更高的民营企业。国有企业往往是拥有“政治关系”的企业，其主要表现形式就是来自于国有银行的信贷倾斜以及优惠贷款。Cull and Xu的研究指出，与政府有密切联系的企业更有可能得到国有银行的贷款。卢峰和姚洋也提出在过去十几年里，由于中国银行业中国有银行的垄断地位和国有银行在信贷方面的所有制倾向，导致80%以上的银行信贷资金集中流向创新效率较低的国有企业。国家的信贷指导政策对国有部分的优惠和对非国有部门的歧视是导致这一现象更为重要的原因。另外，虽然中小银行能够更为便利地服务非国有企业，但中小银行的发展严重受制于国有银行的主导地位。由此，如前所述，创新效率更高的非国有企业难以为其创新活动筹集充裕的资金。这一方面阻碍了非国有企业创新能力的提升，另一方面，提高了创新型行业的进入壁垒，削弱了行业内竞争程度。基于上述理论分析，本文提出如下假设：

假说2：中小银行的发展可以提高企业的技术创新水平，且对民营企业的效果更为突出。

假说3：银行业竞争程度的提升能够促进企业技术创新，并且这种正向效应在民营企业中更加明显。

假说4：非国有商业银行的发展能够促进非国有企业的技术创新。

三、研究设计

（一）数据来源

本文企业样本选自我国沪深A股上市公司，借鉴温军和冯根福的做法，通过翻阅上市公司年报手工整理出上市公司的研发投人数据，上市公司年度报告来源于巨潮网，公司特征变量与行业特征变量数据来源于wind数据库，部分指标通过现有数据进行计算得出，总共得到1471个企业样本，剔除掉没有披露研发数据的年份，总共得到9158个企业年非平衡面板数据样本点。通过查询《新中国50年统计资料汇编》以及2000-2013年《中国金融年鉴》获取省级层面的银行业数据，另外各省的分支机构数据通过手工查找中国银监会网站上的银行业分支机构许可证以及许可证下发时间，从许可证中筛选出各类商业银行分支行一级机构数量的数据。本文主要筛选了各省、市、自治区每年的商业银行的分行数量和支行数量，各省的面积数据来源于2001-2013年的《中国统计年鉴》。

（二）变量选择

1.被解释变量

目前理论界主要采用如下两种方法衡量企业技术创新水平：一是创新投入，衡量指标为人均研发支出或研销比（研发支出与销售额的比值）；二是创新产出，可用专利申请数量、新产品开发数量以及授权的数量来量化。由于银行业主要通过提供资金增加企业的创新投入而影响企业创新，因此本文选择企业研销比作为企业技术创新的代理变量，记为RDint。

2.解释变量

（1）银行业规模结构。为了衡量各地区银行业的规模结构，本文用各地区中、农、工、建、交、邮政储蓄银行等六大行分支行机构数量衡量各地区大型银行的发展程度，用各地区全部商业银行分支行数量减去中、农、工、建、交、邮政储蓄等六大银行的分支行数量衡量各地区中小商业银行的发展程度。最后，用各地区中小商业银行分支行数量除以各地区全部商业银行的分支行数量衡量各地区银行业中中小银行所占的比重，记为Js.s。（2）银行业竞争结构。本文借鉴Jayaratne and Strahant2sj的做法，以我国各省份商业银行分支机构的面积密度作为各地区银行业竞争程度的代理变量，其中各省份分支机构数量统计口径为商业银行在各省份开设的分行一级、支行一级的数量之和，记为CS。（3）银行业产权结构。本文用各地区股份制银行和城市商业银行的分支行面积密度衡量各地区非国有银行的发展程度，记为NSOB。（3）银行业发展总水平。为前述三项指标的因子加权和，记为DOB。endprint

3.控制变量

（1）公司特征变量：①公司规模，表示为Lns&e，为公司总资产的对数；②资本结构，表示为Leve，为公司资产负债率；③盈利能力，记为ROA，为公司资产报酬率；④营运能力，用公司的存货周转率、总资产周转率以及应收账款周转率来表示，分别记为TAT，ITR、TOR；⑤偿债能力，用公司的利息保障倍数，流动比率和速动比率表示，分别记为COV，LDR、SDR；⑥成长能力，选取公司的主营业务增长率作为指标来衡量，记为GMP；⑦企业内部现金流量，用公司的经营活动现金流量净额/总资产表示，记为CASH；⑧企业性质，以虚拟变量Nature表示企业性质，1代表国有企业，0代表民营企业；⑨企业经营年限，用各年份减去企业设立的年份，记为Age。（2）行业特征变量：借鉴温军和冯根福的做法，用行业资产报酬率、行业财务杠杆、行业M/B示，分别记为Ln+ROA、Ln_leve、Ln_M/B。控制变量名称及定义如表1所示。

（三）描述性统计

表2为关键变量的描述性统计结果。由表2可知，全样本企业中RDint的最大值为0.5763，最小值是0，样本的标准差为0.0463，这表明样本企业的R&D投入差距较大，离散程度较高。并且企业RDint在2010年之后呈现逐年微增的趋势，2010-2013年企业RDint的平均比值分别为0.0384、0.0417、0.0478、0.0496。同时，通过国有企业和民营企业的对比可以看出，民营企业相对国有企业有着更高的研发投人强度，其中，国有企业的最大值为0.4720，民营企业的最大值为0.5763，说明我国国有企业的技术创新投入要低于民营企业。表2的描述性统计还表明，各地区银行业分支行面积密度CS的平均值为0.0361个/平方公里，其中银行业分支行面积密度最大的为上海市，在2013年，上海市平均每平方公里分布有0.5121家银行分支行，银行分支行面积密度最小的为西藏自治区，在2001年，西藏自治区平均每平方公里分布有0.0001家银行分支行。而各地区分支行面积密度可以看出，一般沿海较发达地区的银行分支机构密度会更大，同时，各地区银行分支行面积密度呈逐年递增的趋势。各地区中小银行分支行占比SS的平均值为0.4080，即平均各地区每10个银行分支行中就有4个属于是中小商业银行的分支行。其中，占比最小的是西藏自治区，从2002年到2005年，西藏自治区的中小银行分支行占比都只有0.0556，即西藏自治区平均每10个银行分支行中只有0.5个属于是中小商业银行的分支行；占比最大的是2013年的新疆自治区，新疆自治区当年的中小银行分支行比重达到0.73，即新疆自治区平均每10个银行分支行中就有7.3个属于是中小商业银行的分支行。总体来说，各地区中中小银行分支行的比重保持着缓慢递增的趋势。此外，NSOB的最小值0是西藏自治区，目前西藏地区只有西藏银行一家城市商业银行存在；最大值为2013年的上海，表明上海地区每平方公里分布着0.14个股份制银行和城商行的分支行。同时可以看出，各地区之间的银行业国有化程度较为离散，说明我国银行业国有化程度存在明显的地区差异。表2的相关性分析结果表明，企业的研销比RDint与关键的解释变量CS、SS、DOB以及NSOB都存在着正向相关关系，并且与CS、DOB、NSOB显著正相关。这对前述命题提供了基本支持。

四、实证分析

（一）模型设定

本文运用非平衡面板数据模型，实证检验银行业发展总水平及其竞争结构、规模结构以及产权结构对企业技术创新的影响效应。依据Hausman检验结果，本文采用固定效应模型进行回归。构建如下模型：

（二）实证分析

表3为银行业发展对企业创新的回归结果。其中，模型1、模型3、模型5以及模型7分别描述了不控制企业性质时，ss、CS、NSOB和DOB对lnRDint的回归结果，而模型2、模型4、模型6和模型8则分别报告了控制企业性质后，CS、SS、NSOB以及DOB对lnRDint的回归结果，这些模型考察了企业性质的调节效应。从表3的回归结果中可以看出，控制变量中Lnsize、Age、GMP、TAT以及TOR等对被解释变量有比较显著的影响，譬如，Lnsize的回归系数显著为负，这意味着企业规模越大，其技术创新能力越弱；Age对被解释变量有着显著的正向效应，表明企业经营年限对其技术创新能力有正向促进作用；GMP的回归系数说明企业成长性越好时，其进行技术创新的投入越少，篇幅所限，其它控制变量的回归结果不予赘述。

就解释变量的回归结果来看，模型1的回归表明，银行业中中小银行的比重SS对企业技术创新有着不显著的正向效应，系数为0.066。但模型2的结果显示，加入企业性质的变量后，SS的回归系数显著为正，系数达到0.138，说明模型1中SS系数的不顯著可能是由于企业性质的不同所导致的。实证结果表明，在民营企业中，各地区银行业中中小银行的比例每增加一个单位，在其他变量保持不变的情况下，企业的RDint就在原有基础上增加13.8%，而在国有企业中，各地区银行业中中小银行的比例每增加一个单位，企业的RDint反而在原有基础上减少7.8%（0.138-0.216），说明各地区银行业中中小银行的比例越高，越能够促进企业的技术创新投入，但是这种正向促进效应主要是对于民营企业，对国有企业则是负向的作用，假设2得到验证。造成这种结果的原因在于我国的大型商业银行普遍存在追逐大型客户，尤其是国有企业，因为大型往往经营资质较好、信誉较高，银行为降低风险而选择“嫌贫爱富”，尤其是国有企业潜在的政府信用担保使得国有企业成为大型银行竞相追逐的客户，而中小银行与大型银行相比，在大型企业客户面前并不具备比较优势，因此中小银行会选择更多的服务于中小企业或者民营企业从而与大型银行竞争。所以，各地区银行业中中小银行比重越高，民营企业往往能够得到更多的支持，从而提高其技术创新能力。endprint

关于银行业的竞争结构CS变量，模型3的回归表明，银行业地区分支行密度CS对企业技术创新有着显著的正向效应，系数为1.290。而且模型4的结果还显示，银行业的竞争结构CS变量对不同性质的企业具有不同的影响，加入企业性质变量后，用于表征民营企业回归效果的CS的回归系数仍显著为正，其值达到1.474，而国有企业的回归系数却为负的0.266，该值在0.05的水平下是显著的，说明各地区银行业竞争程度越高，越能够促进民营企业的技术创新投入，而对国有企业却产生了负向作用。这可能是因为当地区中银行的分支机构密度较高时表明当地银行业的竞争结构较为激烈，此时企业在银企关系中相对处于强势地位，其议价能力显著提高，尤其是对民营企业来说，因此提高了银行给企业贷款的可能性，从而增强企业的技术创新水平。这验证了假设3的基本命题。

模型5的回归结果表明，非国有银行发展水平NSOB对企业技术创新有着显著的正向效应，系数为3.130。但模型8的结果显示，企业性质的调节效应为负，NSOB与Nature的交叉项的系数为-4.815。结果表明，在民营企业中，各地区非国有银行分支行面积密度每增加一个单位，在其他变量保持不变的情况下，企业的RDint就在原有基础上增加4.086个单位，而在国有企业中，各地区银行业国有银行分支行面积密度每增加一个单位，企业的RDint反而在原有基础上减少了0.729个单位（4.086-4.815）。说明各地区银行业中非国有银行发展水平越高，越能够促进民营企业的技术创新，而对国有企业则是负向的作用，假设4得到验证。这可能是因为地区中非国有银行分支行密度越大，越说明该地区金融发展水平较高，对企业的技术创新也能提供更多的支持；但国有企业的系数要明显小于民营企业，可能是因为如果地区非国有银行发展水平较高，使得银行竞争激烈从而促使非国有银行加强与民营等中小企业的合作，所以在国有企业中这种正向促进效应有所减弱。

模型7的回归结果表明，银行业整体发展水平对企业技术创新有着显著的正向效应，系数为3.386。但模型6的结果显示，企业性质的调节效应为负，DOB与Nature的交叉项的系数为-3.438。结果表明，在民营企业中，各地区银行业整体发展水平每增加一个单位，在其他变量保持不变的情况下，企业的RDint就在原有基础上增加3.733个单位，而在国有企业中，各地区银行业整体发展水平每增加一个单位，企业的RDint只在原有基础上减少0.005个单位（概率P值为0.29）。假设1得到验证。

（三）稳健性检验

上文有关地区银行业发展的变量对RDint面板数据模型的回归是以各地区银行业发展的严格外生性假定为条件。但也有学者认为这两者之间并不遵循严格的外生性假定，而可能存在一定的内生性，因为企业技术创新水平较高的地区，往往经济发展水平较高，而在经济发达的地区其金融深化和金融自由化的程度通常越高，就可能会出现银行业发展结构的不同，所以技术创新发展水平可能改变银行业的发展。但由于本论文的样本主要来自于我国沪深A股的上市公司，仅占到各地区企业总数量中很小的一部分，因此样本中的上市公司对各地区经济发展并不存在决定性的影响，所以这种内生性问题并不是很严重。但为了缓解这一可能的内生性问题。本文通过设计一个工具变量，然后运用工具变量法进行回归，藉此解决本文可能存在的内生性问题。

我们参考国外学者Kortum and Lemer、Ueda and Hirukawa在研究风险投资与企业技术创新时采用的方法，针对我国银行业发展过程中的政策变动事件设计一个工具变量，具体来说是设置工具变量IV，该变量的赋值方法为2001-2007年赋值0，2008-2013年赋值各地区2001-2007年银行分支行面积密度CS的平均值。这样赋值的原因在于通过梳理2001-2013年我国银行业发展的重要政策发现，2006年银行业监督管理委员会发布的《中资商业银行行政许可事项实施办法》中明确规定了各地城商行设立异地分行的基本条件，此项规定标志着各地区城商行跨区域发展的障碍正式消除，考虑到我国银行业经营的行业特性，商业银行设立一家分支行往往需要1-2年的审核周期，同时我们发现，全国的银行业分支行面积密度CS在2008年有一个突然增大的现象（如图1），因此本文以2008年为工具变量赋值的拐点。本文采用工具变量法进行稳健性检验的结果分别如表4，结果表明，在控制了模型的内生性后，模型回归结果依然稳健。

表4是采用工具变量后的回归结果。其中，模型1、3、5、7与模型2、4、6、8的区别同表3，分别描述了不控制和控制企业性质时，各解释变量对对lnRDint的回归结果。模型1的回归结果表明，银行业中中小银行的比重对企业技术创新在0.1的显著性水平下呈现正向效应，系数为0.078。但模型2的结果显示.加入企业性质的变量后，SS的回归系数显著为正。系数达到0.184。实证结果表明，在民营企业中，各地区银行业中中小银行的比例每增加一個单位，在其他变量保持不变的情况下，企业的RDint就在原有基础上增加18.4%，而在国有企业中，各地区银行业中中小银行的比例每增加一个单位，企业的RDint反而在原有基础上减少7.3%（0.184-0.257）.回归结果与不加人工具变量相似，模型通过稳健性检验。

模型3的回归结果表明，银行业竞争程度对企业技术创新有着显著的正向效应，系数为2.705。但模型4的结果显示，加入企业性质的变量后.CS的回归系数同样显著为正，系数达到1.655，但企业性质的调节项的回归系数为-1.859，显著为负，说明不同企业性质的企业的技术创新水平对银行业竞争程度有着不同的反应。实证结果表明，在民营企业中，各地区银行业分支行面积密度每增加一个单位，在其他变量保持不变的情况下，企业的RDint就在原有基础上增加1.476个单位，而在国有企业中，各地区银行业分支行面积密度每增加一个单位，企业的RDint反而在原有基础上减少0.204（1.655-1.859）个单位，回归结果与不加入工具变量相似，模型通过稳健性检验。endprint

模型5的回归结果表明，非国有银行发展水平对企业技术创新有着显著的正向效应，系数为9.380，要大于不加入工具变量的回归系数。并且模型8的结果显示，企业性质的调节效应同样为负，NSOB与Nature的交叉项的系数为-6.538。结果表明，在民营企业中，各地区非国有银行分支行面积密度每增加一个单位，在其他变量保持不变的情况下，企业的RDint就在原有基础上增加9.455个单位，而在国有企业中，各地区银行业国有银行分支行面积密度每增加一个单位，企业的RDint只在原有基础上增加了2.917个单位（9.455-6.538），增加幅度要小于民营企业，模型通过稳健性检验。在控制了模型的内生性后，关键解释变量除了系数大小有所变化外，基本没有什么差异。

模型7的回归结果表明，银行整体发展水平对企业技术创新有着显著的正向效应，系数为6.671，这个系数比不加工具变量的回归结果要更大。并且模型6的结果显示，企业性质的调节效应同样为负，DOB与Nature的交叉项的系数为-3.543，这个系数与不加工具变量的回归结果相差不大。加人工具变量后的回归结果表明，在民营企业中，各地区银行整体发展水平每增加一个单位，在其他变量保持不变的情况下，企业的RDint就在原有基础上增加5.983个单位，而在国有企业中，各地区银行整体发展水平每增加一个单位，企业的RDint只在原有基础上增加2.44个单位（5.983-3.543），同样要小于民营企业的增幅，说明加入IV变量后，回归结果与不加入IV相似，模型通过稳健性检验。因此，总体来说，模型的回归结果是稳定的。

五、主要结论及政策建议

本文借鉴技术创新与金融中介理论，构建了一个银行业发展与企业技术创新的理论框架，分别从银行业规模结构、竞争结构、產权结构等角度出发，研究了银行业发展对企业创新的作用机制，并基于我国31个省市自治区的银行业数据以及2001-2013年沪深A股1471家上市公司的非平衡面板数据，采用面板数据模型和工具变量法对理论结论进行了实证研究，结果表明：（1）各地区中小银行的分支机构比重越高，对民营企业的技术创新越有利，但对国有企业会产生显著的负向效应。（2）各地区银行业的分支机构密度越高，企业的技术创新水平越强，这种正向激励主要体现在民营企业中，而国有企业的这种关系是负向的。（3）各地区中非国有银行的比重增加，则民营企业的技术创新水平提高。由于历史和制度原因，国有商业银行往往承担着一定的政治任务，国有商业银行的信贷资源需要更多向当地国有企业倾斜，使得民营企业的信贷资源受到挤占。而非国有银行却不会承担这种政治任务，出于银行利益的角度会将部分信贷资源给予民营企业，从而促进民营企业的技术创新。

依据实证研究的结论，本文提出以下政策建议：（1）各地区应该鼓励中小银行的发展，避免社会的信贷资源集中在若干大型商业银行之中。与大型企业相比，我国中小型企业往往具有更强的技术创新动力，但因为中小企业仍处于发展的成长阶段，从经营业绩和信誉两方面分析都难以得到大型商业银行的支持，所以股份制银行、城市商业银行等中小型银行的大力发展能够帮助中小企业和民营企业获取相对更多的信贷资源，从而达到支持中小企业和民营企业技术创新的目的。（2）国家应该支持和鼓励商业银行之间的竞争，以此提升整个银行业的竞争程度。银行业的竞争程度对银企在合作中的地位关系具有直接影响。商业银行的经营具有规模经济效益，但垄断的银行业结构会对企业的发展形成挤出效应，表现为处于优势的银行会剥削企业经营获取利润，从而不利于企业技术创新活动的发展。（3）应该加大扶持民营银行，促进银行业的产权结构多元化发展。商业银行作为独立的企业化金融机构，不应该承担过多的政治压力，民营银行因为其特殊的产权性质，使得其能够实现真正的企业化治理，从而使得金融体系和金融资源分配更加市场化、提高资源配置的效率，提升社会的技术创新能力。

责任编辑、校对：李再扬endprint