营商环境、金融发展与企业技术创新

冯 涛，张美莎

(西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061)

0 引言

创新是引领经济发展的第一动力。然而，由于创新项目具有高风险和低抵押等特点，导致以银行为主的金融机构对企业技术创新项目表现出“惜贷”倾向，尤其是对代表国内先进生产力的民营企业[1]。2018年11月1日，习近平总书记在民营企业座谈会上明确提出，要为民营企业发展营造良好的法治环境和营商环境。因此，如何实现信贷资源配置向民营企业转移、解决创新项目融资难，已成为当前亟待解决的现实问题。

现有研究认为，完善的金融体系能够更好地解决企业创新融资难问题。一方面，通过融通创新资本和分散投资风险功能，优化企业技术创新资本配置[2]；另一方面，通过中介机构获取更多关于创新项目的软信息，避免信息不对称造成的融资困境[3]。然而，现有文献在分析金融发展与技术创新关系时，忽略了一个重要问题，即制度是一国技术创新的决定因素[4]，金融市场资金配置优化功能的运行效果有赖于当地营商制度环境。其中，良好的行政环境有助于降低地方政府激励扭曲，降低金融要素错配程度，提高企业技术创新资源投入[5]。同时，良好的法制环境通过缓解创新外部性，调动企业创新积极性。因此，从营商环境入手，研究营商制度环境如何通过金融市场对企业技术创新投资决策产生影响具有理论和现实意义。

1 理论分析与研究假设

金融发展与技术创新研究源于约瑟夫·熊彼特，之后许多学者从金融功能视角探讨了金融发展对技术创新的作用机理，如金融提供流动性、优化资源配置、信息管理以及企业家创新支持等角度。Levine[6]基于流动性风险角度，发现金融市场流动性越强，投资者将资本投向流动性差但高回报创新项目的动机越强，进而能诱发稳定的技术创新；张志敏等[7]认为金融发展能够通过证券市场创造出来的金融工具为企业技术创新动员储蓄，从而改善资源配置，推动技术创新；周志刚等[8]从金融机构信息作用的角度进行研究，认为金融中介拥有信息成本的规模优势，能够快速、高效地处理和传递信息，优化技术创新项目融资的信息传递渠道；戴泽伟等[9]从金融发展对企业家创新支持的角度出发，认为金融发展能够更好地甄别企业家才能，引导金融要素流向具有创新精神的企业家。

从上述文献看，国内外学者对于金融发展能够促进企业技术创新的结论已达到共识。然而，制度是一国技术创新的决定因素，营商环境(行政环境、法制环境)对金融市场能否有效发挥资源配置、信息披露、投资人保护、企业家创新支持等功能具有决定性作用，因此有必要从营商环境角度进一步分析其如何改变金融市场对企业技术创新的支持效果。

1.1 行政环境、金融发展与企业技术创新

自由、公平和充分竞争是构建反映生产要素稀缺性“有效市场”的基本条件[10]。官员一旦披上履行政府行为的外衣，就容易凭借手中的权力为自己谋取私利，把个人偏好通过国家公权力的形式体现出来，进而破坏市场公平竞争的交易规则，抑制金融系统的资源配置功能，不利于技术创新。

首先，地方政府激励扭曲降低了金融资本对技术创新项目的资源配置总量。在“财政分权”的利益驱动下，地方政府为了满足晋升需求，会选择主动干预市场经济，将资本投向风险低、见效快、易考核的“短平快”粗放型项目[11]，并利用政府公权力为此类项目提供税收优惠和融资便利，导致金融资本大多流向技术含量低且不利于推动企业自主创新的重复性建设项目，减少了技术创新项目的资金供给[12]。

其次，繁杂冗长的行政审批增加了企业家创新的交易成本，不利于激发创新活力。繁杂冗长的行政审批导致金融市场中的人力资本错配，降低了大众创业活力，进而减缓了企业技术创新进程。同时，在行政审批过程中，企业需要支付各种行政审批费用并缴纳最低实缴资本，监管的松懈滋生了腐败现象，提高了企业交易成本。反之，行政便利化可以减少企业家在非生产领域的成本，提高企业家创新成功的可能。根据以上分析，提出如下假设：

H1：行政环境优化会加强金融发展对企业技术创新的推动作用。

1.2 法制环境、金融发展与企业技术创新

法制环境能够影响金融合约中少数投资者权益、合同执行、信贷获取，进而从解决创新外部性和提高资本配置效率两条途径影响企业技术创新[13]。同时，执法能力的差异也会在一定程度上影响金融发展对企业技术创新的作用效果。

首先，法制加强可以解决技术创新外部性问题。加强知识产权保护能够稳定企业的创新收益预期，反向激励企业主动披露创新项目相关信息。随着创新项目信息的公开，金融中介能够快速捕捉、处理、甄别出潜在的优质创新项目，促使资本市场的资金配置到优质的创新项目上，在提高创新成功率的同时，也缓解了技术创新项目的融资难问题[14-15]。

其次，法制加强可以提高金融市场的创新资本配置效率。金融系统的作用在于通过信息搜集缓解市场与企业间的信息不对称，从而将资源配置给具备创新潜质的企业家以保证其更顺利开展技术创新活动，进而促使全社会技术创新水平得到提高。良好的法制环境一方面能够提高金融中介的信息处理和传递效率，促使金融市场更准确、快速地识别拥有“创造性破坏”能力的企业家[16]；另一方面，能够优化融资环境，更好地维护投资者利益，提高企业家创新动机[17]。因此，本文提出以下假设：

H2：法制环境优化会加强金融发展对企业技术创新的推动作用。

总体来看，在营商环境优良的地区，一方面政府在产权保护、行政审批、政府守法方面做得更好，金融市场向技术创新领域配置资源的功能得到有效发挥；另一方面，企业家通过寻求政府和司法途径获得再分配的成本升高，而通过市场创造收益的成本降低，因此企业家会选择将努力更多地分配到生产领域。结合H1和H2，提出H3：

H3：营商环境优化能够加强金融发展对企业技术创新的推动作用。

2 研究设计

2.1 指标构建及变量定义

2.1.1 被解释变量

企业技术创新。参照黎文靖等[18]的研究，采用专利申请数量衡量企业技术创新水平。同时，采用研发投入作为技术创新的稳健性检验代理变量。

2.1.2 解释变量

(1)金融发展。借鉴严成樑[3]的研究，本文采用金融业竞争指数和信贷资金分配市场化程度两个指标的均值来衡量各地金融发展程度。金融业竞争指数反映了非国有金融机构吸收存款占全部金融机构吸收存款的比例，信贷资金分配市场化指数反映了金融机构对非国有经济贷款的比重。金融业竞争指数和信贷资金分配市场化程度越高，表示金融发展水平越高。具体地，本文首先将各地的金融业竞争指数和信贷资金分配市场化程度两个指标进行排序，求得各省份两个百分位的平均值，然后用1减去得到的平均值再乘以10，便得到各省的金融发展指标。

(2)营商环境。营商环境指标体系最早由世界银行提出，包含行政便利化、法治化和国际化3个方面，通过对各国企业营商环境十组指标进行逐项评级，得出综合排名。由于世界银行营商环境指标体系针对的是国家层面，因此通常选取各国代表性城市作为样本，如2018年中国营商环境分值由北京、上海两个城市数据组成，上海权重为55%，北京为45%。事实上，我国地方政府执政能力和地方法规不同，营商环境存在显著差异。由此可见，用代表性城市数据计算所得结果无法真实衡量国家营商环境。本文结合我国制度情境，采用省级层面数据，从行政便利化和法制化两个子环境测度营商环境，最后构建各省营商环境测度值，共涉及6个基础指标，指标定义见表1。

行政子环境。参照王小鲁等[19]的研究，采用企业税收、政府行政效率、各地行政审批中心设置年限衡量行政便利化环境。其中，政府行政效率用行政管理费占GDP的比值衡量，数值越大政效率越低；各地行政审批中心设置年限数据通过各审批中心官方网站手动搜集，审批中心的设立简化了审批事项办理流程，减少了企业创新活动交易成本，因此审批中心设立时间可以在较大程度上反映审批改革强度。审批中心设置时间越久，企业家分配于生产领域的时间越多，从而技术创新领域的时间配置越多，越有利于企业技术创新；企业税收用企业税收与营业收入的比值衡量。

法制子环境。采用政府廉政、社会稳定度、知识产权保护衡量营商法制环境。其中，政府廉政采用涉案(贪污、渎职)人数占政府从业者人数的比值衡量；社会稳定，以失业率这一代理变量衡量；知识产权保护借鉴魏浩等[20]的研究，采用修正的知识产权保护水平作为代理指标衡量，计算方法为：PS=FS*GP。其中，PS代表修正后的知识产权保护水平，FS代表执行效果(用各地律师比例来衡量)，GP代表用G-P指标计算出的知识产权水平。

营商环境测算方法。本文参照魏下海等[21]的研究测算各地营商环境。具体来讲，首先将选取的6个基础指标进行百分位排序，这样每个省份都得到6个指标的百分位，然后求得各省份的6个百分位值的平均值(0～1之间)。最后，用1减去得到的平均值，再乘以10，各省份便得到一个取值为0-10的数值，即本文测算的营商环境指数，这个值越大，营商环境越好。

表1 营商环境指标体系

2.1.3 控制变量

①企业规模(Size)，企业规模越大，资本投入越多，企业创新成功率越高；②固定资产比例(Tan)，固定资产是企业抵押、担保能力的体现，有助于企业通过银行、股市等渠道获得技术创新资金；③企业盈利能力(Roa)，在一定程度上反映了企业创新项目的投资价值；④企业信用评价(Debts)，企业从银行获取信贷的能力能在一定程度上反映企业信用程度，信用等级提升有助于企业更好地创新活动，用企业资产负债表中的短期借款、长期借款之和的对数[22]；⑤股权集中度(S)，采用前十大股东持股比例衡量。

2.2 数据来源

本文选择A股企业2007-2017年数据作为研究样本，删除金融类、ST类、数据缺失严重的企业，最终共得到1 660家9 386个观测值。其中，营商环境数据来源于《中国统计年鉴》及王小鲁等[19]的《中国分省分市场化指数报告》，金融发展数据来源于《中国工业统计年鉴》、《中国金融年鉴》，创新产出、产权和财务指标来源于Wind数据库。

2.3 描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果，可以看出，每个公司每年平均专利发明(Lnpatent)的数量为3.248，表明目前我国的技术创新水平不断提高；金融发展指标均值为1.379，说明非国有部门信贷资源所占比重较低；营商环境(Be)及行政子环境(Gov)、法制子环境(Law)、的均值分别为6.985、5.881及7.681，表明我国大部分上市公司集中在营商环境及其子环境较为优良的地区。

2.4 模型设定

为了检验营商环境、金融发展与企业技术创新的关系，本文构建模型(1)，具体如下：

Lnpatenti,t=α0+α1Pfini,t+Controli,t+∑Year+∑Area+ε

(1)

表2 主要变量描述性统计结果

其中，Lnpatenti,t用来衡量企业技术创新水平；Pfini,t为金融发展指标；Controli,t为控制变量。同时，为了避免不同地区和年份造成的差异，本文控制了时间和地区效应。

为了进一步验证营商环境对金融发展和企业技术创新的调节机制，本文引入营商环境与金融发展的交互项，构建模型(2)，具体如下：

Lnpatenti,t=α0+α1Pfini,t+α2Bei,t(Govi,t,Lawi,t)+α3Bei,t(Govi,t,Lawi,t)*Pfini,t

+Controli,t+∑Year+∑Area+ε

(2)

其中，Bei,t(Govi,t,Lawi,t)表示企业i在t时刻的营商环境(行政子环境、法制子环境)水平，其余指标含义同上。

3 实证结果分析

3.1 单位根与协整检验

在对数据进行回归分析前，首先进行平稳性检验。根据AIC信息准则，最优滞后阶数为1，t统计量是-3.81，因此认为面板为平稳过程。然而，在上述检验中存在一个问题，即假定所有自变量的自回归系数完全一致，现实中的数据很难满足这一条件。因此，为了解决LLC检验自身模型设定的缺陷，采用IPS对数据再次进行检验，结果同样拒绝原假设。上述检验结果表明，可以直接采用原始数据回归。

3.2 全样本回归结果分析

表3是营商环境、金融发展与企业技术创新的面板回归结果。具体来看，在不考虑营商环境时，模型(1)中的金融发展(Pfin)系数为1.001，且通过了1%的显著性水平检验，表明金融发展对企业技术创新水平有正向推动作用，与湛泳等[23]的研究结论一致。但总体上看，经调整的拟合优度严格小于模型(2)-(4)，这为引入营商环境的合理性提供了经验证据。

模型(2)中行政子环境的系数为0.153，显著为正，说明行政环境对企业技术创新具有积极推动作用。从模型(2)的结果可以看出，行政子环境与金融发展交互项系数为0.144，且通过了显著性检验；金融发展对企业技术创新促进效应变为∂Lnpatent/∂Pfin=0.153+0.144Gov，表明在控制其它因素后，行政子环境每提高1个单位，对二者关系的正向调节作用提升14.4%。模型(2)的结果显示，在行政环境优良的地区，金融发展对企业技术创新的促进作用更强。这是因为，在行政环境优良的地区，政府对市场的干预程度较低，市场资源配置作用能得到充分发挥，进而推动技术创新进程。

模型(3)中法制子环境系数为0.089，且在1%的水平上显著为正，说明行政环境对企业技术创新具有积极推动作用。从模型(3)的结果可以看出，法制子环境与金融发展交互项系数为0.016。金融发展对企业的技术创新促进效应变为∂Lnpatent/∂Pfin=0.089+0.016Law，表明在控制其它因素后，法制子环境每提高1个单位，对二者的调节作用将提升1.6%。模型(3)的结果显示，法制环境优化会加强金融发展对企业技术创新的推动作用，这是因为法制加强能更好地保护技术创新成果。随着产权保护程度提高，技术创新外部性问题得到缓解，从而激励企业主动披露创新项目信息，进一步提高了金融中介的信息搜集和处理能力。金融市场信息处理能力提高又反过来促使其更快速地锁定具有发展前景的创新项目，进而推动技术创新进程。

模型(4)中考虑了营商环境及营商环境与金融发展交互项的影响，营商环境总体系数为0.106，且通过显著性检验。营商环境与金融发展交互项系数为0.032，且在1%的水平上显著为正。金融发展对企业技术创新促进效应变为 ∂Lnpatent/∂Pfin=0.106+0.032Be，表明在控制其它因素后，营商环境每提高1个单位，对二者的调节作用将提升3.2%。这是因为，优化营商环境能够促进当地金融发展，从而进一步加强金融发展对企业技术创新的促进作用。模型(4)的结果显示，在营商环境更为优良的地区，金融发展对企业技术创新的推动作用更强。

控制变量中：①公司规模(lnsize)系数显著为正，同前文分析一致；②固定资产比例(Tan)的系数均为正且通过了显著性检验。这是因为固定资产能为企业提供信贷抵押，缓解企业技术创新项目融资难的问题，进而促进企业技术创新水平提高；③营业利润率(Roa)的系数显著为正，因为良好的盈利能力有助于增强投资人对企业技术创新项目追加投资的信心；④企业信用评价(Debts)系数显著为负，表明信用评级越高的企业越容易得到资金支持；⑤股权集中度(S)通过了1%的显著性水平检验，表明股权集中有助于推动企业创新。

表3 营商环境、金融发展与企业技术创新

注：括号内为t统计量，***、**、*分别代表1%、5%、10%的显著性水平(下表同)

3.3 稳健性检验

3.3.1 内生性问题

金融发展通过配置资本促进企业技术创新，而技术创新收益会进一步促进企业寻求金融市场支持并加大创新投入，反过来拓展金融市场。因此，二者之间可能存在内生性问题。为了避免上述问题造成的计量偏误，本文将金融发展作为内生变量，并加入技术创新的前一期变量，采用Sys-GMM估计法，重新对上述结果进行检验。在消除变量内生性和相关性后，营商环境、金融发展与企业技术创新三者关系与上文基本一致。

3.3.2 变量替换后的回归结果

技术创新是本文的关键变量，为了防止变量选择偏误造成的影响，采用研发投入重新衡量企业技术创新，对上文结果进行进一步检验。表5回归分析结果显示，各变量系数结果与上文中的结论基本一致，仅部分变量的显著性水平存在略微差异，满足稳健性要求。即营商环境优化能够提高金融发展对企业技术创新的促进作用，这表明本文的研究结果具有稳健性。

表4 内生性检验结果(Sys-GMM)

表5 变量替换后的回归结果(研发投入)

4 基于产权异质性的进一步分析

不同产权性质企业的技术创新动机和利益存在差异[29]。相比国有企业，民营企业技术创新的专利成果与价值对所在地区产权保护更为敏感。因此，从企业产权角度出发，研究营商环境、金融发展与企业技术创新的关系显得尤为必要。

表6是基于企业异质性角度的分组回归结果，其中，模型(13)-(16)为国有企业分组，模型(17)-(20)为非国有企业分组。从模型(5)和模型(9)的结果看，不考虑营商环境时，模型(13)和模型(17)的金融发展(Pfin)系数分别为0.717和1.038，均通过1%的显著性水平检验。换言之，随着金融发展程度提高，国有企业平均技术创新水平提高了71.7%，非国有企业技术创新水平提高了103.8%，表明金融发展对国有、非国有企业技术创新水平均有正向推动作用。从回归结果系数大小看，其对非国有企业技术创新的促进作用更强。

模型(14)、(18)考察了行政环境、金融发展与企业技术创新的关系。结果显示，国有、非国有企业的行政子环境系数分别为0.309和0.417，分别通过10%、1%的显著性水平检验。同时，国有、非国有企业行政子环境与金融发展交互项系数分别为0.269、0.319，均在1%的水平上显著为正。这表明相比于国有企业，行政便利化对金融发展和企业技术创新的促进作用在民营企业中体现更为充分。这是因为不同产权性质的企业资金来源不同，具有政府隐性担保特性的国有企业更容易得到银行和相关部门的财政支持及政策倾斜，而非国有企业主要凭借自身价值在资本市场和中介市场中获得资金支持。

模型(15)、(19)考察了法制环境、金融发展与企业技术创新关系。结果显示，国有、非国有企业的法制子环境系数分别为0.132、0.709，均通过了1%的显著性水平检验。同时，国有、非国有回归中的法制子环境与金融发展交互项系数分别为0.049、0.107，均在1%的水平上显著为正。这意味着当其它条件不变时，法制环境每提高1个单位，金融发展对国有、非国有企业技术创新促进效果分别提高4.9%、10.7%。这是因为民营企业技术创新专利成果与价值对所在地区的产权保护更为敏感，优化法制环境提供的产权保护功能对民营企业更为重要。

模型(16)、(20)考察了营商环境、金融发展与企业技术创新关系。结果显示，国有、非国有企业的营商环境系数分别为0.144、0.970，均通过1%的显著性水平检验。同时，国有、非国有企业中营商环境与金融发展交互项系数分别为0.065、0.083，均在1%的水平上显著为正。这意味着当其它条件不变时，营商环境每提高1个单位，金融发展对国有、非国有企业技术创新的促进效果分别提高6.5%、8.3%。

表6 营商环境、金融发展与企业技术创新——按产权性质分组

5 结语

创新型国家建设是我国现阶段发展目标，而制度决定了金融市场优化资金配置功能的运行效果，是一国技术创新的基础。因此，本文从营商环境入手，分别从理论和实证两个层面分析了地方营商环境(行政环境、法制环境)对金融发展和企业技术创新的作用机理。结果表明，优化营商环境可以提升金融发展对创新项目的资本配置总量和效率，进而促进企业技术创新。基于产权异质性的研究显示，上述结论在非国有企业中更为显著。具体而言，不同的营商环境中，金融发展对企业技术创新的影响存在显著差异，地区营商环境越优良，金融发展对企业技术创新的推动力越强。

根据以上实证分析结果，得到以下启示：①完善营商环境法制体系，建立公平正义的法治环境，重视专利产权制度建设，加大产权保护力度，协调科技成果转化链条中各方利益，激发技术创新活力，加快建设创新型国家；②精简和优化行政审批流程，减少不必要的审批程序。对于需要多环节、多部门审批的事项，采用“联合审批制”，遵循“简审批、重监管”原则；③完善市场监督管理体系，明确监管职能，加大执法力度，形成“事前—事中—事后”反馈机制，积极运用财税工具为民营企业创新创惠，加大对民营企业技术创新活动的支持力度。

当然，本文也存在不足之处：仅研究了各营商子环境对金融发展、企业技术创新的作用结果和路径，并没有将各子环境纳入一个整体框架中，也没有考虑各营商子环境的交互项对企业技术创新的作用效果。事实上，行政能力提升能加快法制化进程。因此，将所有子环境纳入统一分析框架，并加入各营商子环境交互项，分析金融发展对企业技术创新的影响，将是下一步研究的重点。