金融错配与企业技术创新——基于中国上市企业的经验证据.pdf

年第 期金融保险收稿日期 作者简介 李健，男，年 月生，经济学博士，渤海大学经济学院副教授，研究方向为金融发展与经济增长；管煜，女，年 月生，渤海大学经济学院硕士研究生，研究方向为公司金融；代昀昊，男，年 月生，经济学博士，华中科技大学经济学院副教授，博士生导师，研究方向为公司金融。本文通讯作者为李健，联系方式为 。基金项目 辽宁省社会科学规划基金项目“数字普惠金融发展对辽宁居民幸福感影响研究”（项目编号：）。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。金融错配与企业技术创新 基于中国上市企业的经验证据 ：李 健 管 煜 代昀昊 摘 要 本文基于 年中国 股上市企业数据，从创新投入和创新产出双重视角考察金融错配对企业技术创新的影响。研究结果显示，无论是从创新投入视角还是从创新产出视角均发现金融错配对企业技术创新产生显著的负面影响。经过变换被解释变量和解释变量度量方式、更改样本时间跨度以及考虑内生性问题等稳健性检验，研究结论仍然成立。异质性检验结果表明，金融错配对企业技术创新的影响因企业所有权和行业技术特质不同而存在显著的差异，且金融错配对企业创新投入和产出的影响也因此有所差异。本文从企业外部融资渠道和内部资本管理视角探究金融错配对企业技术创新的作用机制，并通过中介效应检验发现，金融错配可以通过融资约束、融资成本以及营运资本波动的渠道作用于企业技术创新。本文丰富了金融错配影响企业技术创新的研究框架，为企业如何提高技术创新水平提供了一定的经验证据和政策参考。关键词 金融错配 企业技术创新 作用机制 异质性中图分类号 文献标识码 文章编号 （）：，：金融保险 年第 期一、引言党的二十大报告指出：“坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位。”在创新驱动发展的战略指引下，中国的创新意识逐渐加强，创新能力日益突出。费用支出从 年的 亿元增加到 年的 亿元，平均增长速度高达约。在此期间，中国的专利申请数量与专利授权数量分别以年均 和 的速度迅速增加。世界知识产权组织发布的 年全球创新指数报告显示，中国的创新指数在国际上排名为第 位，中国成功进入创新型国家行列，并且在创新投入和创新产出方面均已取得了较好的成绩。但作为世界第二大经济体的国家，中国创新指数排名并不理想，与前十名发达国家相比，中国的创新水平仍有较大的提升空间。从 费用支出的来源上看，年中国的 费用支出约 来自于企业。中国若想提高自主创新能力，需坚持企业作为技术创新的主体地位（段军山和庄旭东，）。而且创新能够决定企业的投资回报、比较优势以及市场价值，是企业快速发展的根本驱动力（王玉泽等，）。因此，企业提升技术创新水平，是关系到自身发展的重大问题，也是国家形成新发展格局的关键。企业进行技术创新对资金的需求量大、风险性高，需要持续性资金和人力资本的投 入（，）。企业若想保证技术创新水平得以稳步提升，不仅需要充足的自身资金储备，还需要得到外部金融资源的支持。而政府对金融资源的垄断和政策上“扶持强者”的倾向会导致金融资源在不同企业之间发生错配，使金融资源无法流进技术创新效率高的企业。金融错配不仅引起企业内部资金不足，更抬高了企业进行外源融资的门槛，破坏了金融市场公平竞争的融资环境，进一步阻碍了企业从事技术创新活动。当前中国经济正处于由高速增长阶段转向高质量发展阶段的关键时期，需要着力提高企业全要素生产率，而促进企业技术创新是其核心。但中国的金融体系并不完善，金融市场资源配置扭曲导致的金融错配问题存在于各个企业之中，这不禁引发我们对金融错配可能造成的后果进行思考：金融错配是否对企业技术创新水平的提升产生影响？若产生影响，是通过何种作用渠道？企业应如何规避掉金融错配对技术创新可能产生的抑制效应？在实现高水平科技自立自强、建设科技强国的新阶段，解答以上问题对中国实现全面建成社会主义现代化强国的目标具有重要的理论价值和现实意义。与已有研究相比，本文的边际贡献可能体现在以下三个方面：第一，本文从要素资源配置视角探究金融错配对企业技术创新的影响，不仅从理论上拓展了技术创新的影响因素研究范围，也是对金融错配的经济学效应现有研究的补充。当前学术界关于要素资源配置问题对企业技术创新的影响研究大多从资源错配的创新效应方向出发，事实上将要素资源细化后进行研究更有利于找出影响企业技术创新的真实因素，这其中金融资源配置问题更是研究的重中之重，而当前鲜少有学者将关注点聚焦于此。本文的研究基于中国金融市场现状，为学术界探究企业技术创新的影响因素提供了新思路。第二，本文从创新投入和创新产出两个层面验证金融错配对企业技术创新的影响，这是从创新全过程综合分析金融错配的技术创新效应，有助于弥补和完善现有研究。学者们在研究企业技术创新时大多从创新投入或创新产出单一视角出发，采取这样的做法得出的结论可能与实际情况有所偏差。由于企业技术创新投入过程存在操作风险以及投入时间过长等问题，同一因素对企业技术创新投入和产出的影响可能并不相同，因此从单一视角往往难以洞悉企业技术创新全貌。基于对研究结果可信性的考虑，本文综合考察金融错配在投入和产出方面的创新效应，对现有研究进一步进行了完善和补充。第三，从外部融资渠道和内部资本管理两个层面以融资约束、融资成本以及营运资本波动三个视角深入分析金融错配对企业技术创新的作用机制，在一定程度上弥补了现有研究中的不足。既有文献在衡量企业外部融资难度时，往往仅触及融资约束或融资成本的其中一个方面，忽略了企业外部融资问题是由这两个因素共同决定的结果。本文在进行基于企业外部融资角度的中介效应检验时，综合使用融资约束和融资成本两个变量，以此达到从融资约束和成本角度反映外部融资难度的目的，同时可使结论更为稳健。此外，目前学术原始数据来源于国家统计局。全文报告下载网址：。年第 期金融保险界对于金融错配影响企业技术创新作用机制方面的研究，特别是对于同时考虑外部融资渠道和内部资本管理的作用机制研究尤为匮乏。本文突破性地将营运资本波动情况纳入金融错配影响企业技术创新的作用机制范畴，这不仅为提高企业技术创新水平提供了思考方向，也为相关研究丰富了理论基础。二、文献综述与研究假设当前国内外学者对影响企业技术创新的因素研究主要可以分成两类：企业内部因素和企业外部因素。其中，企业内部因素包括企业规模（朱恒鹏，）、所有制结构（陈林等，）、高管特征（虞义华等，）等；外部因素包括市场竞争（孔令文等，）、法律环境（黎文靖等，）、政府政策（熊凯军，；和，）、金融发展（等，；等，；唐松等，）等。但在影响企业技术创新的外部因素中，学者们关于金融发展对技术创新的影响研究较为丰富。根据现有文献可以发现，多数学者倾向于支持金融发展能够促进企业技术创新水平提升的观点。解维 敏 和 方 红 星（）以 及 贾 俊 生 等（）采用中国上市公司微观数据得出金融发展能够显著促进企业创新这一论断。而钟腾和汪昌云（）以及 等（）的研究将金融市场分为信贷市场和股票市场，分别考察这两种类型的市场对企业技术创新的影响。前者发现相比于银行业规模扩大和市场化，股票市场在促进企业技术创新方面的作用更为突出，而后者表明股票市场的发展能够提高企业创新水平，信贷市场的发展可能会限制创新水平的提高。张杰和高德步（）从规模层面、效率层面以及市场化层面综合度量金融发展水平，发现金融发展的不同层面对企业技术创新影响具有显著的差异，其中金融发展规模对企业技术创新产生正面影响，金融市场化对企业技术创新产生负面影响，而金融发展效率的影响并不太明显。本文发现以上研究均是立足于传统金融发展，而随着近年来科技与金融的深度融合，催生出金融业新的发展形态 数字普惠金融，众多学者对金融发展研究也拓展到数字普惠金融方向。如唐松等（）、万佳彧等（）研究均证实数字普惠金融对企业技术创新产生显著的促进作用。另外，针对金融发展对企业技术创新的影响，还有学者延伸至绿色金融方向，如王玉林和周亚虹（）的研究表明绿色金融发展可以促进企业绿色技术创新。从以上研究可以看出，学者们通常是从正面视角来论证金融体系在企业技术创新过程中的影响，而从反面视角进行论证的研究相对匮乏。我国金融体系发展过程中存在着诸多的不足，这其中金融资源的错配更为突出。金融错配是指金融资源流向低效率部门，从而使金融资源配置无法达到帕累托最优状态（韩珣和李建军，；同小歌等，）。造成金融错配的主要原因是我国金融体系发展相对滞后，金融资源的分配权和定价权被政府和国有银行控制而非市场（张杰等，；张辽和范佳佳，）。戴静和张建华（）以及 和（）认为政府主导金融体系使市场形成严重的两极分化：国有企业虽然拥有获取资源的“特权”，但是研发动力不足，致使大量资源被闲置。相反，民营企业创新效率更高，却得不到充足的金融资源。金融错配具有极强的传导性和影响力，对企业技术创新活动产生重大的影响。政府通过垄断金融资源控制权对市场进行干预，造成企业之间获得资源的数量相差悬殊，最终使资源没有流向高效率的企业。中小企业创新效率更高，却得不到充足的金融资源支持创新（戴魁早和刘友金，）。信息不对称和信贷歧视又成为中小企业进行外部融资的“拦路虎”，且创新产出成果本身又具有一定的滞后性，因此中小企业更加注重短期利益，将资金用到短期项目，挤占了 活动投入。与中小企业不同，国有企业备受政策偏爱，凭借多元化的融资方式获得超出实际所需的金融资源（戴静和张建华，；李晓龙等，）。并且诸多研究表明，国有企业普遍创新效率低下，研发惰性强（同小歌等，）。因此，金融资源大量涌入国有企业，却不能物尽其用，造成资源浪费。由上述对不同所有制企业融资能力的分析发现，金融资源的配置方向与企业创新所需投入方向背道而驰，极大程度限制企业技术创新的投资规模。政府对金融资源的垄断还可能会诱发企业通过与政府建立寻租联系，以获得低成本的要素资源（等，）。企业一旦因此获得可观的利润，进行创新研发的热情就会逐渐消散，抑制技术创新水平的提升。另外，金融错配使要素价格发生扭曲，影响企业技术创新的投入成本和产出收益（康志金融保险 年第 期勇，）。要素价格过高，企业无法获得创新所需的资源，严重阻碍开发和推广新技术，不利于激励企业进行持续性技术创新（张辽和范佳佳，）。企业进行创新活动还需考虑风险因素，金融错配导致企业的创新研发风险难以得到准确预估和分散，企业研发动力受到抑制。综上所述，金融错配会降低金融资源的利用效率，导致企业没有得到适当金融体系的支持，最终抑制企业技术创新。因此，本文提出以下假设：假设：金融错配抑制企业技术创新水平的提升。对于金融错配影响企业技术创新的内在机制，诸多研究表明外部融资和内部资本管理从中发挥了重要作用。朱红军等（）和沈红波等（）的研究表明金融发展可通过降低信息不对称程度和提高资源配置效率来缓解融资约束。而金融错配导致信息不对称和资源配置低效问题严峻，使企业在内部资金不足的情况下融资约束更为严重。韩珣和李建军（）研究指出严重的金融错配加剧企业融资约束，首当其冲的当属中小企业。良好的金融体系有助于减轻企业融资约束的压力，解决研发投资的资金风险（解维敏和方红星，）。陈海强等（）的研究进一步指出融资约束能够对技术效率的提升产生负面影响。融资约束使企业资金不足，投资规模缩小。面对较强的融资约束时，企业更加青睐于短期见效快的项目，以至于技术创新处于偏低的水平。万佳彧等（）研究指出融资约束会弱化企业创新激励，并通过实证结果证实融资约束抑制企业技术创新。在融资成本方面，金融错配会导致企业所面临的要素价格上涨，使融资成本急剧攀升。企业若想在如此严重的信贷歧视下获取稀缺的金融资源，便要被迫依靠非正规的金融机构（韩珣和李建军，）。诸如向高利贷机构借款，实则等同于再次提高融资成本，使企业进退维谷。而高昂的融资成本使企业研发成本提高，进而导致创新利润降低（康志勇，；郭田勇和孙光宇，）。并且外部融资成本越高，企业进行创新研发的动力越小，不利于扩大创新规模和提高创新水平。另外，企业若是根据优序融资理论进行融资，应该首选债务融资（郭田勇和孙光宇，）。而李平和季永宝（）指出银行信用融资对企业技术创新的促进作用显著超越企业内部融资和债券融资。即所谓最优的融资方式却无法最大程度促进企业技术创新，从侧面证实了融资困难对技术创新的不利影响之大。金融错配还会改变企业内部资本的使用方式，从而影响企业技术创新。鞠晓生等（）认为当企业面临资金困难问题时，上市企业完全可通过调整内部资金的使用方式来减轻资金问题对创新投资的影响。鉴于营运资本具有调整成本低、流动性强的特点（徐晨阳等，），企业面对金融错配时，为了最大限度保障企业资产损失最小化，便会首先考虑调整营运资本投资。倘若企业通过此方法应对金融错配，则依据营运资本投资对其他投资的平滑作用，营运资本变动方向与创新投资方向此起彼伏（鞠晓生等，）。具体而言，企业对营运资本投资削减得越多，便对创新投资削减得越少；反之亦然。受到金融错配影响的企业营运资本不断波动，为了维持正常的运转，营运资本需要保持在适量的水平上。因此企业削减营运资本投资的力度将十分有限，营运资本也便不再对企业平滑其他投资起到良好的调整效果，最终使创新投资无法得到相应的保障，技术创新水平的提高受到严重阻碍。根据上述分析，金融错配改变外部融资渠道和内部资本管理方式进而影响企业技术创新。综上所述，本文提出如下假设：假设：金融错配通过融资约束、融资成本以及营运资本波动对企业技术创新产生影响。三、研究设计（一）计量模型设定 基准模型。根据 研 究 假 设，本 文 参 考 段 军 山 和 庄 旭 东（）、李春涛等（）的研究从创新投入和创新产出视角构建如下计量模型以检验金融错配对企业技术创新的影响：（）其中，下角标、依次代表企业、行业和年份；代表企业技术创新，包括技术创新投入（）、技术创新产出（、）；代表金融错配；代表控制变量合集，包括公司规模（）、资产负债率（）、固定资产占比（）、企业年龄（）、企业成长性（）、盈利能力（）、股权集中度（）、董事会结构（）；、代表行业固定效应和时间固定效应；年第 期金融保险为随机误差项。根据上文研究假设，基准回归模型主要关注核心解释变量 前的系数。若 的系数显著为负，则表明金融错配抑制企业技术创新水平的提升，即假设 成立。中介效应模型。本文参考温忠麟等（）、宋敏等（）的中介效应检验程序 逐步回归法，验证金融错配是否通过融资约束、融资成本以及营运资本波动来作用于企业技术创新：（）（）其中，为中介变量，包括融资约束（）、融资成本（）、营运资本波动（）；其余变量含义同基准模型。具体检验程序如下：第一步，检验金融错配对企业技术创新的总效应，观察模型（）中的系数；第二步，检验金融错配对中介变量 的影响，观察模型（）中的回归系数；第三步，同时检验金融错配、中介变量对技术创新的影响，观察模型（）中的回归系数、。中介效应的判断：若系数 在统计水平上显著为负，且系数、都显著，则存在中介效应；若、中至少有一个系数不显著，则需通过 检验判断 的显著性。若中介效应存在，则假设 成立。（二）变量设定和指标构建 被解释变量。企业技术创新（、）。已有文献对于企业技术创新的研究多从投入或产出两个角度出发，本文也将参照多数学者的研究思路，将投入和产出同时纳入研究范畴，全面讨论金融错配对企业技术创新的影响。衡量企业技术创新投入一般用研发支出或研发人数。等（）使用研发支出金额的增减变化来反映企业创新所受的影响。同小歌等（）的研究也指出，研发支出作为企业技术创新的基础，与产出成果存在直接联系。综上研究，本文选择研发支出作为衡量企业创新的指标。以研发 支 出 测 度 技 术 创 新 时，段 军 山 和 庄 旭 东（）选择研发支出金额对数值衡量企业创新投入，而解维敏和方红星（）则采用研发支出对总资产进行标准化来衡量企业创新投入。本文参考以上学者的研究思路，以研发支出金额加 后取对数（）作为企业技术创新投入的代理变量；研发支出对总资产进行标准化（）用于替代原被解释变量中的投入指标进行稳健性检验。衡量企业技术创新产出的方式有无形资产增量、专利申请量及授权量。由于上市企业的无形资产存在大量缺失数据，因此本文放弃使用无形资产增量。受数据缺失问题限制，本文综合使用专利申请量和专利授权量从创新产出视角衡量企业技术创新水平，这样的做法也可以作为稳健性检验的手段。考虑到部分样本企业没有从事创新研发活动，专利数量为，且可能存在厚尾现象，故用专利申请量和授权量分别加 后 取 对 数（、）作为创新产出的代理变量。根据 中华人民共和国专利法 中对专利的划分方法，专利在分为发明专利与非发明专利（实用新型和外观设计）的基础上，分别加 取对数（、），用于后文的稳健性检验。解释变量。金融错配（）。金融错配是指金融资源流向低效率部门，从宏观和微观两个层面对经济与金融产生不利影响，从而使社会或企业无法达到帕累托最优（韩珣和李建军，；同小歌等，）。金融错配的衡量指标主要有各地区的金融市场化指数与基准指数的差值（李晓龙等，）、国有经济的银行贷款份额（俞颖等，）和资金使用成本与行业平均成本的偏离程度（邵挺，；同小歌等，）。本文研究内容为金融错配对企业技术创新的影响，因此衡量指标聚焦于微观企业层面数据。鉴于金融错配实质是金融资源向“有效配置”的偏离，本文选择企业资金使用成本与行业平均成本偏离程度作为度量金融错配的指标更为合适。通过借鉴邵挺（）、张辽和范佳佳（）的研究思路，本文选择企业资金使用成本与行业平均成本的比值再减 （）作为核心解释变量金融错配的衡量指标，其中企业资金使用成本以利息支出与扣除应付账款的负债之比赋值。而韩珣和李建军（）以及同小歌等（）的研究，直接以企业资金使用成本与行业平均成本的差值（）作为衡量金融错配的标准，也可在一定程度上反映金融错配水平，因此本文参考此方法进行稳健性检验。中介变量。融资约束（）。目前学术界对于企业融资约束的度量方法尚未统一，已有的衡量方式中具代表性金融保险 年第 期的有 指数（和，；鞠晓生等，；万佳彧等，）、指数（和，）和 指数（和，；陈晓红和高阳洁，；鞠晓生等，；邓可斌和曾海舰，）。邓可斌和曾海舰（）的研究指出，指数能够较好契合融资约束的内涵，以此测算股权与债务融资约束更为合理。陈晓红和高阳洁（）的研究指出，指数通过对大样本的模型估计规避了样本选择问题、内生性问题以及由托宾 引发的测量误差。因此，本文从衡量企业层面融资约束的有效性及与其他指数相比的优势性综合考虑，最终选择 指数作为融资约束的代理变量。融资成本（）。目前衡量企业融资成本的方法没有统一的标准，部分学者采用利息支出进行标准化的方式，如赵宸宇和李雪松（）的研究将利息支出除以营业收入衡量融资成本。考虑到利息支出作为融资成本的一部分，无法全面表现出企业融资所需成本大小，融资成本还包括了融资过程中产生的其它费用（如手续费等），于是有部分学者利用更为全面的财务费用指标测算融资成本。根据现有文献，以企业财务费用率即财务费用与营业收入之比来衡量融资成本是常见的做法。唐松等（）的研究指出，财务费用率能够从侧面反映出企业融资所需支付的详细费用。肖文和薛天航（）的研究则指出企业财务费用率是重要的会计科目，其数值越大说明融资成本越高。因此，本文使用企业财务费用率指标作为企业融资成本的代理变量。营运资本波动（）。在涉及企业营运资本波动的测算时，多数学者采用了流动资产与流动负债这两个 指 标，但 具 体 做 法 不 尽 相 同。徐 晨 阳 等（）以流动资产与流动负债的差额在总资产中的占比反映营运资本变动情况。鞠晓生等（）研究指出，营运资本波动以当期与上期营运资本的差额来测算，其中营运资本为流动资产与流动负债的差值。由于本文为了验证调整营运资本投资对削弱企业技术创新投资是否起到缓冲作用，所以参考鞠晓生等（）研究中的做法，以流动资产与流动负债的差额赋值营运资本，以当期与上期营运资本之差刻画营运资本波动情况。控制变量。参考段军山和庄旭东（）、李 春 涛 等（）关于企业技术创新的研究，本文从公司特性、财务状况以及公司治理等方面引入了如下控制变量：公司规模（），用总资产对数值衡量。资产负债率（），用总负债与总资产的比值衡量。固定资产占比（），用固定资产在总资产中的占比衡量。企业年龄（），用当前年份减公司成立年份加 后取对数衡量。企业成长性（），用营业收入增长率衡量。盈利能力（），用净资产收益率衡量。股权集中度（），用第一大股东持股比例衡量。董事会结构（），用董事会中独立董事数量占比衡量。表 模型变量设定变量类型变量名称变量符号表示变量度量说明被解释变量技术创新投入技术创新产出用研发支出金额加 后取对数衡量用研发支出与总资产的比值衡量用专利的总申请量加 后取对数衡量用专利的总授权量加 后取对数衡量用发明专利申请量加 后取对数衡量用非发明专利申请量加 后取对数衡量用发明专利授权量加 后取对数衡量用非发明专利授权量加 后取对数衡量解释变量金融错配每个企业的资金使用成本 行业平均成本每个企业的资金使用成本行业平均成本 年第 期金融保险续前表变量类型变量名称变量符号表示变量度量说明控制变量公司规模用总资产的对数值衡量资产负债率用总负债与总资产的比值衡量固定资产占比用固定资产在总资产中的占比衡量企业年龄用当前年份减公司成立年份加 后取对数衡量企业成长性用营业收入增长率衡量盈利能力用净资产收益率衡量股权集中度用第一大股东持股比例衡量董事会结构用董事会中独立董事数量占比衡量中介变量融资约束借鉴 和 （）的研究思路构建融资约束指数融资成本用企业财务费用率衡量营运资本波动用当期与上期营运资本之差衡量。其中，营运资本流动资产流动负债（三）样本选择与数据来源本文选取 年中国上市 股 家企业作为研究初始样本，基于数据的准确性与代表性问题，具体做如下筛选：剔除金融行业等具有投资性质的企业；剔除、企业；剔除数据部分缺失的企业，并保留至少连续三年没有缺失值的企业样本。本文对连续型变量做了上下 水平的缩尾处理以克服异常值和极端值对研究结论的影响。最终，本文得到 家上市企业样本，共 个观测值。本文研究上市企业层面数据均来自国泰安（）数据库。（四）变量描述性统计结果分析表 列出了本文主要变量的描述性统计分析结果。由表 可知，企业技术创新投入的代理变量 均值为 ，最大值为 ，最小值为 ，标准差为 ，说明不同企业的技术创新投入水平存在较大差异。同时，以 与 衡量的产出水平也得到类似结论，意味着不同企业之间的技术性创新水平参差不齐。另外，核心解释变量金融错配 的均值为 ，最大值为 ，最小值为，这说明企业存在不同程度的金融错配现象较为普遍。表 描述性统计分析变量观测值均值标准差最小值最大值 金融保险 年第 期续前表变量观测值均值标准差最小值最大值 四、实证结果分析（一）基准模型回归结果分析本文采用统计分析软件 对前文计量模型进行回归估计以检验金融错配对企业技术创新的影响，结果见表。其中，列（）和列（）的被解释变量为，列（）和列（）的被解释变量为，列（）和列（）的被解释变量为。列（）、列（）和列（）为未包括控制变量的回归结果，本文发现金融错配 的系数在 的统计水平上显著为负，这说明无论是以创新投入还是以创新产出衡量企业技术创新，均发现金融错配对企业技术创新产生显著的抑制作用，即金融错配程度越高，企业技术创新水平越低。列（）、列（）和列（）为包括控制变量的回归结果，本文发现金融错配 的系数依旧在 的统计水平上显著为负，这表明金融错配对企业技术创新仍然是显著的抑制作用。表 中的回归结果表明，无论计量回归模型中是否包含控制变量，金融错配 的统计特征都没有发生显著的变化。这可能是因为企业受到金融错配影响，致使内部资金短缺、流动性差，外部融资受到约束、融资成本高。为了追求最大利益，企业通常将有限的资金运用到见效快的项目中。反观周期长、高成本、高风险的技术创新活动在企业投资中不受欢迎，以至于技术创新水平的提升受到抑制。因此金融错配对企业技术创新投入、产出产生了明显的抑制作用，即假设 得到支持。表 基准回归结果变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）未控制控制未控制控制未控制控制控制控制控制控制控制控制 检验统计量 注：、分别表示在、的统计水平上显著，括号内为稳健 统计量。下同。年第 期金融保险（二）稳健性回归结果分析 变换被解释变量度量方式。本文通过参考解维敏和方红星（）对企业技术创新的测算方法，选用研发支出金额与总资产的比值（）替代原被解释变量中的技术创新投入（）进行估计，以验证前文回归结果的稳健性。同时根据 中华人民共和国专利法 规定，并参考段军山和庄旭东（）的做法，将专利按照发明专利与非发明专利（实用新型和外观设计）分组估计，进一步检验结论的可靠性。具体做法如下：以发明专利、非发明专利的申请量和授权量分别加 后取对数（、）替代原被解释变量中技术创新产出（、）进行估计。回归结果与上文基本一致，金融错配对企业技术创新水平提升的抑制效应显著，说明原结论是稳健的。变换解释变量度量方式。为了验证回归结果的稳健性，本文同样对解释变量的衡量指标进行了替换。通过 参 考 同 小 歌 等（）、韩珣和李建军（）对金融错配的测算方法，选用企业的资金使用成本与行业平均成本之差（）替换原解释变量金融错配（）进行估计。回归结果表明，无论采用何种方式测度金融错配，其对企业技术创新都具有显著的抑制作用，这与上文基准回归结果基本一致，说明原结论具有稳定性。更改样本时间跨度。考虑到 年全球爆发金融危机以及 年在中国正式爆发新冠疫情等突发事件，为了防止以上两个重大事件的外部冲击对本文实证结果产生干扰，本文对全样本数据进行更改时间跨度处理以检验基准回归结果的稳健性。为了保证数据的连续性，本文剔除掉 年前的数据进行回归，以考察排除金融危机影响后的金融错配对企业技术创新的影响；剔除掉 年后的数据进行回归，以考察排除新冠疫情影响后的金融错配对企业技术创新的影响。结果显示，分别排除掉金融危机与新冠疫情可能产生的干扰后，回归结果与上文一致，说明原结论具有稳健性。为了使结论更具稳定性，本文进一步将金融危机与新冠疫情可能产生的影响同时规避掉再次进行回归，金融错配对企业技术创新仍然存在显著的抑制作用。综上分析，对总样本数据进行更改时间跨度处理后的回归结果与基准回归结果基本一致，体现出原结论具有稳健性。工具变量法。尽管本文在构建计量回归模型分析金融错配对企业技术创新影响时加入了一系列控制变量来降低内生性问题产生的影响，但双向因果关系也可能导致内生性问题。因此，本文采用工具变量法（两阶段最小二乘法）来缓解内生性问题带来的影响。本文首先选用核心解释变量金融错配的滞后一阶（）作为工具变量进行回归分析。一方面，内生变量与其滞后一阶高度相关，当期金融错配水平会受到上一期金融错配水平的影响，符合工具变量与内生变量的相关性要求；另一方面，技术创新属于企业内部决策行为，上一期的金融错配对其并无直接影响，故满足外生性要求。由表 列（）、列（）和列（）第一阶段的回归结果可以发现，统计量值远大于，说明不存在弱工具变量的问题。由列（）、列（）和列（）可以看出第二阶段的回归结果与基准回归基本一致，说明原结论是可靠的。表 稳健性回归结果：工具变量法一变量（）（）（）（）（）（）：（）（）（）（）（）（）受篇幅限制，文中未报告变换被解释变量度量方式的稳健性回归结果，感兴趣的读者可联系作者索取。受篇幅限制，文中未报告变换解释变量度量方式的稳健性回归结果，感兴趣的读者可联系作者索取。受篇幅限制，文中未报告更改样本时间跨度的稳健性回归结果，感兴趣的读者可联系作者索取。金融保险 年第 期续前表变量（）（）（）（）（）（）控制控制控制控制控制控制 检验统计量 检验统计量 本文还参考王玉泽等（）的研究思路，选择城市层面的平均金融错配水平（）作为工具变量，这是因为某个城市的金融错配水平不仅能够反映出该城市金融资源的配置情况，又与企业个体的金融错配高度相关，因而满足相关性假设；同时，一个城市的金融错配平均值与企业个体内部技术创新情况无关，进而也满足外生性假设。以上说明工具变量选择城市层面的金融错配平均值来衡量是合理的。由表 列（）、（）和（）可以发现，第一阶段 统计量值都远大于，说明工具变量的选择满足要求。同时，由列（）、（）和（）的结果可以发现，金融错配对于企业技术创新的抑制作用并没有发生改变，证明基准回归结果是稳健的。为了全面验证结论的可靠性，本文还参考了胡海峰等（）对于工具变量的测度方法，在刻画城市的金融错配程度时进一步剔除掉本企业的样本。由于该城市中其他企业平均金融错配水平与该企业金融错配有相关性，但不会直接影响到该企业技术创新，便得到了另外一种有效的工具变量衡量方法（），本文发现基准回归结果依然是稳健的。表 稳健性回归结果：工具变量法二变量（）（）（）（）（）（）：（）（）（）（）（）（）控制控制控制控制控制控制 检验统计量 检验统计量 五、作用机制分析（一）以融资约束为中介变量的回归结果分析本文参考温忠麟等（）的研究思路，主要采用逐步回归方法检验中介效应的存在，并参考宋敏等（）的研究思路，以 检验法作为补充，保证中介效应的可信性。按照逐步回归的检验流程，第一步需要检验金融错配对企业技术创新的总效应。表 中列（）、列（）和列（）的结果表明，系数 在 的统计水平上显著为负，说明金融错配显著抑制技术创新的总效应成立。第二步，加入中介变量融资约束（）后对模型（）进行回归，以检验解释变量金融错配对中介变量融资约束的影响。如列（）、列（）和列（）检验结果所示，金融错配对融资约束的影响系数 均在 的统计水平上显著为正。第三步，检验融资约束是否在金融错配抑受篇幅限制，文中未报告工具变量法三的稳健性回归结果，感兴趣的读者可联系作者索取。年第 期金融保险制企业技术创新的过程中起到中介作用。列（）、列（）和列（）的结果显示，融资约束的系数 均显著为负，说明融资约束对企业技术创新投入和产出均产生负向影响。综上逐步回归结果可知，融资约束在金融错配和企业技术创新之间发挥中介作用。同时 检验结果进一步证实了融资约束中介效应的存在。因此，假设 得到验证。表 作用机制回归结果：为中介变量变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）统计量（值）（）（）（）控制控制控制控制控制控制控制控制控制 检验统计量 （二）以融资成本为中介变量的回归结果分析表 报告了融资成本（）中介效应的估计结果。依旧采用前文的检验程序，可发现系数 显著为正，说明金融错配导致企业从事融资活动的成本不断攀升。接下来分析融资成本对企业技术创新的影响，尽管列（）和列（）所示的系数 不显著，但根据 检验 值的显著性特征，仍然可以得出融资成本作为中介变量的间接效应成立的结论。融资成本提高能够显著抑制企业技术创新水平提升，主要原因是融资成本攀升使企业固有的融资结构遭到破坏，进而使企业进行技术创新活动的成本提高。企业的经营决策往往会对长期性、高成本、高风险的投资项目产生排斥，因此企业削减研发性支出，产出也随之减少。此外，唐松等（）研究指出融资成本的提高实质为可用资金减少，这无疑会抑制企业技术创新的活力。综上，我们证实了融资成本中介效应存在，假设 得到验证。表 作用机制回归结果：为中介变量变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）统计量（值）（）（）（）控制控制控制控制控制控制控制控制控制 检验统计量 金融保险 年第 期（三）以营运资本波动为中介变量的回归结果分析表 报告了营运资本波动（）中介效应的估计结果。按照前文的检验程序，营运资本波动中介效应通过了逐步回归检验与 检验。我们观察到各个变量回归系数的特征，发现营运资本波动随金融错配同方向变动，即金融错配导致营运资本波动加剧。营运资本具有调整成本低的特点，并且调整过程可逆（徐晨阳等，）。金融错配使企业融资受到阻碍，负债水平降低，导致企业营运资本在未来不断波动。而列（）、列（）和列（）的结果显示，营运资本波动与技术创新的关系显著为负，表明营运资本波动越大对技术创新的负面影响越大。鞠晓生等（）研究指出营运资本波动对企业创新存在抑制作用。企业调整营运资本的初衷是为了保护如创新研发一样成本高的投资不被削减，而金融错配使企业营运资本投资低于正常水平，为了维持企业正常运转，营运资本投资的削减空间缩小。营运资本波动的提高进一步表明了企业对营运资本投资的削减量不足，因此企业减少对营运资本的投资来保全创新投资的愿望落空，技术创新水平提升受到阻碍。营运资本波动为中介变量的间接效应成立，假设 得到验证。表 作用机制回归结果：为中介变量变量（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）（）统计量（值）（）（）（）控制控制控制控制控制控制控制控制控制 检验统计量 六、异质性分析（一）基于企业所有权视角金融资源在不同所有权的企业之间分配不均衡，导致金融错配对企业技术创新的影响也存在差异，因此本文按照所有权性质将企业分组进行回归，回归结果见表。我们发现，在非国有企业样本中金融错配对技术创新投入和产出均在 的统计水平上显著为负，表明金融错配会阻碍非国有企业技术创新水平的提升。而对于国有企业而言，金融错配对技术创新没有显著的抑制作用。这与汪伟和潘孝挺（）的研究结果一致，并且他们指出，随着政府持股比例减少，金融要素扭曲对企业创新活动的抑制作用增强。针对上述差异形成的原因，可从企业融资能力、抗风险性等角度进行阐释。非国有企业信息不对称问题严峻，财务风险大，易受到信贷歧视，以至于在进行外部融资时处于劣势地位，资源错配会提高非国有企业的生产成本和要素成本（李旭超等，），因此面对金融错配引发的资金问题和不确定性，非国有企业可能会优先投资短期利润大的项目，侵占原本用来研发的资源。与之相反，国有企业的融资渠道广，政府担 保 力 度 大，抵 御 风 险 能 力 强（万 佳 彧 等，）。即使受到一定程度的金融错配影响，国有企业仍可凭借其资金储备充足的优势，有实力抵御资金短缺的冲击，保全对技术创新的投资。综上所述，金融错配对企业技术创新的影响在不同所有权性质的企业之间存在明显差异，其中非国有企业技术创新受到的负面影响更大。年第 期金融保险表 异质性回归结果：按所有权性质分组变量国有企业非国有企业（）（）（）（）（）（）控制控制控制控制控制控制 （二）基于行业技术特质视角企业所处行业的经营范围常与企业技术创新活动密切相关，因此本文借鉴王玉泽等（）的研究思路，依据 国民经济行业分类 标准，将总样本企业分为高技术企业与非高技术企业，分组讨论金融错配对企业技术创新的影响，回归结果见表。本文发现无论是高技术企业还是非高技术企业，金融错配都将抑制技术创新水平的提升。而通过观察表中回归系数，我们可以发现金融错配对高技术企业创新产出的影响较大，而对创新投入的影响较小。存在以上差异的主要原因是，高技术企业资金储备充足，实力雄厚，抵御风险能力更强。技术创新作为高技术行业最基本的特征，也是资金的主要投向，并且高技术企业会受到政府扶持，即使受到金融错配影响也得以尽量维持正常的创新投入水平。段军山和庄旭东（）的研究指出，高技术企业的创新投入是其生产的刚需。以上充分证明了高技术企业创新投入受其他因素影响程度较低。相比之下，非高技术企业不以创新研发为主，对于技术创新的投资意愿低（李春涛等，），受到金融错配影响时，更倾向于投资到其他成本低的项目而削减创新投资。因此，非高技术企业面对的金融错配对技术创新投入的负向影响更大。但对于企业的技术创新产出而言，由于高技术企业以研发创新活动为主，经营风险更大，故高技术企业的创新产出水平受到金融错配的抑制效应更大。由此可见，金融错配对高技术企业提高创新产出水平的抑制作用更强。综上，金融错配对企业技术创新的影响在不同行业技术特质的企业间存在差异，即对高技术企业创新产出的影响更大，对投入的影响相对较小。表 异质性回归结果：按行业技术特质分组变量高技术非高技术 （）（）（）（）（）（）控制控制控制控制控制控制 七、研究结论与启示本文以 年中国 股上市企业为研究对象，从企业技术创新投入和产出双重视角考察金融错配对企业技术创新的影响。本文得到如下研究结论：第一，在样本观测期内，无论从创新投入视角还是创新产出视角，均发现金融错配显著地抑制企业技