信贷寻租、金融错配及其对企业创新行为影响

一 引 言

技术创新是国家经济增长最持久的源泉，也是提升国家经济实力和未来增长优势的重要引擎。随着我国经济从高速增长向高质量增长的转变，创新驱动已经成为当前经济发展的核心战略。近些年，我国科技创新领域取得了一些成果。如2018年世界知识产权组织以及美国康奈尔大学等组织发布了2018年全球创新指数排行榜，中国首次进入前20名。但与美国等发达国家相比，我国整体创新水平仍然存在大而不强、多而不优的情况。我国实现2020年进入创新型国家行列的战略目标仍然任重而道远。然而，技术创新项目的高风险、信息不对称以及投资期限长等特点，使得企业在创新融资时易遭遇融资歧视难题(Hall和Lerner，2010[1]；王栋和赵志宏，2019[2]) 。银行是企业获取稳定、持续外部资金的重要来源，金融资源的获取对企业创新而言尤为重要(马光荣等，2014[3]；刘锡良和文书洋，2019[4])。

处于转型经济中的企业，有效率的金融市场是影响其创新的重要因素(余静文，2014)[5]。然而在正式制度不健全的转轨制国家，资金相对稀缺而政府官员、金融机构人员拥有较大的权力，再加上缺乏有效的监督机制，导致这些官员手中的权力被寻租的情况盛行(Shleifer和Vishny,1998)[6]。在制度缺失的转型经济中，企业乐于钻营银企关系等，通过贿赂银行管理部门人员获得稀缺的信贷资源以促进自身发展(Claessens et al.,2008)[7]。企业利用信贷寻租，加快金融机构审批的速度，让原本通过正式机制难获得贷款的企业轻易获得充足的金融资源，短期内缓解企业所受的融资约束，成为企业创新行为的“润滑剂”。然而，信贷寻租也有可能成为企业创新发展的“绊脚石”。由于企业的资本要素投入量有限，在面临融资约束时，企业创新投资激励降低(Aghion et al.，2012)[8]，企业利用信贷寻租获取金融资源，增加了企业的融资成本和运营成本，为了提高短期收益，企业家会将金融资源配置于收益短平快的项目，而挤出配置于周期长的创新活动，导致企业创新投入不足。胡杰和刘思婧(2015)[9]研究认为，当前我国金融市场的配置对企业创新能力无显著促进作用。那么我国金融资源的配置效率究竟如何？利用信贷寻租所获取的金融资源，对企业创新而言到底是“润滑剂”还是“绊脚石”？

本文利用2009-2014年我国创业板上市公司的数据，考察经济转型条件下信贷寻租对企业创新行为的影响，为我国金融市场改革对微观企业的影响提供直接证据。本文的理论贡献主要体现在：(1)研究揭示了在金融市场不发达以及法制不健全的经济转型环境下，信贷寻租等非正式机制是金融资源错配产生的主要原因，还分析了金融资源配置失效的传导机制。(2)重点研究金融资源配置效率对企业创新行为的影响，与现有基于融资约束视角研究金融资源配置与企业创新的文献明显不同，本文以创业板企业为例，深入分析金融资源错配的产生机制及其对企业创新行为的影响，拓宽了研究视野。(3)研究结论表明金融资源错配导致企业运营和交易成本上升，使企业研发面临更高的风险，挤出对创新活动的金融资源分配，并且降低创新行为对企业绩效的贡献。这一结论为当前金融市场资源配置水平提供了实证检验，也对未来金融市场改革具有一定的参考价值。

二 理论分析与研究假设

自熊彼特开创企业家创新研究以来，企业家才能一直被认为是推动经济增长的最重要因素(Schumpeter，1934)[10]。Baumol(1990)[11]扩展了熊彼特的分析框架，指出企业家才能在一切社会都是存在的，只不过在不同的制度环境，企业家才能会在生产性活动或非生产性活动之间进行配置，以便获取最大的利益。

(一)信贷寻租与金融错配之间的传导机制

创新是企业获取竞争优势的主要驱动力，外部融资又是企业创新投入资金的重要来源(Czarnitzki和Hottenrott，2011)[12]。然而，创新项目风险较高，且由于信息不对称和外部性效益的存在，企业往往难以得到创新所需的必要资金支持(Hall和Lerner，2010)[1]。另外，虽然信息披露是降低创新企业信息不对称的途径，但创新者往往为了规避竞争对手窥探到自己的商业机密而不愿意主动公开披露创新有关的信息，因此创新企业难以获取外部融资是一个普遍存在的现实问题。

对于金融市场尚不成熟的中国而言，资本的相对稀缺及融资渠道的相对单一，导致银行在金融资源配置方面具有较大的决定权。国内金融机构大多为国有，先天条件不足的民营企业通过正规融资渠道获得金融资源的能力非常有限，这也为民营企业的信贷寻租活动创造了机会。至于信贷寻租对融资约束的影响，大部分学者认为信贷寻租能帮助企业获得更多的金融资源，降低了企业的融资约束，缓解企业创新融资的压力(沈洪波等，2010[13]；江雅雯等，2011[14])。刘锦和王学军(2014)[15]研究发现，企业的寻租腐败行为显著提高了其研发投入。Galang(2012)[16]认为，腐败有助于企业克服官僚主义，获得相关的资源，促进企业研发投入的增加。

上述研究结论从不同角度解释了一个现象：在制度不完善、法制不健全的转轨制经济环境下，企业尤其是民营企业，往往选择利用银企关系等方式，以信贷寻租的补充渠道获得“特权和优惠”，从而影响了企业创新所受的融资约束。然而这种非正式机制所获取的金融资源，并不一定是一种有效的资源配置。王宇伟等(2019)[17]认为我国的金融资源被过多地配置到资产周转率和增加值率较低的企业。邹建军(2018)[18]也认为当前金融支持创新创业活动发展的机制不足，在我国这一金融外生化程度较强的国家，金融体系往往为地方政府推行科技创新政策提供了较好的金融支撑，但相关的资金导向了国有企业，而那些活力更强、创新潜力更大的民营企业往往面临着强烈的金融排斥。

基于以上分析，提出如下假设：

H1a：短期内，信贷寻租缓解了企业所受的融资约束程度。

H1b：与此同时，利用非正式寻租渠道获取的金融资源是导致金融资源配置失效的主要传导机制。

(二)金融错配对企业创新的短期影响

通过非正式渠道获取的金融资源将如何影响企业创新行为？促进抑或抑制？

转型经济环境下，制度环境尚未完善，政府官员手中仍然掌握着大量的资源，企业家为获取这些资源而不得不支付额外的“租金”。金融资源作为一种特殊资源，越来越受到企业的重视，“融资难、融资贵”已成为民营企业创新活动面临的一大难题。然而目前我国金融资源普遍呈现低效率非均衡的错配特征。李俊霞和温小霓(2019)[19]以中国27个省区科技金融配置效率为例，研究了金融资源与创新成果之间的关系，发现在产权保护力度较低和法制不健全的转型经济环境下，我国金融资源的配置效率未达到有效状态，进而导致企业创新投入不足，伪创新太多。

那么，失效的金融资源配置如何影响企业创新呢？首先，利用信贷寻租等非正式渠道获取的金融资源所产生的金融错配，对企业创新活动的直接抑制主要表现为企业创新的直接成本增加。信贷寻租等非正式机制，需要企业花费大量的人力、财力，增加企业销售费用等成本，进而导致企业运营成本和交易成本上升，使企业研发面临更高的成本风险，挤兑企业金融资源在研发投入上的分配(Murphy et al.,1993)[20]。康志勇(2014)[21]认为金融错配会降低金融市场对企业创新活动风险分担以及配置效率提高的能力，无形中增加企业创新活动的成本，导致企业创新激励不足。

其次，若寻租带来的报酬足够大，将会使企业家才能更多地被配置到利于开展信贷寻租的项目上，并将金融资源直接用于能带来短期效应的活动而不是创新活动，从而挤占创新资源(Baumol，1996)[11]。企业利用金融错配形成的套利空间，将稀缺资源投资于受政府官员青睐的短平快项目，而避免通过投资高风险和高成本的创新来获利。国外学者研究发现，寻租机会越多，企业投资于信贷寻租的动机也越强(Murphy et al.,1993)[20]。国内学者张璇等(2017)[22]发现信贷寻租减少了创新利润，挤出和替代了企业的创新资金，显著抑制了企业创新活动。

综上所述，提出如下假设：

H2：金融错配导致企业家将稀缺资源投资于受政府官员青睐的短平快项目，而避免投资高风险和高成本的创新项目，进而挤出了创新资本，降低了创新活动的投入。

国内外学者的研究发现，企业所面临的市场环境会导致企业异质性，进而影响金融错配在异质性企业间的抑制效应。在我国转型经济背景下，市场化程度较高时，意味着政府对企业的干预较少，市场政策法规更加完善，信息更加透明，企业投资在信贷寻租活动的机会越少，有利于增强企业管理层的R&D投资信心(郝颖和刘星，2010)[23]。因此，减少政府对金融市场的主导与干预，有利于降低企业的融资成本，激活企业家创新活动的投资信心，进而提高创新活动的投资收益。本文进一步从金融市场发展水平角度考察金融资源配置失效对企业创新行为的抑制作用，提出如下假设：

H3：随着地区金融发展水平的提高，政府对金融市场干预程度逐步减少，金融错配对创新行为的抑制作用也有所减弱。

(三)金融错配对创新绩效的长期影响

信贷寻租对企业绩效的影响，国内学者普遍认为，长期来看金融错配增加了社会的交易费用，减慢经济增长率，不利于企业的成长(康志勇，2014[21]；张璇等，2017[22])。

金融错配短期内能给企业带来降低融资约束的便利，但却导致信贷寻租等投机行为像传染病一样蔓延，使得管理层将精力投放在信贷寻租上，而无暇顾及创新行为等提升竞争力的活动，企业家才能会在生产性活动或非生产性活动之间进行配置，进而影响企业绩效。Cai et al.(2011)[24]研究发现，与寻租行为密切相关的“娱乐和交通费”项目对上市公司的生产效率有显著负面影响。杜兴强等(2012)[25]从寻租行为与R&D投资活动的竞争性视角，实证研究了两者对公司业绩的影响趋势，研究发现，R&D投资持续稳定对公司业绩具有显著地提升作用，而寻租行为虽然短期对公司业绩有利，却显著地损害了公司未来的业绩。

综上所述，金融错配分散了企业家才能和精力，使得管理层将精力、金融资源等投放在短平快的项目上，抑制了创新活动支出，降低了企业资源的配置效率，长期来看降低了创新对企业绩效的贡献。基于以上分析，提出如下假设：

H4：长期来看，金融错配降低了创新行为对企业绩效的贡献。

三 模型、数据和方法

(一)研究框架

根据前面的理论分析，本文构建研究框架图如下：

图1 研究框架

图1首先考察信贷寻租是如何影响融资约束与金融错配的，然后进一步将金融错配作为信贷寻租的中间传导变量，考察它对创新行为的影响。短期来看，由信贷寻租所产生的金融错配，抑制了企业的创新投入、挤出了创新资源；长期来看，金融错配降低了创新行为对企业绩效的贡献。

(二)模型设定

为了考察信贷寻租与金融错配对创新行为的影响，本文采用R&D投资强度衡量企业创新行为。模型设计如下：

1.信贷寻租传导机制的回归模型如下：

FMi=δ0+δ1Rent+δ2Xi+θi

(1)

模型(1)主要考察信贷寻租与金融错配之间的传导机制。被解释变量为金融错配程度FM，解释变量为信贷寻租Rent，控制变量包括行业和年度等变量。如果系数δ1为正，则表明信贷寻租对金融错配的传导效应明显。

为了考察融资约束指标，借鉴Fazzari et al.(1988)[26]、Joel和Christopher(2001)[27]的投资-现金流敏感性模型，具体如下：

(2)

用模型(2)测度企业所受融资约束水平，其中被解释变量I为当年的资本支出水平，CF是当年的经营性现金净流量，CF项前的系数就是投资-现金流敏感系数，用于测度上市公司的融资约束水平。公司投资-现金流越敏感，模型(2)中的系数α1越大，则企业融资约束水平越严重。

参考邓建平和曾勇(2011)[28]的检验方法，本文在投资-现金流敏感性模型基础之上加入了信贷寻租(Rent)与经营性现金净流量(CF)的交乘项，构建了模型(3)。通过模型(2)、模型(3)的检验，共同考察信贷寻租是否降低了企业融资约束程度。

Ii=β0+β1Rent+β2CF+β3Rent*CF+β4ASH+β5TOBIN′Q+β6LNSIZE+β7DEBT

(3)

模型(3)中，Rent*CF是信贷寻租与经营性现金净流量的交互项，用于考察存在信贷寻租的情况下，融资约束对企业投资行为的额外制约作用。若模型中Rent*CF的系数为负，则表示信贷寻租缓解了融资约束问题。

2.金融错配对企业创新短期影响的回归模型如下：

R&Di=γ0+γ1FM+γ2MK+γ3FM*MK+γ4Yi+σi

(4)

模型(4)被解释变量为当年的研发支出强度R&D，解释变量是当年的金融错配程度FM，FM*MK是金融错配与金融市场化的交互项，以考察随着金融市场化的改善，金融错配对企业创新的制约作用是否有所降低，Y为控制变量，包括企业规模、流动比率、速动比率、资产负债率、存货周转率等。

3.金融错配对企业创新长期影响的回归模型如下：

SALEGROWTHi=δ0α0+δ1FM+δ2R&D+δ3FM*R&D+δ4Zi+εi

(5)

其中，模型(5)被解释变量选择滞后一期、滞后两期的销售收入增长率(SALEGROWTH)作为衡量长期创新绩效的指标，解释变量R&D前的系数用于测度R&D对企业未来绩效的贡献，FM*R&D是金融错配与企业研发投入的交互项，以考察存在金融错配的情况下，R&D对企业创新绩效的贡献是否会受到制约。对于模型(5)来说，研发行为R&D对企业绩效的促进作用体现在系数上，假如模型中的δ3为负，则表示金融错配(FM)降低了R&D对企业绩效的贡献。

(三)样本选择

本文以2009-2014年我国创业板上市公司为初选样本，在具体的样本选择过程中，进行了如下处理：(1)剔除金融行业样本；(2)剔除数据缺失样本。根据上述标准，最终得到1438个公司—年观测值。同时，对模型中的相关连续变量在1%和99%水平上进行Winsorize处理。

(四)变量定义与数据来源

为了选择最合适的实证模型来检验前文提出的理论假设，本文在模型设计时着重考察了如下问题：

1.关于融资约束：当前国内外学者对融资约束的度量尚未形成统一的标准，本文借鉴Fazzari et al.(1988)[26]、Joel和Christopher(2001)[27]的研究思路，用模型中现金流变量的系数大小(投资-现金流敏感系数Investment-cash Flow Sensitivity)衡量融资约束。这一变量的考察思路是：若企业面临的融资约束越大，则越难获得有效的外源性资金，也越依赖企业内部自有资金，因此企业投资水平将与现金流波动性显著相关，融资约束程度越大，相应地投资-现金流敏感系数也会越大。

2.关于金融错配(FM)：借鉴邵挺(2010)[29]的研究，引入企业的金融错配负担水平(FM)作为考察变量，企业所承担的金融错配程度用企业自身资金成本对行业平均资金成本的偏离程度来反映。本文采用企业的利率(利息支出除以扣除应付账款的负债)与所在行业的平均利率比值来反映企业面临的金融错配负担水平。

3.关于信贷寻租(Rent)：考虑到我国的金融资源在很大程度上受到来自政府力量的干预，本文用政治联系(Political)来替代信贷寻租程度。那些与政府保持密切联系的企业，在进行银行融资时，更容易通过寻租等非正式渠道获得金融资源。根据Fan et al.(2009)[30]的定义，如果公司的总经理、董事长或董事现在或曾经担任地方政府官员或共产党干部，则将Political定义为1，否则为0。这些有关政治联系的信息来自于WIND数据库中批露的董事会及管理层信息中的个人简历，由作者手工收集整理而成。

4.企业创新(R&D):用研究开发费占销售收入的比值来表示。由于研发投资总量在不同规模企业间差异较大，采用研发投入强度指标更科学。本文研究所需要的研究开发费用数据，来自于作者的手工收集。

其他控制变量：参考袁建国等(2015)[31]、He和Tian(2013)[32]关于企业创新的研究，以及邓建平和曾勇(2011)[28]关于融资约束的研究，控制变量如表1所示。

表1 控制变量的定义

①其中TOBIN′Q=(年末流通市值+非流通股份占净资产的金额+长期负债合计+短期负债合计)/年末总资产。

四 实证结果分析

(一)描述性统计分析

表2为主要变量的基本统计信息。

表2 主要变量的描述性统计

(续上表)

变量名平均值标准差最小值最大值INSTITUTION2.520%20.4150.0005%93.523%AGE11.8504.007127

表2显示，样本中企业平均R&D投资强度达到了近7%，整体而言，企业创新投入水平较高，但是与发达国家企业R&D投入强度仍然差距较大。信贷寻租变量Rent的均值为0.26，大约有26%的样本企业与政府保持密切联系。金融错配程度FM的均值为3.667，其中最大值为90.541，标准差为12.679，表明样本中企业金融错配差异较大，且金融错配现象非常普遍。其他控制变量金融市场化指数(MK)、投资(I)、大股东持股比例(LARGE)、机构持股比例(INSTITUTION)以及企业年龄(AGE)的最大值与最小值差异也较大。

接下来，将企业的R&D投入、金融错配程度按照有无信贷寻租进行简单的分组比较(T检验)，结果见表3。

表3 企业创新的差异性分析

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

从表3的分组检验结果来看，没有信贷寻租的企业，平均研发投资强度达7.64%，显著高于有信贷寻租的企业(5.12%)。同样，将金融错配程度按照有无信贷寻租进行简单T检验，无信贷寻租企业的平均金融错配程度为4.579，有信贷寻租企业的平均金融错配高达14.405，组间差异在5%的水平下显著。

(二)面板单位根检验

为了避免伪回归，确保回归分析的有效性，首先对面板数据进行平稳性检验。本文运用Levin,Lin&Chu t*和PP-Fisher，Chi-squrare两种检验方法，分别对面板数据中的自变量序列进行稳健性检验。如果检验出来的P值都小于0.05，则说明数据不存在单位根的假设成立，面板数据平稳性较好。表4显示了主要变量的平稳性检验结果，从表中的P值结果来看，各变量的P值均小于0.05，说明数据稳健性较好，可以对面板数据进行回归检验。

表4 面板主要变量的单位根检验结果

(续上表)

变量方法统计量P值结论MKPP580.8800.000平稳LLC-13.1950.000IPP829.0670.000平稳LLC-19.7250.000LARGEPP776.8780.000平稳LLC-17.8800.000INSTITUTIONPP834.9080.000平稳LLC-19.0350.000AGEPP749.9090.000平稳LLC-17.9870.000

(三)信贷寻租传导机制的回归结果

对模型进行Hausman检验判断是用随机效应模型还是固定效应模型。结果发现在1%的水平下显著，故选择固定效应模型。为了控制行业和年度的影响，模型中加入行业固定效应和年度固定效应。本文使用STATA15.0进行了固定效应模型回归。

1.信贷寻租传导机制的回归结果

首先利用模型(1)来检验假设H1b，即检验信贷寻租导致金融错配的产生。表5报告了初步回归结果。从回归结果来看，无论是否加上控制变量，变量Rent的系数都在5%的水平下显著，表明信贷寻租的传导作用非常明显，通过寻租获取金融资源是金融错配现象产生的主要途径，从而验证了假设H1b。

表5 金融错配传导机制的初步回归结果(1)

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

接下来利用前面的模型(2)、模型(3)共同检验信贷寻租对融资约束的影响，表6的第2列检验的是企业所受的融资约束。第3列和第4列，在回归模型中加入了信贷寻租与投资-现金流敏感系数的交叉项(CF*Rent)，用于检验信贷寻租是否减弱了融资约束程度。

表6 金融错配传导机制的初步回归结果(2)

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

表6第2-4列的结果均显示，投资-现金流敏感系数(CF)在所有回归中显著为正，这说明企业内部资金流动性会对企业投资水平产生显著影响，企业所受的融资约束明显。此外，表6第3列、第4列中交叉项(CF*Rent)的系数为负，从而证明了本文假说H1a的正确性，即信贷寻租短期内缓解了企业所受的融资约束。

2.稳健性检验。本文将企业研发投入(R&D)作为模型(3)中企业投资(I)的替代指标进行稳健性分析，并使用前文提及的交叉变量进行了回归检验，结果见表7。表7第3列中，信贷寻租与投资-现金流敏感系数的交叉变量(CF*Rent)系数为负，且在10%的水平下显著，说明信贷寻租显著降低了企业创新的融资约束水平，与前文的研究结论一致。

表7 金融错配传导机制的稳健性检验

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

(四)金融错配对企业创新的短期影响

金融错配对企业创新行为的短期影响回归结果如表8所示。

表8 金融错配对企业创新行为短期影响的回归结果

(续上表)

变量Y=R&D模型(1)模型(2)模型(3)INDNONOYESF4.75524.68824.381N106913551233R20.1060.1280.193

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

表8回归结果中，因变量为企业的创新活动强度(R&D)。表8第2列、第4列的实证结果显示，金融错配(FM)的系数显著为负，这意味着金融错配导致企业家利用套利空间，将更多资源投向短平快的套利项目，挤出了企业的创新活动资源，金融错配的抑制效应即本文的假设2得到了验证。其次，表8第4列模型(3)加入了金融错配与金融市场化系数的交叉项(FM*MK)，交叉项系数显著为正，表明随着金融市场环境的改善，政府对金融资源的干涉程度逐步降低，金融错配的抑制效应也相应减弱，进而有利于促进企业创新投资，本文的假设3得到验证。

(五)金融错配对企业创新的长期影响

表9为金融错配如何影响企业长期创新绩效的实证检验。本文选用销售收入的增长率代表企业长期创新绩效，因此回归模型的因变量分别为滞后一年的销售收入增长率(SALEGROWTHt+1)以及滞后两年的销售收入增长率(SALEGROWTHt+2)，表9中第4列、第7列中均加入了创新投入(R&D)与金融错配(FM)的交叉变量(R&D*FM)。

表9 金融错配影响企业创新绩效的回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著水平。

表9中，无论因变量选择滞后一年的创新绩效，抑或滞后两年的创新绩效，研发投入(R&D)的回归系数均显著为正，表明企业创新行为能显著提高企业竞争力，实现营业收入的增长。但是表9第4列、第7列研发投入与金融错配交叉项(R&D*FM)的回归系数分别为-6.684、-11.704，且均显著，表明长期来看，金融错配削弱了R&D对企业成长性的贡献，阻碍了企业竞争力的提升，这与本文的假设4相符。

五 研究结论及启示

金融资源的配置对企业创新及未来中国经济的发展具有战略意义，然而经济转轨条件下，由于正式机制的缺失，民营企业利用非正式机制即信贷寻租渠道获取金融资源，一定程度上导致金融资源配置失效(李俊霞和温小霓，2019[19]；周煜皓和张盛勇，2014[34])。本文研究发现，信贷寻租仅能在短期帮助企业获得更多金融资源，并临时性缓解企业所受的融资约束，但也可能导致企业金融获取与金融需求不匹配，将金融资源引导到套利空间上，造成金融资源错配，并减少了企业在创新上的资源投入，从而挤出和替代企业创新。长期来看，信贷寻租增加了社会的交易费用，降低了创新行为对企业绩效的贡献，不利于企业的成长。另外，研究结论表明转型经济体制下，随着金融市场化改革的推进，非正式机制信贷寻租的“攫取之手”效应，会随着金融资源配置市场化程度的提高而有所减弱。

金融市场改革的关键在于各级政府对其职能的重新定位，以及市场在金融资源配置中发挥决定作用。因此只有进一步完善金融制度并健全金融市场，才能消除微观企业利用信贷寻租等非正式机制套利的动机，进而从根本上解决创新型企业的融资难题。