金融发展、企业家创新精神与新兴企业创新投资

（绍兴文理学院经济与管理学院浙江绍兴312000）

一、引言

近年来，企业家精神逐渐引起人们的关注，党的十九大报告提出：“激发和保护企业家精神，鼓励更多社会主体投身创新创业。建设知识型、技能型、创新型劳动者大军，弘扬劳模精神和工匠精神，营造劳动光荣的社会风尚和精益求精的敬业风气。”创新是新兴企业长期发展的重要支撑，是其永葆生机的力量源泉，企业家精神能否影响新兴企业的创新活动成为学者们关注的焦点。大部分学者认为，企业家精神能够推动企业的技术创新，促进企业资源的合理配置，提高企业的创新绩效（黄菁菁、原毅军，2014；曾铖、郭兵、罗守贵，2015；刘现伟，2017），企业家的创新精神能够克服研发投入的不稳定性，提高企业的创新投资（齐结斌、安同良，2014；戴勇、肖丁丁、锁颍馨，2010）。金融发展是促进企业创新投资的重要因素，较高的金融发展水平在企业的创新投资过程中发挥着正向的促进作用（翟华云、方芳，2014；戴小勇、成力为，2015；翟淑萍、顾群，2013）。现有文献大多只是单方面研究了金融发展或者企业家创新精神对企业创新投资的影响，但是在不同金融发展水平下，企业家创新精神对创新投资的关系不明确。本文厘清了金融发展、企业家创新精神与创新投资的关系，采用多元回归分析的方法，以欧拉方程为基本模型，从金融发展的角度探讨了企业家创新精神对新兴企业创新投资的影响。

齐结斌、安同良（2014）的研究认为寻租活动减弱了企业家精神对创新投资的促进作用，而本文研究发现金融发展会影响企业家创新精神对新兴企业创新投资的促进作用。本文的研究有助于理清企业家创新精神与创新投资的关系，有利于国家积极推动创新驱动发展战略，弘扬和培育企业家精神，为化解我国新兴企业创新投资不足的问题，提高我国新兴企业创新投资水平提供一些有益的参考。

二、文献回顾与研究假设

熊皮特提出的创新理论认为，企业家精神是经济活动中的创新者，对企业的创新活动和经济发展有着重要作用。企业家从事企业的创新活动，能够促进其他企业家的创新活动（Ca'ceres，Guzma'n，Rekowski，2011；Cleyn，Braet，2012）。定义企业家精神比较困难，汪川、陈晓霞、朱曦济（2014）认为“企业家精神”是企业家在创业过程中表现出的洞察力、魄力和审时度势的能力，是一种看不见的重要的生产要素。企业家精神还是一个具有开放性、动态性、层次性、内涵丰富的精神系统（李诗和、徐玖平、刘玉邦，2016）。从企业家精神的特性来看，企业家精神具有创新性、冒险性和开创性（白彦壮、郭蕾、殷红春，2015），这是由企业家所处的社会环境、家庭背景和受教育程度共同决定的，是文化资本的另一种表现形式（靳卫东、吴向鹏、高波，2008）。企业家精神具有不稳定性，容易受到文化环境的影响。此外，企业家精神还具有多层次性，不同学者对企业家精神的主体有不同的认识，在不同层面上企业家精神可以有不同的主体。

影响企业创新投资的因素很多，如制度环境、融资约束、地区的金融发展水平、企业家精神、公司治理水平、外商直接投资、股票市场、金融结构等，其中，最重要的是金融发展水平。根据既有的理论研究可知，金融发展不仅会产生融资约束（Fazzari，Hubbard，Petersen，1988），而且能够显著地缓解融资约束（沈洪波，2010），提高资本配置效率。金融发展还能够通过创新投资对经济增长产生影响（戴小勇、成力为，2015）。

企业家精神是金融发展与企业的创新投资之间关键的一环。企业家精神分为企业家创新精神、企业家冒险精神和企业家合作精神（白少君、崔萌筱、耿紫珍，2014），其中最重要的是企业家创新精神。具有创新精神的企业家更注重技术创新和创新投资，能够引领企业开拓市场，占据资源优势，研发新产品和新技术，推动新兴企业不断进步与发展。从企业家进行创新投资的外部因素来看，经济政策的变动对生产型企业家精神具有正向的促进作用（龙海军，2017）。从企业家进行创新投资的内在因素来看，企业家的抱负和志向是其创造就业机会和增长潜力的关键指标（李磊、郑妍妍、刘鹏程，2014），影响着企业家的创新投资行为。企业家还是经济活动中的变革者，在转型经济体中发挥着重要作用（Mcmillan，Woodruff，2002）。现有的关于企业家创新精神与创新投资的文献较少，已有文献主要分析了企业家精神与创新投资的关系。戴勇、肖丁丁、锁颍馨（2010）强调，企业家精神对研发投入和产学研绩效起到了关键的协调作用。企业家精神还是促进经济增长的重要因素，在我国深化改革的过程中要回归企业家的主体地位（刘志永，2016）。发挥企业家的主观能动性，从而使其在当今社会中发掘更多商机，有利于促进我国上市公司的创新投资，为我国整体经济发展提供助力，因此得出以下假设：

假设1：企业家创新精神与新兴企业创新投资显著正相关。

金融发展程度越高，企业易于获取更多的外源融资（孙晓华、王昀、徐冉，2015）。由于我国新兴企业规模较小，而创新投资本身具有周期长、投入大和风险高的特点，具有创新精神的企业家在资金充裕时更倾向于从事并购活动以扩大企业规模，促进企业的可持续发展。这往往会使企业家们注重企业数量上的扩张，而忽视内涵式的发展，从而减少新兴企业的创新投资。根据以上理论分析，本文提出以下假设：

假设2：地区金融发展水平越高，企业家创新精神对新兴企业创新投资的促进作用越弱。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以2010—2015年活跃于沪深股票交易市场的新兴企业为主要研究对象。样本期间选择从2010年开始的原因在于：首先，国务院在2010年审议并通过了《关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》。其次，我国新兴企业普遍存在创新投资不足的问题。最后，研究时间段跨度较大，覆盖我国实施创新驱动发展战略阶段，有助于深入了解我国新兴企业创新投资的发展趋势，探究影响我国新兴企业创新投资的因素。本文遵循以下筛选原则：（1）剔除金融和房地产类上市公司，原因是金融和房地产行业企业的研发投入波动较大。（2）剔除ST类上市公司。（3）剔除财务数据缺失的公司，如没有披露合并报表的公司。（4）剔除非战略性新兴公司。经过上述一系列特定条件的筛选，最终得出658家新兴企业作为本文主要的研究样本。本文中涉及的企业家创新精神相关数据取自《中国统计年鉴》和《中国基本单位统计年鉴》，公司年度报表数据、地区金融发展水平数据来源于国泰安CSMAR数据库。本文在数据处理过程中还对样本进行了1%下分位和99%上分位的winsorize截尾处理，以保证各数值可被正常采用。数据分析主要使用Stata 11.2软件完成。

（二）变量定义

1.因变量。创新投资（Inno）参考鞠晓生（2013）的研究，使用企业的无形资产增量与企业期初总资产的比值来度量。

2.自变量。企业家创新精神（E）采用乐国林和毛淑珍（2011）的研究，使用创新成功率来衡量，创新成功率为各省每年授予的专利数量除以每年申请的专利数量；金融发展（Fd）采用黄志勇、万祥龙和许承明（2015）提出的地区贷款总额除以地区GDP进行衡量；金融发展与企业家创新精神交互项（Fd×E）是指两者的乘积。

3.控制变量。自由现金流量（Ncf）的计算方法为流动现金总额与经营新增现金的差除以上市公司总资产数额；销售增长率（Sales）用于控制企业的投资机会，代替托宾Q反映投资需求（鞠晓生，2013）；企业规模（Size）取企业期初总资产的自然对数赋值。

（三）模型设定

Bond和Meghir（1994）建立了固定资产模型，将企业利润看作资本存量的函数，资金调整成本是资金与股本之比的二次函数，为了将该模型用于研发投资，假设研发的调整成本是研发投资与总资产的二次方，得到基本的欧拉方程模型。虽然 Brown，Fazzari和 Petersen（2007）添加了公司内外部股权的变量，但是其模型只考虑了企业融资与投资之间的关系，没有将外部金融发展水平列入考虑因素之中，这是由于固定资产模型与欧拉方程模型之间的区别只在于调整成本，所以本文以欧拉方程为基本模型，在此基础上加入了金融发展和企业家精神的对应变量，构建了如下两个回归模型，以考察金融发展、企业家精神对我国新兴企业创新投资的影响。

其中，Inno表示企业的创新投资，Innot-1表示企业创新投资的一期滞后项，Inno2表示企业创新投资的平方项，Fd表示战略性新兴企业所在地的金融发展水平，E表示企业家创新精神，Fd×E表示金融发展与企业家创新精神的交互项，Ncf表示企业的净现金流量，Sales表示企业的销售增长率，Size表示企业的规模，Year表示年度虚拟变量，ε表示残差。

四、实证结果与分析

（一）变量的描述性统计

表1是主要变量的统计特征。可以看出，新兴企业创新投资的均值（Inno）约为0.0089，标准差数值为0.0284，极小值为-0.05080，极大值为0.1943，这表明新兴企业之间的创新投资差异较大。金融发展（Fd）的均值为1.3628，标准差为0.5232，最大值高达 2.5847，最小值却低至 0.6844，峰度系数为2.8649，服从正态分布，这表明不同地区的金融发展水平存在较大差距。企业家创新精神（E）的均值为0.5968，标准差为0.1166，最大值和最小值为0.9495和0.2924，表明不同地区的企业家创新精神存在明显差异。金融发展与企业家创新精神交互项的均值为256.602，最大值为996.892，最小值为1.2204。

表1 主要变量的描述性统计

（二）回归分析

表2为金融发展、企业家创新精神与新兴企业创新投资的回归结果。模型1分析了金融发展、企业家精神与新兴企业创新投资的关系。从列（1）可以看出金融发展（Fd）的估计系数为0.0014，且在5%的水平上显著。创新投资的一期滞后项估计系数为0.045，在10%的显著性水平上显著；创新投资的二次项（Inno2）的估计系数为4.224，在1%的水平上显著，企业家精神（E）的估计系数为0.0053，在10%的显著性水平上显著。企业家创新精神与新兴企业创新投资正相关，验证了假设1。模型2加入了金融发展与企业家创新精神的交互项（Fd×E），以检验金融发展对企业家创新精神与新兴企业创新投资关系的影响。从列（2）可以看出企业家创新精神（E）的估计系数为0.0063，在10%的显著性水平上显著，企业家创新精神（E）的估计系数为-0.0005，且在5%的显著性水平上显著。企业家创新精神（E）与企业家创新精神和创新投资的交互项（Fd×E）的估计系数之和为0.0058，表明企业家创新精神与新兴企业创新投资呈正相关，但是随着地区金融发展水平的提高，企业家创新精神对新兴企业创新投资的促进作用会减弱。以上结果验证了假设2。

表2 金融发展、企业家创新精神与企业创新投资的回归结果

以上有关金融发展与上市公司创新投资的关系证据与解维敏和方红星（2011）的研究结论一致。可以看出不同的金融发展水平和企业家创新精神对企业创新投资有着显著的正向影响，说明金融发展和企业家创新精神对新兴企业创新投资的影响与其他传统行业具有一致性。此外，本文的研究结论显示，在金融发展水平和企业家创新精神的作用下，新兴企业的创新投资会发生改变。随着地区金融发展水平的提高，企业家创新精神对新兴企业创新投资的促进作用会逐渐变小。

五、稳健性检验

本文借鉴了 Bond，Meghir（1994），Brown（2007）以及鞠晓生（2013）等人的研究成果，对新兴企业的金融发展水平、企业家创新精神和企业创新投资的关系进行了研究，并针对本文的研究结论进行了稳健性检验：第一个方法是使用樊纲和王小鲁（2016）发布的金融市场化指数代替上文中提到的金融发展度量指标，将企业家创新精神用每万人专利数进行度量（龙海军，2017）。用新的自变量进行回归，最终证明金融发展、企业家创新精神和新兴企业创新投资之间的关系，得到的结论基本相同。二是将模型中的自变量金融发展（Fd）、企业家创新精神（E）以及金融发展与企业家精神的交互项（Fd×E）的相关数据进行滞后一期处理，检验以往的金融发展水平对本年度新兴企业创新投资的影响，可以得到相同的研究结论。

六、结论

以往的研究认为金融发展能够促进企业的创新投资（郭园园、成立为，2015；孙晓华、王昀、徐冉，2015），本文提供的经验数据支持了这种观点。还有学者认为，寻租活动减弱了企业家精神对创新投资的促进作用（齐结斌、安同良，2014），而本文进一步发现，虽然企业家创新精神能够促进新兴企业的创新投资，缓解我国新兴企业创新投资不足的问题，但是金融发展会影响企业家创新精神对创新投资的促进作用。结果显示，金融发展水平越低的地区，企业家创新精神对企业创新投资的促进作用越强，而随着金融发展水平的提高，企业家创新精神对于企业创新投资的促进作用会减弱，这可能是由于金融发展水平越高，企业家更愿意把资金用于扩大企业规模，而不是用于创新活动上。

本文的理论贡献在于发现了金融发展能够调节企业家创新精神对新兴企业创新投资的促进作用，并创造性地研究了金融发展与企业家创新精神的交互作用对新兴企业创新投资的影响，丰富了关于企业家创新精神与创新投资的文献。本文的实践意义主要在于通过分析企业家创新精神与新兴企业创新投资的关系，为促进我国创新驱动发展战略的实施，弘扬我国企业家创新精神，促进我国新兴企业创新投资提供实证依据，为政府制定相关政策提供了理论依据。