金融市场分割的研发效应及企业差异

郑 威，陆远权，2

( 1.重庆大学 公共管理学院，重庆 400044; 2.重庆师范大学 经济与管理学院，重庆 401331)

新常态经济发展背景下，如何增强本土企业自主创新能力对于中国调整产业结构和转变经济增长方式至关重要。从发达国家的成功经验来看，研发投入是决定企业能否持续创新的关键所在。然而，目前中国企业的研发投入强度普遍较低，企业创新能力明显不足，远远不能满足经济发展的现实需要。以中国高技术产业为例，根据有关数据显示，其研发投入占制造业研发投入的比重仅为26.3%，远低于发达国家中美国( 73.3%) 、英国( 62.8%) 、韩国( 58.7%) 、法国( 48.5%)以及日本( 41.2%)的水平①数据来源:http: //news．xinhuanet．com/fortune/2015-08/26/c_128166264．htm。。那么，哪些因素影响着中国企业的研发投入呢?国内外大量的研究表明，企业规模［1－2］、企业绩效［3－4］以及知识产权保护［5－6］都是影响企业研发投入的重要因素。然而，目前对于中国“渐进式改革”过程中金融抑制所导致的金融市场分割对企业研发投入影响的研究不够深入。

由于中国在利率管制、信贷配给等方面的金融抑制政策，形成了“金融双轨制”的特殊环境［7］，即同时存在正规金融市场与非正规金融市场②非正规金融市场又称为“民间金融市场”，包括小额贷款公司、典当行等相对正规的渠道，还有更多的是个人、企业与地下钱庄等非正规机构进行的借贷。。在金融双轨制下，中央银行通过利率管制政策，人为地压低了正规金融市场的融资利率，使得资金供不应求;与此同时，信贷配给政策则将大量的过剩需求逼入非正规金融市场，进一步推高了非正规金融市场的融资利率。正规与非正规金融市场的利率分割不仅不利于金融资源的有效配置，而且还可能加剧企业研发创新活动的外源融资约束，严重挫伤企业开展研发创新活动的积极性，从而抑制企业研发投入的增长。那么，金融市场分割究竟如何影响企业研发投入?其影响机制是什么?金融市场分割对不同特征企业研发投入的影响是否存在差异?若存在，不同企业该如何规避金融市场分割的负面影响?解答上述问题，对于规避金融市场分割对研发投入的抑制效应、促进中国创新能力提升具有重要的理论意义与现实价值。

从目前的研究进展来看，已有学者开始注意到中国社会主义市场经济发展过程中的金融市场分割问题，并就金融市场分割所产生的一系列经济效应展开了有益探讨［8－9］，但仅有极少数的文献涉及了金融市场分割与企业研发创新活动关系的研究。李程研究了利率市场化对企业创新效率的影响，发现利率市场化缓解了金融市场分割问题，促进了中小企业创新能力的提升［10］。李爽［11］研究发现，中国金融抑制所引致的资本价格扭曲会对风险资本的研发激励功能产生“双重替代效应”，从而降低企业开展研发创新活动的积极性。然而，上述文献始终未能清晰地揭示金融市场分割对企业研发投入影响的内在逻辑，对于金融市场分割指标的选取不够完善，并且还忽略了金融市场分割对不同特征企业研发投入影响的差异性。

与现有研究相比，本文可能的贡献主要在于:①在回顾相关领域现有文献的基础上，系统梳理了金融市场分割对企业研发投入的影响机理，并进一步分析了这种影响的企业差异;②将2005—2016年中国25个省份的民间借贷利率作为金融市场分割的衡量指标，能够较好地反映正规与非正规金融市场之间利率分割的实质，进而选择高技术产业作为实证对象，对金融市场分割与企业研发投入之间的关系进行经验分析，有助于丰富企业研发投入的研究视角;③依据企业规模、企业绩效以及企业外向度等企业特征的不同，利用交互作用模型定量识别了金融市场分割对企业研发投入影响的企业差异。此外，为了控制模型可能存在的内生性问题，本文不仅采用了动态面板系统矩估计( system GMM)方法，同时构造了合适的工具变量，确保实证模型的估计结果更加稳健、可靠。

1 理论分析与研究假设

1.1 金融市场分割对企业研发投入的影响机理

改革开放以来，为了适应社会主义市场经济发展的需要，中国金融体制逐步开始了市场化改革的进程。然而，由于政府始终保留着对金融体系和金融活动的干预(如利率管制、信贷配给) ，导致了正规与非正规金融市场融资利率的人为分割。本文在对利率管制和信贷配给等领域文献进行回顾和梳理时发现，金融市场分割主要通过资源错配效应、寻租效应和挤出效应等影响企业研发投入。

首先，金融市场分割通过“资源错配效应”抑制了企业研发投入。目前，中国利率市场化进程刚刚起步，金融要素价格依旧受到政府的外在干预。这种干预行为使得正规金融市场的融资价格长期处于被低估状态，多数信贷资源被创新效率与生产效率较低的大型企业或国有企业拥有并享受优惠利率［12］，加上非正规金融市场畸高的融资利率，导致创新效率与生产效率较高的中小企业或非国有企业承受较高的融资约束，从而造成了金融资源配置效率的整体降低。在金融资源错配的情况下，企业研发活动较难获取充裕的资金支撑，缺乏研发资金的企业，创新活动很难保证高效的产出，企业要想从本土市场获得研发投入收益与补偿将面临更大的挑战。所以，企业很少有进行研发创新的选择偏好，反而倾向于将企业资金用于非研发创新活动，最终导致企业研发投入减少［13］。

其次，金融市场分割通过“寻租效应”降低了企业投入研发活动的动机。一方面，在一元化的金融资本体系下，政府拥有对正规金融市场中资本的定价权和分配权，其在应对不同类型企业的融资要求时，制定不同的贷款利率，这赋予了金融机构大规模寻租的空间［14］，而大多数的中小企业或非国有企业为了融资需要不得不支付大量的寻租成本［15］，金融市场分割造成该类企业面临较高的融资约束。另一方面，正规与非正规金融市场融资利率之间形成的落差，使得那些从正规金融市场获得贷款的企业具有从事“转贷”的强烈动机，将资金由正规向非正规金融市场转移，从而摇身一变成为新的信贷寻租者③实际上，企业的这种“非生产性寻租”行为也降低了自身开展研发创新活动的积极性，长期来看并不利于研发投入的增长。，进一步推高了非正规金融市场的融资利率。考虑需要支付高昂的融资成本，部分企业实现持续盈利都存在困难，更加难以保障资金投入到研发创新活动之中［16］。

最后，金融市场分割通过“挤出效应”抑制了企业研发投入。①在政府利率管制下，金融资源主要被国有金融机构掌控，导致资金更多地流向研发创新方面惰性较强的企业，从而形成对资金的低效占用［17］，这不仅恶化了中国的经济金融“生态”，还会对其他创新效率较高的企业产生“挤出效应”，最终抑制了这些企业的研发投入。②在地方政府干预下，未能获得银行贷款的地方融资平台等机构纷纷进入非正规金融市场融资，不仅抬高了非正规金融市场的利率水平，还“挤出”了许多原先在这个市场融资的中小民营企业。一般而言，地方平台融资利率在10%～12%，中小民营企业的融资成本只能在这个水平上持续上涨。融资成本高势必会弱化企业的研发创新意愿，抑制企业研发创新活动的开展，并对其研发投入产生负面影响。综上，提出以下假设。

H1金融市场分割抑制了中国企业研发投入的增长。

1.2 金融市场分割对不同特征企业研发投入的影响机理

由上述影响机理可知，金融市场分割对企业研发投入存在明显的抑制效应。但是，这种研发抑制效应可能会受到企业自身特征(如企业规模、企业绩效、企业外向度等)的影响。已有研究证实，不同特征企业投资于研发创新活动的动力和能力会有所不同。因此，在同样的金融市场分割情形下，不同特征企业的研发投入也可能存在一定差异。

首先，金融市场分割的研发抑制效应，可能会受到企业规模大小的影响。一般而言，企业的规模越大，越有能力负担更多的研发资本投入［18］，并且可以通过大范围的、成功的研发创新活动来消化创新过程中失败的创新项目［2］;而大范围研发创新活动所产生的“规模效应”将丰富创新成果，并给企业带来新的产品竞争优势，激励企业进一步加大研发投入、增加研发创新活动。可见，在同样的金融市场分割情形下，相比于规模较小的企业，较大规模企业的研发资本投入更高。由此，本文提出以下假设。

H2对规模较大的企业来说，金融市场分割的研发抑制效应较低。

其次，金融市场分割的研发抑制效应，也可能会受到企业经济绩效的影响。经济绩效越好的企业，越有能力投入更多的资本，并采用更先进的技术设备进行研发创新活动［3］;反过来，企业研发创新能力的提高与创新成果的增加，有利于提升企业的市场竞争力，并给企业带来良好的经济绩效［19］，最终激励企业进一步加大研发投入。因此，在同样的金融市场分割情形下，与经济绩效较差的企业相比，经济绩效较好企业的研发资本投入也要更多一些。由此，本文提出以下假设。

H3对经济绩效较好的企业来说，金融市场分割的研发抑制效应较低。

最后，金融市场分割的研发抑制效应还可能会受到企业外向度的影响。企业的外向度越高，其在国际贸易与全球生产体系中所获利益就越多［20］，其持续增加研发资本投入以及扩大研发创新活动的能力更强。与此同时，在国际环境中外向度越高的企业越容易面临激烈的竞争，反过来，企业要在激烈的国际市场竞争中赢得优势也会加大研发投入［21］。可见，在同样的金融市场分割情形下，相比于外向度较低的企业，外向度较高的企业更有能力和动力增加研发资本投入。由此，本文提出以下假设。

H4对外向度较高的企业来说，金融市场分割的研发抑制效应较低。

2 模型、变量与数据

2.1 计量模型构建

为了检验金融市场分割对研发投入的影响及其企业间差异，本文构建如下计量模型［3，22］。其中，lnRDit表示企业研发投入;lnRDi，t－1表示上一期企业研发投入;FMSit表示金融市场分割;λi表示不可观测的个体效应;εit表示随机干扰项;Xit表示其他控制变量，主要包括企业特征变量与市场环境变量，企业特征变量包括企业规模(SCA) 、企业绩效(PER)和企业外向度(EXT) ，市场环境变量包括政府支持(SUP)与知识产权保护(IPR)④首先，企业规模等特征变量是影响企业研发投入的重要因素;其次，政府支持反映了政府对于企业研发创新活动的重视程度，有利于激励企业加大研发投入;最后，知识产权保护水平的提高能够为企业研发创新活动提供良好的制度环境，会促使企业加大研发投入。。具体地，控制变量由式( 2)来表达。

在验证H1的基础上，为了检验H2～H4是否成立，本文进一步构造如下计量模型。

其中，φ为系数向量，FMSit×ECit表示金融市场分割与企业特征变量的交乘项，用来刻画企业特征对金

融市场分割作用于研发投入的影响，包括金融市场分割与企业规模、企业绩效、企业外向度3个交乘项，分别由FMSit×SCAit、FMSit×PERit和FMSit×EXTit表示。

由于上述模型中包含了被解释变量lnRDit的滞后项lnRDi，t－1，且式( 3)中包含了金融市场分割与企业特征变量的交乘项，容易造成模型存在内生性问题。对此，在估计上述模型时，本文运用动态面板系统矩估计的方法。与一步系统矩估计法相比，两步系统矩估计法不易受异方差影响，因而其准确性更高。在有限样本容量情况下，两步估计法容易产生向下的偏误，会影响估计结果的有效性［23－24］。基于此，本文同时采用一步系统矩估计和两步系统矩估计方法，以增加实证结论的稳健性。

2.2 变量测量

作为本文的被解释变量，企业研发投入是指在研发活动过程中企业投入的一系列资本的统称。本文用各省份高技术产业R＆D经费内部与外部支出之和作为企业研发投入的衡量指标［2］。为了尽量消除价格因素对研究内容的影响，参考现有文献［25－26］，对各期名义R＆D经费支出进行了平减处理⑤这里用以平减处理的R＆D经费支出价格指数=居民消费价格指数×0.55+固定资产投资价格指数×0.45。。最后，为了尽可能地解决异方差问题，本文还对整理后的企业研发投入进行自然对数处理。

本文的核心解释变量为金融市场分割。现有研究主要从金融市场的完善程度方面度量金融市场分割程度［9］，然而该指标仅仅是间接衡量金融市场分割程度，并没有真实地反映金融市场分割的实质——正规与非正规金融市场融资利率的双轨制。事实上，从2005年开始，中国人民银行在每年发布的《中国区域金融运行报告》中提供了关于民间借贷利率的信息，为研究金融市场分割及其影响提供了基础。本文选取民间借贷加权平均利率实际值(即名义值减去通货膨胀率)作为衡量金融市场分割程度的指标，即民间借贷加权平均利率越高，则金融市场分割程度越高。

企业特征与市场环境两类控制变量具体测量方式如下。①企业规模(SCA)采用高技术企业总产值除以高技术企业数量得到的比值衡量。②企业绩效(PER)采用高技术企业利税总额占高技术企业销售收入的比重衡量。③企业外向度(EXT)采用高技术企业商品出口交货值/商品销售产值衡量。④政府支持(SUP)选用高技术产业政府财政投入占R＆D资金的比重来刻画。⑤知识产权保护(IPR)利用“知识产权保护指数”［27］来刻画。

2.3 数据说明与统计描述

由于衡量金融市场分割的民间借贷利率数据始于2005年，本文将2005—2016年设定为样本期间。样本共涉及我国25个省市(受民间借贷利率数据暂缺的影响，天津、上海、福建、湖北、海南、西藏6省市以及我国港澳台地区未被纳入研究样本⑥由于样本期内25个省份并非每年都公布了民间借贷利率，因此本文获得的是非平衡面板数据。) ，数据来源于2006—2017年的《中国统计年鉴》《中国高技术产业统计年鉴》，以及各年的《中国市场化指数》《中国区域金融运行报告》和各省市《金融运行报告》。变量的描述性统计和相关系数分析结果见表1。所有变量间的相关系数低于0.65。企业研发投入与金融市场分割之间有显著的负相关性，初步支持了H1。

表1 描述性统计及相关系数分析Tab.1 Descriptive statistics and correlation analysis

3 实证检验与结果分析

3.1 金融市场分割对企业研发投入影响的总体分析

鉴于企业研发投入的影响因素众多，本文实证模型无法将其全部纳入，因此可能会遗漏一些重要变量。为此，将遵循计量经济学中“从一般到特殊”⑦即首先以包含全部控制变量的整体回归模型作为分析对象，对式( 1)进行“一般性”经验检验，在确定金融市场分割对企业研发投入的具体影响后，再采用逐步添加其他控制变量的“特殊性”检验方法进行参数估计，以专门考察各个控制变量对这种影响的冲击情况。的建模原则［28］，以尽可能降低遗漏变量问题所带来的影响。同时，为了检验动态面板模型设定的合理性和工具变量选取的有效性，对所有模型进行AR检验与Sargan检验。AR检验结果表明，动态面板模型差分后的残差项都不存在二阶序列相关( p值均显著大于0.1) ，因此，可以判定模型的设定是合理的。Sargan检验结果表明，模型内过度识别约束有效( p值均接近于1) ，即工具变量的选取是有效的。表2报告了金融市场分割对企业研发投入影响的一步和两步系统矩估计结果。

表2金融市场分割对企业研发投入影响的基本检验结果Tab.2 Test results of the influence of financial market segmentation on enterprise R＆D investment

表2中的模型( 5)和模型( 10)列示了“一般性”估计结果，从中可以发现，不管运用哪一种系统矩估计方法，企业研发投入的估计系数显著为负且均通过了至少10%的显著性检验，说明金融市场分割显著地抑制了中国高技术企业研发投入的增长，即在金融市场分割程度越高的地区，高技术企业的研发投入越低。如前文所述，金融市场分割主要通过资源错配、非生产性寻租以及挤出效应，对企业研发投入产生了抑制作用。换句话说，金融市场分割程度的降低，有助于促进中国高技术企业研发投入的增长。

在H1成立的基础上，为了检验各个控制变量对金融市场分割的研发抑制效应产生了何种影响，本文进一步通过逐步引入相关控制变量的方式进行“特殊性”分析。表2中模型(1) ～模型(4) 、模型( 6) ～模型( 9)均通过了AR检验和Sargan检验，说明模型设定总体上具有合理性。从回归系数的显著性来看，所有控制变量的回归系数均至少通过了5%的显著性水平检验。与此同时，控制变量的回归系数符号并未因其他控制变量的逐步加入而发生明显改变，说明上述模型的估计结果具有稳健性，所选取的控制变量对高技术企业研发投入都具有重要的影响。

从表2中模型( 1) ～模型( 3) 、模型( 6) ～模型( 8)的估计结果可以看出，逐步加入企业规模等特征变量后，金融市场分割系数的绝对值在一定程度上变小了，且各个特征变量系数大多显著为正。这表明:企业特征的适当改变不仅有利于增加高技术企业的研发投入，还有助于弱化或者规避金融市场分割的研发抑制效应。这些结论验证了:企业规模越大，越能负担得起更多的研发投入［2］;企业经济绩效越好，越有能力投入更多的资本进行研发创新活动［3］;在国际环境中外向度越高的企业越容易面临激烈的竞争［20］，企业要在激烈的国际市场竞争中获得优势也会加大研发投入。

表2模型( 4) ～模型( 5) 、模型( 9) ～模型( 10)逐步引入政府支持与知识产权保护两个市场环境控制变量，结果显示，政府支持和知识产权保护至少在5%的显著性水平上与企业研发投入正相关，而且金融市场分割系数的绝对值变小了。这表明，政府支持和知识产权保护力度的增强不仅有助于提高高技术企业研发投入，且在一定程度上规避了金融市场分割对高技术企业研发投入的抑制效应。这些结论验证了陈玲和杨文辉有关政府支持对企业研发投入影响的结论［29］，即政府支持将对企业研发投入产生显著的激励作用;也与知识产权保护的相关研究结论一致，即提高知识产权保护力度，有利于为企业研发活动营建良好的创新制度环境［26］，促进企业提高研发投入。

3.2 金融市场分割对不同特征企业研发投入的影响

上文研究通过逐步引入控制变量的方式，初步讨论了企业特征对金融市场分割研发抑制效应的影响，接下来，本文进一步引入交乘项形式⑧当两个解释变量之间相互影响，对被解释变量具有交互作用时，国内外文献通常做法是引入交乘项，即某个解释变量变化对被解释变量的效应依赖于另一个解释变量取值。，以实证检验金融市场分割对企业研发投入影响的企业差异。对此，本文采用一步系统估计与两步系统估计方法来估计式( 3) ，结果见表3。

表3金融市场分割对不同特征企业研发投入影响的检验结果Tab.3 Test results of the influence of financial market segmentation on R＆D input of the enterprises with different characteristics

从AR 检验与Sargan 检验的结果来看，不仅动态面板模型的设定较为合理，且动态面板模型中工具变量的选取同样有效。此外，动态面板模型中各个解释变量回归系数的方向和显著性基本一致，说明估计结果是可靠和稳健的。接下来，本文根据模型( 1) ～模型( 3)以及模型( 4) ～模型( 6)的结果，详细讨论金融市场分割对不同特征企业研发投入的影响差异。

从表3中的模型( 1)和模型( 4)可以看出，金融市场分割与企业规模的交乘项( FMS×SCA)对企业研发投入的影响系数显著为正，且至少通过了10%的显著性水平检验。随着企业规模的扩大，金融市场分割程度的改善对企业研发投入的提升效果会更好;对于规模较大的高技术企业(如计算机整机制造、飞机制造和通信终端设备制造等)⑨限于篇幅，细分行业企业特征值略，下文同。来说，金融市场分割对其研发投入的抑制程度要小于规模较小的高技术企业(如医疗仪器设备及器械制造、仪器仪表制造等) 。检验结果支持了H2。

从表3中的模型( 2)和模型( 5)可以看出，金融市场分割与企业绩效的交乘项( FMS×PER)对企业研发投入的影响系数为正，且均通过了1%的显著性水平检验。较好的经济绩效为企业增加研发投入提供了必要条件，有助于改善金融市场分割对企业研发投入的抑制效应;换言之，不同于经济绩效较低的高技术企业(如电子器件制造、视听设备制造等) ，在经济绩效相对较高的高技术企业(如生物药品制造、通信系统设备制造等)中，金融市场分割对研发投入的抑制作用要小一些。检验结果支持了H3。

从表3中的模型( 3)和模型( 6)可以看出，金融市场分割与外向度的交乘项( FMS×EXT)对企业研发投入的影响效应为正，且通过了至少10%的显著性水平检验。提高企业外向度能够抑制金融市场分割对企业研发投入的负面影响;也可以说，与外向度较低的高技术企业(如中成药制造、雷达及配套设备制造等)相比，金融市场分割对外向度较高的高技术企业(如计算机零部件制造、计算机外围设备制造和集成电路制造等)研发投入的抑制效应明显大些。实证结果支持了H4。

综上所述，对我国高技术产业中规模较小、经济绩效较差或外向度较低的企业来说，金融市场分割对其研发投入的抑制效应更加显著。

3.3 稳健性检验

本文为了保证实证结果是可靠且有效的，进行以下稳健性检验。①对金融市场分割的重新测量。本文借鉴罗伟和吕越的做法［9］，从民间资本的供需角度出发，用房地产开发企业自筹资金占总资金来源的比重来间接衡量金融市场分割程度。因为房地产开发企业的自筹资金主要来源于民间资本，所以在非正规金融市场资金需求不变的情况下，增加房地产自筹资金占比倾向于提高非正规金融市场的融资利率⑩鉴于房地产是民间资本投资的重要领域，故这一作用机制将非常突出。，并进一步扩大了正规与非正规金融市场的分割程度。②对企业外向度和企业绩效衡量指标的重新选取。选取企业出口交货值与总产值的比值来刻画企业外向度，选取企业利税与总产值占比、利润与总产值比例的平均数值来刻画企业经济绩效。上述稳健性检验结果显示，模型中各个解释变量估计系数的正负号与显著性并没有发生实质性变化，表明上文的研究结论是可靠的、稳健的。

4 结论与启示

作为中国金融抑制的一项典型特征，金融市场分割对企业研发投入的影响未引起学术界的足够重视。针对已有研究存在的不足，本文基于中国金融抑制的现实背景，分析了金融市场分割对企业研发投入的影响机理，并进一步提出了相关研究假说。在此基础上，本文以民间融资综合利率测算中国各地区正规与非正规金融市场的利率分割程度，并利用中国高技术产业2005—2016年的省际面板数据，实证考察了金融市场分割对研发投入的影响及企业差异。研究发现:首先，金融市场分割与高技术企业研发投入之间的负向关系十分显著，即金融市场分割抑制了高技术企业研发投入的增长;其次，金融市场分割对研发投入的抑制效应在规模较小、经济绩效较差或外向度较低的企业中更加显著;此外，政府支持与知识产权保护力度的增强对提高高技术企业研发投入具有显著的积极作用。

上述研究结论对于规避金融市场分割对研发投入的抑制效应，促进中国企业研发投入及创新能力的提升具有重要的政策启示。

首先，坚持金融市场化发展路径，缓解企业研发融资困境。具体而言:①推动利率市场化，努力消除目前正规与非正规金融市场利率分割的格局，促进双轨利率的融合，使利率成为金融市场配置资源的正确信号，创造良好的金融市场环境;②减少金融市场准入门槛要求，拓宽非国有银行的发展空间，积极促进金融产业的良性竞争，为不同类型的企业营造良好的融资环境。

其次，企业特征的适当改变不仅有助于提高企业研发投入，还可以弱化或者规避金融市场分割的创新抑制效应。具体而言:①各级政府应鼓励和引导合理的企业并购行为，制定并完善相应的税收优惠和信贷支持政策，促进高技术企业在适度范围内扩大经营规模;②通过出台和完善相应的产业发展政策，鼓励高技术企业积极引进或自主研发先进技术，增强企业市场竞争力，提高高技术企业的经济绩效;③通过适当调整关税政策，激励和推动高技术企业开展对外贸易，促进企业外向程度的迅速提升。

最后，各地政府还应加大政府财政科技投入力度，改善地区知识产权保护水平，以尽可能地规避金融市场分割对企业研发投入的抑制效应。