政策激励与金融发展对技术创新质量的影响

方立凯，钱水土

浙江工商大学金融学院，浙江 杭州310018

引言

创新已成为决定中国经济可持续增长最为关键的因素之一[1-2]。无论从创新投入还是创新产出来看，我国创新能力近几十年似乎实现了巨大的提升，然而实际上我国创新质量与自主创新能力备受质疑。根据国家外汇管理局统计，我国知识产权使用费项目逆差持续扩大，2019 年存在近2 000 亿人民币的逆差。1997 年至今，知识产权使用费进口额年均增长22%，这显示我国创新质量并未伴随着数量的增长同步提升。研究如何实现创新质量的赶超，对我国经济的可持续发展具有重要意义。

从引进吸收到改进创新，从复制性模仿到创新性模仿是我国作为后发国家工业化进程的核心[3]。在从技术模仿阶段到技术创新阶段的过渡期，技术复杂度快速上升，创新所需的资本与市场规模越来越大。为保证技术升级过程的顺利进行，在有限的内源融资约束下，企业不得不依赖两个主要的外源融资渠道，即政府政策激励与金融体系支持。我国在政策渠道上不断对创新活动给予支持，主要施行以税收优惠、直接补贴为主的后期补助。然而，这可能使经济中充满寻租活动[4]，企业片面追求创新数量以获得创新补助，表现为策略性创新[5]。同时，随着金融业的发展，我国金融体系逐渐改变原来大型国有银行垄断式的局面，中小型商业银行的增多不断改变银行市场的竞争格局，直接融资市场的快速发展也为缓解企业融资约束难题提供了更大可能。两个外源融资渠道的支持究竟能否促进我国创新质量的提高值得探讨。另外必须指出，在我国特殊的制度背景下，国营企业与非国营企业相比，国有属性带来的政治资源获取便捷度的比较优势与严重的委托代理问题均可能对企业自主创新激励产生影响。因此，忽略所有权性质的影响将使研究脱离现实背景。本研究拟通过理论分析并构建创新质量博弈模型，藉此研究中国制度背景下所有权性质、政策激励、金融发展与技术创新质量的关系。

目前，尚未有文献区分所有权性质，从创新质量角度研究政策激励与金融发展对创新活动带来的差异化影响。因此，本研究通过区别行业所有权性质，有利于剔除非市场行为带来的偏差；同时，通过关注创新质量而非创新投入或产出，一方面能更好地衡量政府政策与金融发展对创新活动带来的实质性影响，另一方面也是克服传统视角下单一追求“量”带来的片面性，响应新时代下重“质”的号召。

1 理论回顾与文献综述

1.1 所有权问题对创新活动影响的相关研究

发达国家产权制度安排清晰，因此国外关于所有权问题对创新活动影响的研究主要是以公司治理为背景，从所有权结构视角围绕大型机构持股对创新活动的影响展开。部分学者认为，机构投资者无法获得公司层面的特定信息，使其无能力也无动力实施技术创新战略[6]。而Kochhar&David等学者认为，在有效市场下，理性的机构投资者在信息收集和整理方面具有规模经济，可以对本质上具有创新能力的企业进行投资，使公司经营者有积极性实施技术创新战略[7]。Jensen 认为，机构投资者由于持股比例太高而被“锁定”在企业内，无法在不遭受损失的情况下退出企业，从而鼓励企业进行创新[8]。

国内对于公司治理具有区别于发达国家的鲜明特征。我国企业的股权集中度远高于欧美企业，尤其是国有企业内“一股独大”现象普遍[9]，相关研究大多从所有权性质视角展开，学者们大多认为国有属性对企业自主创新能力的提高存在阻碍作用。Lin et al.发现，私有企业和合资企业比国有企业具有更高的研发倾向[10]。袁建国等认为，国有企业存在政治资源诅咒效应，政治关联会通过降低市场竞争、助长过度投资等影响企业创新，导致企业创新乏力、资源分散并产生挤出效应[11]。杨洋等认为，国有企业的预算软约束和资源冗余会削弱其创新搜索风险的意愿[12]。李文贵和余明桂研究发现，非国有股权比例与民营企业的创新活动存在正相关关系，并且非国有股权对创新活动的促进作用来源于经理人观而非政治观[13]。吴延兵认为，国有企业技术创新能力最弱，产权性质差异是导致国有企业与非国有企业技术创新能力差异的主要原因[14]。吴延兵还认为，国企的共有权属性决定了其生产效率与创新效率的双重损失，并且现有的国企改革措施无法实现创新的剩余索取权和剩余控制权的匹配，因而无法改善创新效率，而民营化改革有助于提高我国自主创新能力[15-17]。当然，也有少数学者关注到了国有属性给企业自主创新带来的有利一面。例如，吴延兵认为，国有企业在政府保护和融资政策支持等创新资源获取的便利性优势能够抵消委托代理问题带来的负向激励，从而使国有产权对创新没有显著影响[18]。

1.2 政策激励与金融发展对创新活动影响的相关研究

由于技术和知识具有公共产品的溢出特性，创新活动不可避免地会遇到市场失灵和投资不足问题[19]，政府政策激励是纠正此外部性问题的必要措施[20]。根据对象的不同，政策支持分为功能性政策支持与选择性政策支持。发达国家采用前者来激励科技研发，现阶段我国采用的是典型的选择性政策支持[21-22]。在功能性政策支持中，市场占据主导地位，政府的作用是增进市场机能、扩展市场作用范围并补充市场不足。这种“市场友好型”政策支持准许更多的企业进入市场，在激烈的市场竞争中，企业为了谋求更大的市场份额，将积极谋求技术进步与产品创新[23]。另外，功能性政策支持还有非贸易扭曲特征[24]，以“前期支持”营造良好的保护环境，使企业有信心、动力和条件来进行“高质量”的实质性创新[5]。相反，在选择性政策支持中，政府能够驾驭、干预甚至替代市场[22]，虽然能推动企业创新迅速形成研究成果[21]，然而以“后期补助”为主的选择性政策支持使市场作用受到抑制[24]，经济中充满寻租活动[24-25]，导致企业片面追求创新数量谋求补助[26]，体现的是一种策略性创新[5]。

此外，还有学者关注财政激励与税收优惠两种不同政策支持方式对技术创新活动的影响。张同斌和高铁梅认为，财政激励政策可比税收优惠政策更有效地促进高新技术产业的产出增长，税收优惠政策在促进高新技术产业增加值率的提高和内部结构优化方面更具优势[27]。安同良等认为，当企业和政策制定者之间存在信息不对称，且原始创新的专用性人力资本价格过于低廉时[20]，原始创新补贴将产生逆向激励作用，政府财政补贴政策可以显著降低企业策略性创新行为[28]。张杰等认为，政府创新补贴对私人创新的作用效应依赖于知识产权保护制度的完善程度[29]。另外，学界在关于政策激励对创新质量的影响方向与作用机制方面则未达成一致。部分学者认为，政策激励通过创新成本降低效应、知识产权缺位弥补机制效应、政府筛选机制效应对创新质量的提高存在促进作用[1，26，30-31]。还有学者认为，政策激励通过逆向选择效应、企业竞争优势市场信号传递效应、优惠政策攫取效应对创新质量的提高存在阻碍作用[5，32-35]。

金融发展与创新的关系一直以来饱受关注，大多数理论和实证研究表明金融发展有利于提高创新活动的发生频率。内生增长理论认为技术创新是一种经济现象，其表现形式是一种产出，经济学基本原理表明，产出至少包括人力与资金的投入，技术创新也不例外[36]。高质量创新活动的高风险特性，使其往往面临着外部融资约束、信息不对称和市场不确定等诸多外部风险因素[37]。然而，伴随着金融市场体制逐步完善，金融发展不仅有助于缓解外部融资约束，而且有利于降低交易成本和逆向选择带来的道德风险[38]。金融发展程度可以从金融结构、金融规模、金融效率等多个维度进行描述。众多学者从金融结构角度探讨了金融发展与创新活动的关系。银行主导论认为，银行市场在信息获取成本、银企关系和跨期风险分担等诸多方面具有优势[39-41]。市场主导论认为，金融市场在资本配置效率、非标准化信息处理和风险管控等诸多方面存在优势[42-44]。与前两者不同，最优结构论认为存在一个最优的金融结构与经济社会相匹配[45-46]，而结构无关论回避了银行与市场之争，认为金融功能更健全与效率更高就有利于创新活动的发生[47-48]。还有学者从金融规模、金融效率等角度探讨金融发展与创新活动的关系。张宽和黄凌云研究发现，金融规模、金融深化和金融效率对于区域创新质量具有稳健的正向提升作用[49]。贠菲菲等认为，金融发展规模和金融效率对于地区自身技术创新效率具有正向影响[50]。另外，还有众多学者从融资约束视角探讨金融发展对创新的影响，认为融资约束对企业创新有着负面影响[51]。孙晓华等的实证研究表明，企业研发强度与内部现金流呈现正相关关系，证明融资约束在国内依然存在[52]。总体而言，以上观点虽均能够得到学术界的认可，但是金融发展能否缓解企业融资约束的压力，学术界并未实现观点的统一。大多数学者认为金融发展能够缓解企业融资约束的压力[53-54]。例如，黄婷婷和高波认为金融发展能通过动员储蓄、掌握更多市场信息、分散风险及监督约束等方式改善技术创新活动中的信息不对称问题[55]。唐清泉和巫岑认为金融发展提高了银行业竞争强度，规模间竞争利于克服贷款额度限制和审查壁垒，产权间竞争利于克服资源配置效率问题，监管能力间竞争降低信息成本，通过这三种竞争缓解企业创新的融资约束[56]。当然，也有学者认为金融发展并未缓解企业融资约束的压力。如孔令熠和李晓楠认为，现阶段我国以银行业为主体的金融体系具有的风险规避倾向导致金融发展并未降低融资约束对创新产出的负面影响[51]；孙晓华等认为资本市场并未真正成为企业研发投资融资渠道[52]。

纵观国内外相关文献，可以发现：国外学者在理论基础和研究方法上具有优势，但国内外国情的差别让国外学者的理论分析在国内缺乏针对性，一味照搬国外理论将导致理论与实践相脱离。国内学者结合中国实际情况对所有权性质、政策激励、金融发展与创新活动的关系有着更为感性的认知，但相关研究仅限于所有权性质、政策激励、金融发展中单一或至多两者对创新活动的影响，尚未有文献将以上三者与创新活动纳入统一的分析框架下，也很少有文献能从微观企业经理人视角分析所有权性质、政策激励、金融发展对创新产生影响的内在机理。基于这些情况，本研究的边际贡献体现在如下四个方面。（1）首次将所有权性质、政策激励与金融发展对创新质量的影响纳入统一的分析框架下，以更全面的视角考察创新质量的影响因素及内在机制；（2）任何宏观政策的实施均离不开微观活动的支持，笔者尝试从微观层面并从企业经理人角度与政治关联角度解释所有权性质带来的异质性影响，同时基于中国企业的特征事实，加深人们对企业创新的理解；（3）将产品市场与经理人市场引入创新博弈模型，定性与定量分析政策激励与金融发展给创新质量带来的差异化影响，拓展宏观政策与微观企业行为的研究，不仅可以提供经验证据，而且进一步指明影响机理，有助于理解从宏观政策到微观企业间的传导机制；（4）摒弃传统重“量”轻“质”思维，将研究重点放在创新质量角度，关注技术创新的实质性提高，对于我国创新发展战略与政府创新激励政策的调整具有借鉴意义。

2 理论分析及假设

2.1 所有权性质给创新活动带来的异质性影响

2.1.1 国有属性抑制创新活动

内部委托代理问题。官员企业家作为国营企业经营者，任职期的长度存在较大的不确定性，并且在任职期间虽享有剩余控制权但却不享有剩余索取权，因而他们更关注自身的政治目标及经济利益。也就是说，他们的理性选择不是以长投资周期为特点的创新项目，而是更倾向于短期内带来回报从而彰显政绩的项目。同时，创新项目的高风险特征容易威胁官员企业家在企业及政府内的政治地位，开展创新项目的机会成本过高。

外部寻求政治关联对创新活动产生替代效应。企业可以通过创新谋求发展，也可以通过寻求政治关联获得发展[57]。企业内部有限的资源如何分配，取决于哪种方式的成本更低。国营企业本身与政府存在千丝万缕的联系，国有属性的加持使国营企业具有天然的政治关联优势，在争夺政府廉价资源的激烈竞争中始终处于领先地位，例如可以优先获得廉价土地、廉价银行贷款、政府直接补助等。概言之，低政治关联成本增强了国营企业寻求政治关联的激励，进而表现为寻求政治关联，因此对创新活动存在发展方式上的替代效应。

2.1.2 非国营企业不存在所有权“属性抑制”问题

内部稳定型股东监督激励创新。根据经理人职业生涯假说可知，创新活动高风险、高投入特征使即使是高能力的企业经营者也会面临较大的失败概率，短期内反映在财务指标上，散户可能会据此认为企业经营者经营能力较低而抛售股票，进而影响公司股价。因此，具有风险规避倾向的经营者不愿承担创新活动导致的短期低绩效给自己职业生涯带来的潜在威胁，从而抵制创新。然而，稳定型股东往往倾向于长期持有股权并关注公司长期价值，并不会频繁关注公司短期盈利。为实现长期内的高回报，该类投资者会完成从被动持股到主动管理的角色转换，其具有的收集信息的规模效应、大宗持股的“锚定”效应以及监督的规模经济和范围经济，均会向市场传递有关经营者能力的正确信息。它的监督和信号收集可以降低发生在经营者身上的因创新收益较低而被市场误认为低能力的道德风险，从而增加企业经营者对创新活动的预期收益并减少其预期损失，因此稳定型股东能鼓励经营者进行创新。

外部市场竞争强度能影响股东创新激励作用的大小。一方面，经理人市场的竞争强度能对企业经营者的创新倾向存在影响。当外部经理人市场竞争强度较高时，企业一旦研发失败，市场普遍对本企业经营者的经营能力产生质疑，从而使经营者对创新失败的预期损失增加。因此，同样在无股东激励的情况下，企业经营者在较高的外部经理人市场竞争强度时具有更低的创新激励，在较低的外部经理人市场竞争强度时具有更高的创新激励。另一方面，产品市场的竞争强度对企业经营者的创新倾向也存在影响。当产品市场竞争强度较高时，企业研发成功后，创新成果能够以较高的速度被其他企业所模仿，因而企业经营者对创新成功的预期收益减少。在无股东激励的情况下，企业经营者在较高的外部产品市场竞争强度时具有更低的创新激励，在较低的外部产品市场竞争强度时具有更高的创新激励。

需要指出的是，稳定型股东激励将增加企业经营者对创新活动的预期收益并减少其预期损失，这必然引起企业经营者创新偏好的正向增加，而外部市场虽然能影响股东激励作用的程度，但无法改变其作用方向。

据上，本研究提出假设1：国营企业存在委托代理问题与政治关联替代效应，即所有权“属性抑制”创新活动；非国营企业由于内部稳定型股东激励与外部市场竞争机制的存在，创新活动受到鼓励。

2.2 政策激励与金融支持对技术创新质量的影响

2.2.1 政策激励对创新质量的影响具有不确定性

从企业内部来看，无论是政府直接补贴还是税收优惠，对企业创新活动产生的直接影响是创新成本的下降。这虽然无法直接决定企业开展创新活动质量的高低，但能以此为突破口分析企业对创新活动质量的偏好。一方面，创新成本的下降能提高企业经营者进行创新质量选择时对创新活动成功后的预期收益。低质量创新活动成功的概率一般比高质量创新活动成功的概率要高，在对高低质量创新活动的预期收益增量相同的情况下，高成功概率的低质量创新活动意味着高的期望收益增量，使企业经营者产生了低质量创新的偏好。另一方面，创新成本的下降在企业经营者进行创新质量选择时同样能减少其对创新活动失败后的预期损失，即成本的下降会对预期损失存在补偿效应。假设这一创新成本的下降额度（或者说这一补偿效应程度）在高低质量的创新活动内相同，那么低质量创新活动失败的低概率便意味着预期损失补偿机制发挥作用的低概率，反之高质量创新活动失败的高概率意味着对预期损失补偿机制发挥作用的高概率，这使企业经营者产生了高质量创新活动的偏好。以上分析表明，政策激励从企业内部来看存在对创新质量的双向作用。

在外部视角下，企业外部经理人市场和产品市场的竞争强度同样对政策激励影响创新质量的方向存在影响。经理人市场竞争强度通过影响企业经营者预期损失进而影响企业创新活动开展质量的决策。在经理人市场竞争强度较高的情况下，企业经营者对研发失败的预期损失将被放大，这意味着存在政策激励时，企业经营者在选择失败概率更高的高质量创新活动时对预期损失的补偿机制也被放大，企业经营者更偏好高质量创新活动；反之，当经理人市场竞争强度较低时，企业经营者对研发失败的预期损失将被缩小，这意味着存在政策激励时，企业经营者选择失败概率更高的高质量创新活动时对预期损失的补偿机制也被缩小，企业经营者高质量创新活动的偏好因此被削弱。与此同时，产品市场竞争强度通过影响企业经营者预期收益进而影响企业创新活动开展质量的决策。当产品市场竞争强度较低时，企业经营者对研发成功的预期收益将被放大，这意味着存在政策激励时企业经营者选择成功概率更高的低质量创新活动引起的期望收益增量也将被放大，企业经营者更偏好低质量创新活动；反之，当产品市场竞争强度较高的情况下，企业经营者对研发成功的预期收益将被缩小，这意味着存在政策激励时企业经营者选择成功概率更高的低质量创新活动引起的期望收益增量也将被缩小，企业经营者低质量创新偏好因此被削弱。

综合以上分析，本研究提出假设2：政府政策激励从企业内部来看对创新质量的影响不确定，外部经理人市场和产品市场的相对竞争强度决定了政府政策激励对创新质量的影响方向。

2.2.2 金融发展促进创新质量的提升

金融发展主要是通过影响企业经营者对不同质量创新活动成功的预期概率进而对创新质量产生影响。金融资源具有风险规避的天然属性。这一属性决定了同一时间刻度下金融资源存量在低质量创新活动中具有更大比重，金融发展带来的金融资源增量在高质量创新活动与低质量创新活动之间进行分配。结合边际效用理论，低质量创新活动占据的大量金融资源意味着同样数量的金融资源在低质量创新活动中带来的产出更低，因而金融资源增量虽然分配给高质量创新活动的比重可能偏低，但给高质量创新活动带来的边际产出更高，微观上表现为企业经营者因金融支持而对高质量创新活动成功的预期概率增加量要大于对低质量创新活动成功的预期概率增加量，进而促进高质量创新活动的发生。

基于这一情况，本研究提出假设3：金融发展通过影响企业经营者对不同质量创新活动成功的预期概率而促进高质量创新活动的发生。

3 模型分析

结合前述理论分析，可知所有权性质、政策激励与金融发展通过众多机制对创新质量产生影响，主要包括政治关联、委托代理、股东激励、外部市场竞争强度、预期收益、预期损失、预期成功概率等。本研究将通过构建包含上述众多因素的创新质量博弈模型（图1），定量分析所有权性质、政策激励与金融发展对创新质量产生影响的众多机制。

图1 创新质量博弈模型

在图1 中，创新质量博弈模型包括3 期：

T=1。企业经营者决定企业发展方式，即在创新与寻求政治关联之间进行选择。

T=2。若企业经营者决定寻求政治关联的发展方式，那么将付诸实施。由于存在失败的可能性，寻求政治关联成功与失败的结果将给企业经营者带来不同的效用。若企业经营者决定创新发展方式，那么在此阶段需要对创新活动的质量进行决策。

T=3。企业经营者将不同质量的创新决策付诸实施，不同质量不同结果的创新活动给企业经营者带来不同的效用。

为便于分析，本研究针对该模型做出以下假定：

假设1：企业经营者对博弈过程完全了解并对得益情况均能做出理性预期，即为完全且完美信息动态博弈。为考察效用变动情况，赋予企业经营者基础效用-m，若寻求政治关联或创新成功将在效用-m基础上产生正增量-b、-d与-f，失败则产生负增量-a、-c与-e。

假设2：经理人市场竞争强度通过影响企业经营者对创新失败的预期损失进而对其决策发生作用。模型中通过l1刻画这一机制，即：当经理人市场竞争强度较高时，能对预期损失产生放大效果，此时l1值大于1，反之则介于0 到1。

假设3：产品市场竞争强度通过影响企业经营者对创新成功的预期收益进而对其决策发生作用。模型中通过正数l2来刻画这一机制，即：当产品市场竞争强度较高时，能对预期收益产生缩小作用，此时l2值介于0 到1，反之则大于1。

假设4：就寻求政治关联的发展方式来说，国营企业成功预期的概率要高于非国营企业，即：α国＞α非国。

假设5：低质量创新活动成功的预期概率高于高质量创新活动成功的预期概率，即：δ ＞χ。

假设6：在外部市场给定的情况下，等式l1c+l2d=l1e+l2f成立。

3.1 关于所有权性质异质性影响的讨论

国营企业经营者对政治关联发展方式的期望效用：

国营企业经营者对创新发展方式的期望效用：

国营企业的创新偏好用创新发展与政治关联发展的期望效用之差来刻画，即：

非国营企业与国营企业相比，其在寻求政治关联时付出成本差额g，在模型中表现为企业经营者对预期收益减少g 与预期损失增加g；非国营企业寻求政治关联成功的期望概率与国营企业相比差额为ϕ，在模型中表现为α非国=α国-ϕ。因此，非国营企业经营者对政治关联发展方式的期望效用为：

非国营企业与国营企业相比，在创新活动中，由于内部稳定型股东的激励作用，企业经营者对高质量创新活动与低质量创新活动成功的预期收益分别增加h与i，对高质量创新活动与低质量创新活动失败的预期损失分别减少j与k。因此，非国营企业经营者对创新发展方式的期望效用为：

非国营企业的创新偏好同样用创新发展与政治关联发展的期望效用之差来刻画，即：

非国营企业与国营企业相比，其创新偏好增量为：

上式括号内均为正值，因此Δπ 为正值，这说明非国营企业具有比国营企业更高的创新偏好。等号右侧各部分可以与前一部分理论分析结合来进行解释：前两部分来自于非国营企业由于稳定型股东激励的存在而对创新活动的期望效用增量，第一部分是低质量创新活动的期望效用增量，第二部分是高质量创新活动的期望效用增量。假如暂时不考虑创新质量问题，那么可以将l1k(1-δ)+l2iδ 或者l1j(1-χ)+l2hχ 取出单独分析。以前者为例，除去预期δ 概率与因内部稳定型股东激励而产生的预期损失减少量i和预期收益增量k之外，外部市场竞争程度l1与l2同样对整体具有作用。由于经理人市场竞争强度与l1正相关，产品市场竞争强度与l2负相关。由此，可以说明当经理人市场竞争强度越高、产品市场竞争强度越低时，非国营企业相较国营企业更偏好创新发展方式。需要指出的是，由于0 ＜l1、0 ＜l2、0 ＜δ ＜1、0 ＜χ ＜1、0 ＜β ＜1，所以前两部分的期望效用增量来源于h、i、j、k，即内部稳定型股东的激励决定了期望效用的正增量，l1、l2影响该增量的大小。后两部分来自于国营企业与非国营企业相比政治关联发展方式存在的比较优势，g 是非国营企业付出的额外成本，(a+b)ϕ是由非国营企业寻求政治关联预期成功概率较低所引起。

3.2 政策激励效果的讨论

与前文相似，我们利用企业经营者对低质量创新期望效用与高质量创新活动期望效用之差来刻画企业经营者对低质量创新活动的偏好程度，那么无政策激励时的低质量创新偏好如下：

当存在政策激励时，无论是税收优惠还是直接补贴，我们将其视为创新成本的下降，在模型中反应为企业经营者对创新活动成功的预期收益增加或者企业经营者对创新活动失败的预期损失减少。如果设定政策补贴引起创新成本下降，那么存在政策激励时企业经营者的低质量创新偏好如下：

而政策激励引起的低质量创新偏好增量为：

在公式10 中，等号右侧0 ＜n、χ-δ ＜0，Δω的符号取决于l1-l2的符号。当0 ＜l1-l2时，经理人市场与产品市场竞争强度都较高，此时Δω ＜0，表示政策激励引起企业经营者低质量创新偏好负增加，政策激励促进创新活动向高质量的迁移；当l1-l2＜0 时，经理人市场与产品市场竞争强度均较低，此时0 ＜Δω，表示政策激励引起企业经营者低质量创新偏好正增加，政策激励引起创新活动低质量化。另外还存在两种可能，即经理人市场竞争强度较高而产品市场竞争强度较低的情况与经理人市场竞争强度较低而产品市场竞争强度较高的情况，在这两种情况符号无法确定时，政策激励效果亦无法确定。

3.3 金融发展对创新质量影响的讨论

由于资本投入到高质量创新活动的边际产出要高于低质量创新活动，企业经营者对不同质量创新活动成功概率的预期增加量也不同。本模型假设企业经营者对低质量创新活动的预期成功概率增加ζ，对高质量创新活动的预期成功概率增加ζ+ξ，那么不考虑金融发展时的低质量创新偏好如下：

而在考虑金融发展时，企业经营者的低质量创新偏好如下：

公式中金融发展引起企业经营者低质量创新偏好增量为：

Δω 符号为负，表明金融发展引起企业经营者低质量创新偏好负增长，即金融发展促进创新质量提升。

另外，金融发展可能会对政策的实施效果产生弱化作用。根据前文所述，政策实施引起企业经营者低质量创新偏好增量为(l1-l2)(χ-δ)n，金融发展虽不会改变χ-δ 的符号，但会使|χ-δ|减少ζ。例如，当外部经理人市场与产品市场竞争强度均较高时，政策实施所引起的企业经营者高质量创新偏好增量会因为金融发展降低(l1-l2)ξn，即金融发展弱化了政策实施带来的创新高质量化效果；反之，当外部经理人市场与产品市场竞争强度均较低时，金融发展会弱化政策实施带来的创新低质量化效果。

4 实证设定

根据上述对影响创新质量有关因素的理论分析，政府政策支持与金融发展水平是影响创新质量的主要因素。

4.1 模型设定

部分借鉴张杰和郑文杰、Hu &Jefferson 与Griliche 等人提出的专利生产函数，结合我国的实际情况[1，30，58]，本研究用来探讨创新质量影响因素的计量模型设定如下：

在计量模型1 中，因变量PQit表示行业i在第t年的创新质量，笔者采用发明专利申请量与全部专利申请量的比值来刻画，详细分析见下文。为探讨在不同所有权性质的企业内政府政策与金融发展对创新质量的差异化影响，本研究引入虚拟变量ownershipit，实证中提取石油、烟草、水、电、燃气等七大典型国有行业或国有股份占比较高行业，赋值1，其他非国有行业或国有股份占比较低行业，赋值0。policyit表示政策支持与否的虚拟变量，为分析政府政策对创新质量是否产生影响，本研究根据国家发展和改革委员会发布的“十一五”规划至“十三五”规划中对不同行业的政策态度，对重点支持行业赋值1，其余行业赋值0。fiannaceit表示金融行业发展综合指数，具体计算方法见下文。Zit-1作为控制变量，本研究借鉴Wang &Hagedoorn 的做法[59]，即：企业研发投入会滞后地影响企业创新产出，当然也会滞后地影响创新质量，而企业创新收入也可能反向影响企业创新倾向，所以文中的控制变量引入滞后一期R&D的研发经费与新产品销售收入（对这两个控制变量的处理见下文）。另外，本研究还尝试引入这两种控制变量的多期滞后与平方项，发现并不存在二次项的非线性影响作用，并且滞后一期的估计结果最优。此外，为过滤行业异质性特征差异对创新质量带来的影响，在模型中加入行业个体的固定效应虚拟变量ηindustry，同时还加入不同年份的时间固定效应的虚拟变量ηyear，以此来控制时间变化带来的外部冲击对企业创新质量带来的影响。

4.2 重要变量的定义与处理

如何测度不同行业创新活动的质量，是本研究需要讨论的重点。国外学者普遍采用Ning Wang 提出的专利引用次数[34]或者Aghion et al.、Akcigit et al.等人提出的知识宽度测算法[60-61]。然而，由于我国知识产权局无法提供有效数据，国内学者大多采用单一的专利授权量或者专利申请量来刻画创新活动频率。本研究采用发明专利占全部专利比例来反映创新活动质量。这是由于与外观设计专利和实用新型专利相比，发明专利所内含的知识复杂程度更高，而且审批流程与费用也更高，因此企业非自主性创新活动优先选择非发明专利来改善创新业绩。同时本研究采用专利申请量而非专利授权量，这是为了更好地体现政策实施或者金融发展给创新活动带来的被动效果，对应的专利授权量则体现了政府作为对创新质量的“把关者”和最后的“守门人”所做出的主动筛选效果。

金融发展综合指数的计算过程包括三个步骤。首先，将银行业年末存款余额、证券市值与保险业保费收入标准化，以消除变量间数量级和量纲上的不同，计算过程如下：

其中，i表示指标个数，j表示年份，m表示总年份数。其次，按照85%累计贡献率为标准选取因子数目，然后以各因子的方差贡献率为权重做线性组合得到综合指数，表1 给出了因子分析的总方差解释。

表1 因子分析的总方差解释

根据表1 可知，第一个因子解释了原有指标体系总方差的94.251%，说明第一个因子包含了全部变量的主要信息，因此，选取第一个因子为主因子即可。而成分得分系数矩阵显示，银行业年末存款余额、证券市值与保险业保费收入分别赋予的权重为0.348，0.334 与0.347。最后，根据该权重对三个行业做线性组合，即可得到金融行业发展综合指数。

为消除与前述其他变量经过标准化后的数据存在的数量级和量纲上的不同，同样需要对滞后一期的R&D研发经费与新产品销售收入两个变量做标准化处理，即：

其中，i表示指标个数，j表示年份，m表示总年份数。

4.3 变量的描述性统计

对变量进行描述性统计，其结果如表2 所示。

表2 变量的描述性统计

4.4 数据来源

本研究以37 个主要制造业行业作为样本，数据主要来源于2008—2018 年的《中国科技统计年鉴》《中国金融年鉴》、国泰君安数据库等，个别数据缺失采用线性插值法补足，实证研究主要借助stata 与spss 软件完成。

4.5 内生性问题的讨论

在本研究构建的模型1 中，内生性问题主要有两个来源：一是政府政策可能与创新质量存在的双向影响关系，二是遗漏变量导致的扰动项与解释变量存在相关性。对于前者造成的内生性问题，笔者认为，由于地方政府制定政策主要是响应国家战略层面的号召，因此，从地方政府角度出发，其制定政策考虑更多的是财政负担、区域创新产出数量和政治绩效等因素，所以本研究假设政府政策独立于企业创新质量。而对于后者引起的内生性问题，本研究通过引入个体与时间固定效应来过滤行业个体与时间冲击带来的遗漏变量问题。

5 实证结果分析

在实证检验中，通过进行豪斯曼检验，得出的p值为0.010 4，表示扰动项与解释变量存在相关性，拒绝随机效应，因此模型中纳入行业与时间固定效应是合理的。采用固定效应模型的估计结果如表3所示。

表3 估计结果

根据表3，当对所有行业进行估计时，政府政策对创新质量的影响并不显著，但金融业发展对创新质量存在正向促进作用，而观察行业所有权性质变量，发现行业所有权性质对企业创新质量存在显著影响。为此，本研究提取石油、烟草、水、电、燃气等7 个主要行业作为国营行业代表，其估计结果如第3 列所示，非国营行业估计结果如第4 列所示。针对国营行业来说，政府政策与金融发展对创新质量的影响均不显著，这与理论预期相一致，表明我国国企内部委托代理问题仍未解决，政府官员企业家在权衡利弊后更倾向于选择政治关联作为企业发展方式。在非国营行业中，政府政策对创新质量存在显著的抑制作用，而金融业发展对创新质量则存在显著促进作用。倘不讨论影响方向，那么政策激励与金融发展对创新质量影响显著，说明在非国营行业中，由于在政治关联发展方式方面存在劣势以及内部稳定型股东的存在，使其积极寻求创新发展方式。政策激励对创新质量存在抑制作用，说明经理人市场与产品市场竞争强度均较低，即：经理人市场竞争强度较低，政策激励给企业经营者带来的创新失败效用改善并未给其带来高质量创新激励；产品市场竞争强度较低，政策激励给企业经营者带来的创新成功效用增量强化其低质量创新激励。

6 对创新质量影响因素的进一步讨论

6.1 政府政策支持效应的进一步研究

前面的理论与实证分析已经发现，政府政策对国营行业的影响由于“属性抑制”的存在并不显著，而对非国营行业则存在显著的抑制作用。但是，前文为着重分析政策实施的被动效果，使用的是专利申请数据来刻画创新质量，为研究政府作为创新活动的“把关者”和最后的“守门人”是否对创新质量存在主动筛选机制，下面本研究将针对非国营行业改变创新质量的衡量指标，理想指标是行业发明专利授权占比。限于数据难以获得，本研究将借用寇宗来等在《中国城市和产业创新力报告》中测算的产业创新力指数。该指标关注创新质量与产出，作为对照与稳健性考虑，本研究同样给出使用行业新产品销售收入与行业新产品出口额刻画的创新质量估计结果。在估计前，本研究对产业创新力指数、行业新产品销售收入与行业新产品出口额进行标准化处理，过程如前文所述，豪斯曼检验采用固定效应模型，其估计结果如表4 所示。

表4 估计结果

表4 的估计结果显示，政府政策对于创新质量的影响不再显著。除此之外，金融发展、研发投入等均对创新质量存在显著的正向促进作用。与前面将专利申请作为创新质量指标进行对比发现，政府对于创新活动的激励政策对创新质量带来的抑制效应得以抵消，这可能得益于国家创新审批制度在一定程度上能纠正和弥补政策激励给创新活动带来的负向激励作用[1]。换言之，国家知识产权局有效筛选与剔除低质量的创新活动，扮演着创新活动的“把关者”和最后的“守门人”的角色。

6.2 金融发展与创新质量的耦合协调度分析

前文分析与实证结果显示，金融发展能够对创新质量产生正向的促进作用。为测度金融行业发展进度与创新质量之间存在的匹配度，本研究借助物理学中的容量耦合系数模型来探究金融业发展与创新质量的耦合协调程度。

在进行耦合协调模型分析之前，一般需要对变量进行标准化处理，故本部分沿用前文中已经标准化的金融发展综合指数与专利申请质量两个指标来进行耦合分析。耦合协调度模型共涉及3 个指标值的计算，分别是耦合度C值、协调指数T值和耦合协调度D值，最后结合耦合协调度D值以及协调等级划分标准得出各项的耦合协调程度。在各指标的计算中，给定n≥2 个系统，用Ui表示系统Si的评价值，则耦合度C有两种表达形式：

而协调指数T与耦合协调度D的表达式为：

本研究中只讨论两个系统的协调度，所以n取值2。从对照与稳健性的角度考虑，本研究同时给出金融业三大细分行业银行业、证券业、保险业与创新质量的耦合协调度模型分析，其中三大行业分别选取银行年末存款余额、年末股票市值与保险业原保费收入来刻画发展情况。具体表达式为：

其中，i表示创新质量指标，j表示金融业综合指数或三大行业发展指标。参照唐晓华等对行业耦合度分析过程的做法[62]，本研究根据耦合协调度D值大小将金融发展与创新质量协调程度划分为可接受、过渡与不可接受3 个层次。具体划分标准如表5 所示。

表5 金融业与创新质量耦合协调的判定标准

本研究利用SPSS 软件测算出金融业综合、银行业、证券业、保险业与创新质量的耦合协调值D与协调程度，具体结果如表6 所示。从表6 可以看到，在2004 年至2008 年期间，金融业综合、银行业、证券业、保险业与创新质量耦合协调程度逐渐上升，到2016 年左右攀升至优质协调，之后保持在优良协调状态，这表明金融发展与创新质量两者间相互促进作用逐渐增强。

表6 耦合协调模型的估计结果

图2 是金融发展与各典型制造行业耦合度在11 年来的变化趋势。从行业层面来看，金融发展与各典型制造行业耦合度均呈现出上升趋势，其中大多数行业上升趋势相近。只有煤炭行业较为特殊，其上升幅度较小，在2010 年还出现下降趋势，究其原因，可能是由于国家政策在环境规制方面的约束导致。另外可以发现，计算机与医药行业与其他行业相比始终处于较高水平，一定层面上反应了金融发展对高技术含量行业的支持力度较大。

图2 创新质量的博弈模型

7 政策启示

笔者通过理论分析并构建包含产品市场与经理人市场的创新质量博弈模型，研究了中国制度背景下所有权性质、政策激励、金融发展与技术创新质量的关系，并基于2008—2018 年37 个制造业行业数据，利用固定效应模型考察了不同所有权性质下政策激励和金融支持对技术创新质量的影响，结果发现：政策激励和金融发展对技术创新质量的影响存在与所有权性质有关的异质性：国有属性抑制的存在使政策激励和金融支持对技术创新质量的影响在国营行业失效；在非国营行业中，经理人市场与产品市场竞争强度较低，政策激励对技术创新质量产生了负向的被动实施效果。进一步研究发现，政府的主动筛选机制能够中和政策对技术创新质量的负向激励；金融对技术创新质量的支持方向始终为正，金融发展与技术创新的互动协调程度不断上升。笔者认为，总体来看本研究可为研究中国制造业创新质量提升提供了新的研究视角，也为事后评价政策激励与金融支持效果提供微观证据，具有明显的政策意义。

7.1 推进深化国企改革

本研究认为，官员企业家控制权与索取权的不匹配导致其缺乏创新激励。在实践中，国有企业当前普遍缺乏经营者股权激励等中长期激励措施，因此，进一步深化国有企业改革的方向，要重点建设包括股票、股权、延期奖金机制等中长期激励手段在内的多元化薪酬体系，并以新一轮混合所有制改革为契机，引入外部股东提高机构投资者持股比例来完善公司治理结构。另一方面，政治关联导致的寻租行为会极大地损害企业创新效率，因此，应提高政策的透明度和公平性，压缩企业的政治关联和寻租空间，这样才能释放国企创新活力，发挥国企在创新推动经济高质量转型升级过程中的特殊价值与作用。

7.2 推进政策激励方式多样化

本研究发现，政府政策激励对创新质量方面的影响取决于外部经理人市场与产品市场的竞争强度。当前，国内经理人市场与产品市场的竞争强度较低，导致了政策激励对技术创新质量产生了负向的被动实施效果。这要求政府在制定创新激励政策时要关注市场制度体系建设，着力打造良好的经理人市场与产品市场市场环境，强化经理人市场与产品市场的竞争氛围，引导企业在市场竞争压力中进行技术创新。另外，本研究还发现金融市场体系的不断完善对单一选择性的政策激励方式存在挤出效应，这就要求政策激励方式的多样化。目前，我国选择性政策激励行之有效的前提条件是政府能正确挑选出应该发展的支持领域。改革开放以来，由于我国与发达国家整体技术水平的巨大差距，尚能给选择性政策激励提供一定的实施空间。但在经济新常态下，我国已经丧失选择性政策激励的条件，这要求我们改变重资源配置、疏市场环境与体系建设的传统思路，逐渐从政府过度干预市场的政策模式转到扩展市场、弥补市场不足的政策模式上来，具体措施包括削弱行业壁垒、完善市场法律体系、改变土地等重要资源的配置方式、完善知识产权保护制度、构建技术扩展网络、构建多层次人才培养体系等。

7.3 坚持金融发展服务创新理念

金融市场是技术创新企业创新资本形成的重要渠道，当前我国逐渐从技术模仿向技术创新转变，对资本形成提出了更高的需求。金融体系建设要以该需求为指导，加快构建多层次金融市场。尤其是资本市场的完善，以科创板及试点注册制改革为支点，拓宽技术创新企业的融资渠道，通过健全治理结构和监督机制提高资本利用效率，推动资金向利于企业持续研发创新的活动上转移，积极发挥金融缓解资金约束的功能；鼓励金融机构开发支持技术创新项目的金融产品，推动天使投资等创新创业投资市场建设，提高金融机构对创新的风险包容性与承担能力，为技术创新企业提供更好的金融服务。