金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新

郭聯邦 王勇

摘? ?要：金融發(fā)展如何促進企業(yè)創(chuàng)新是金融發(fā)展理論的基本問題，也是促成中國經濟轉型的現實問題?；谑澜玢y行中國企業(yè)數據，考察金融發(fā)展和融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的影響。研究發(fā)現，融資約束是企業(yè)創(chuàng)新的顯著阻礙，而金融發(fā)展能顯著促進企業(yè)創(chuàng)新。進一步地，區(qū)分創(chuàng)新路線異質性發(fā)現，融資約束對獨立創(chuàng)新或產學研協同創(chuàng)新具有阻礙作用，對產業(yè)鏈協同創(chuàng)新不存在顯著關系;金融發(fā)展有利于獨立創(chuàng)新，對協同創(chuàng)新沒有顯著促進。區(qū)分企業(yè)異質性發(fā)現，融資約束的阻礙作用對中小企業(yè)和民營企業(yè)尤甚，對大型企業(yè)或國有和外資企業(yè)影響較小;但是，金融發(fā)展對大型企業(yè)的促進卻強于中小企業(yè)，同時對民營企業(yè)和出口企業(yè)的正向影響更強。

關鍵詞：企業(yè)創(chuàng)新;金融發(fā)展;融資約束;協同創(chuàng)新

一、引言

100多年前，Schumpeter（1912）[1]里程碑式地提出，創(chuàng)新通過“創(chuàng)造性破壞”的方式重構經濟和推動其增長。新古典經濟增長理論認為，技術進步是長期經濟增長的源泉，確立了技術進步在增長理論中的核心地位。進一步地，內生增長理論放松了技術的外生性假設，提出了研發(fā)創(chuàng)新內生于經濟系統并決定經濟增長的傳導機理。如今，創(chuàng)新能力不足將桎梏經濟增長已是學界之共識。

一些學者用增長理論解釋中國發(fā)展實踐。Kim和Lau（1996）[2]認為包括中國在內的東亞國家經濟增長主要依靠資本積累，技術進步的貢獻很小。林毅夫等（1999）[3]提出了相反的觀點：中國通過學習、引進或模仿發(fā)達國家較為先進的技術，具有技術進步的后發(fā)優(yōu)勢，是經濟增長的主要來源。因此，依技術來源的標準，可將創(chuàng)新劃分為自主創(chuàng)新和引進利用兩種模式?！皬?到1”的自主創(chuàng)新模式是發(fā)達國家企業(yè)創(chuàng)新的主流，直接體現于龐大且持續(xù)增加的R&D投入（方福前，2017）[4]。引進利用模式具有周期短、成本低、收益高、風險小等優(yōu)勢，是后發(fā)國家的趕超之方。

改革開放40多年來，中國以后發(fā)優(yōu)勢實現了驚人的經濟增長奇跡。但是，一方面，伴隨人口紅利消退、投資邊際回報遞減以及生態(tài)環(huán)境的惡化，舊的增長模式不再可持續(xù)，經濟增長方式亟須向創(chuàng)新驅動轉變;另一方面，隨著可引進的技術越來越少，發(fā)達國家知識產權管制趨嚴，技術引進模式也是不可持續(xù)的（方福前，2017）[4]。從模仿引進過渡到自主創(chuàng)新是中國跨越中等收入陷阱、實現經濟持續(xù)增長的必經之路。同時，隨著技術結構趨于復雜，企業(yè)間合作研發(fā)或產學研協同研發(fā)漸成全球趨勢（Qiu和Wan，2015）[5]。近年來，黨和國家領導人亦多次強調創(chuàng)新是打開增長之鎖的鑰匙，也出臺了一系列鼓勵自主研發(fā)、鼓勵協同創(chuàng)新的政策。然而，不得不面對的問題是，企業(yè)創(chuàng)新具有資金投入大、不確定性高、耗時長、信息不對稱、道德風險高的本質特點（王曙光，2010）[6]，若僅依靠內源融資往往不足支撐必要規(guī)模的創(chuàng)新活動。企業(yè)創(chuàng)新離不開金融體系的支持。但目前我國金融發(fā)展水平和金融支持實體經濟的力度不夠充足，企業(yè)外源融資障礙較多，企業(yè)間協同創(chuàng)新、產學研協同創(chuàng)新的程度較低。那么，金融發(fā)展能否及如何緩解融資約束并促進企業(yè)創(chuàng)新？進而，該機制對于不同創(chuàng)新路線、不同性質企業(yè)是否具有異質性？回答這些問題，不僅可以揭示金融發(fā)展驅動企業(yè)創(chuàng)新的微觀機理，豐富金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新領域的有關文獻，還有助于探索新常態(tài)下中國的創(chuàng)新驅動轉型模式，具有一定的理論與現實意義。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

資金投入大、周期長、不確定性高是企業(yè)創(chuàng)新活動的一般特征。伴隨技術結構復雜化，創(chuàng)新對資金投入的要求、對周期和不確定性的容忍度有增無減。因此，創(chuàng)新活動的必要條件是穩(wěn)定的資金支持，特別是外源融資的支持，對初創(chuàng)或小微企業(yè)更是如此。若企業(yè)內源融資不足以支持必要的創(chuàng)新活動，或創(chuàng)新融資的外源成本低于內源成本時，則認為企業(yè)創(chuàng)新受到融資約束的制約（Stighz和Weiss，1981）[7]。一般認為，融資約束阻礙了企業(yè)創(chuàng)新活動的持續(xù)性，潛在的融資約束也抑制了企業(yè)增大創(chuàng)新投入的信心（Banerjee和Duflo，2010）[8]。前沿研究主要關注融資約束對企業(yè)創(chuàng)新的異質性影響?；趧?chuàng)新路線異質性，企業(yè)創(chuàng)新分為獨立創(chuàng)新和協同創(chuàng)新兩種形式，Qiu和Wan（2015）[5]、周開國等（2017）[9]探究了融資約束對兩種創(chuàng)新路線的不同影響。但是從協同伙伴的角度，協同創(chuàng)新又有企業(yè)間協同和產學研協同兩種形式。對于這些更具體的企業(yè)創(chuàng)新形式，融資約束的影響研究還幾乎是一片空白。此外，基于企業(yè)異質性，如企業(yè)規(guī)模、所有制、出口行為等方面，不同研究的結論亦不盡相同。

企業(yè)創(chuàng)新的資金投入和持續(xù)性要求是企業(yè)尋求外源融資的內在驅動。由于企業(yè)創(chuàng)新信息的敏感性，企業(yè)具有淡化研發(fā)細節(jié)的傾向，從而導致信息不對稱擴大，不利于資金融出方全面盡調創(chuàng)新活動，會要求更高的風險溢價，推升了融資成本（鞠曉生，2013）[10]。但是，金融發(fā)展理論認為，運轉良好的金融體系在一定條件下可以起到緩解融資約束、促進創(chuàng)新活動的作用。其主要實現機理體現于交易和分散創(chuàng)新風險（King，1993）[11];緩解信息不對稱，降低信息搜尋成本（Chowdhurya和Maung，2012）[12];強化創(chuàng)新主體監(jiān)督，改善公司治理（賈俊生等，2017）[13]。此外，金融發(fā)展中，融資雙方的地理距離也是影響創(chuàng)新融資效率的重要因素（解維敏和方紅星，2011）[14]。

關于金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新的研究，主流文獻認為金融發(fā)展使企業(yè)從緊張的內源融資中解放出來，引致了更積極的企業(yè)創(chuàng)新活動（Meierrieks，2014;賈俊生等，2017）[15，13]。但也有研究得出了不同的結論，認為金融發(fā)展抑制了企業(yè)創(chuàng)新（王淑娟，2018）[16]。不同背景下研究的結論存在差異，因此更多文獻開始將異質性納入研究。一方面，有關文獻討論了企業(yè)異質性的影響，如企業(yè)規(guī)模（Aristizabal-Ramirez，2017）、所有制（解維敏和方紅星，2011）[14]、出口行為（劉方和楊永華，2018）[17]、融資模式（黃玲等，2015）[18]等，還未形成一致的結論。另一方面，前文已經指出，企業(yè)創(chuàng)新路線也存在異質性，然而探討金融發(fā)展對其影響的文獻卻很少，既有文獻對于異質性影響的討論仍不夠充分。此外，以中國為樣本的研究多基于宏觀或上市公司數據。宏觀數據缺乏微觀主體行為細節(jié);而中國上市公司多為盈利能力強、規(guī)模較大的企業(yè)，如此就缺少了對廣大中小企業(yè)的研究。

（二）研究假設

基于以上的論述和分析，提出基本假設：

假設1a：企業(yè)所受融資約束限制了自身的創(chuàng)新活動。

假設1b：地區(qū)金融發(fā)展有利于促進企業(yè)的創(chuàng)新活動。

一些研究認為，由于大型企業(yè)從事創(chuàng)新活動具有規(guī)模效應，并且融資活動所需提供的抵押資產較為充裕，加之信息不對稱程度較小企業(yè)低，因此金融深化對大型企業(yè)的促進作用更強烈（Aristizabal-Ramirez，2017）[19]。也有文獻指出，由于年輕的小型企業(yè)自身積累有限，所受的融資約束更大，金融發(fā)展對其創(chuàng)新活動具有更積極的作用（Brown等，2009）[20]?；谄髽I(yè)規(guī)模異質性提出第二個假設：

假設2a：大型企業(yè)的創(chuàng)新活動融資約束弱于小型企業(yè)。

假設2b：地區(qū)金融發(fā)展對大型企業(yè)的創(chuàng)新活動促進作用強于小型企業(yè)。

國有企業(yè)具有預算軟約束特征，外資企業(yè)一般擁有更多的外源融資渠道和更先進的生產技術或管理模式，對本地金融市場的依賴較輕，融資約束可能不嚴重。金融中介的“所有制歧視”壓縮了民營企業(yè)的融資通道（羅長林和鄒恒甫，2014）[21]。

基于此，從企業(yè)所有制異質性的角度提出第三個假設：

假設3a：國有和外資企業(yè)創(chuàng)新活動的融資約束弱于民營企業(yè)。

假設3b：地區(qū)金融發(fā)展對國有和外資企業(yè)的創(chuàng)新促進作用弱于民營企業(yè)。

與非出口企業(yè)相比，出口企業(yè)能夠從規(guī)模經濟、出口學習、競爭促進和現金流效應四個方面促進企業(yè)創(chuàng)新能力的提高（韓媛媛，2013）[22]。出口企業(yè)為改善融資約束和維持創(chuàng)新能力，可能對金融發(fā)展的需求更大。基于企業(yè)出口異質性提出第四個假設：

假設4a：出口企業(yè)的融資約束弱于非出口企業(yè)。

假設4b：地區(qū)金融發(fā)展對出口企業(yè)的創(chuàng)新促進強于非出口企業(yè)。

三、計量模型、變量與數據

（一）模型設定與估計方法

模型設定上，本文分別對全樣本、分企業(yè)創(chuàng)新路線、分企業(yè)規(guī)模樣本、分企業(yè)所有制樣本、分企業(yè)出口行為樣本回歸分析，此外還將進行穩(wěn)健性、內生性檢驗。由于被解釋變量為二值選擇變量（穩(wěn)健性檢驗除外），故本文采用Probit和Logit模型進行回歸估計;被解釋變量的穩(wěn)健性檢驗使用Tobit模型估計，解釋變量內生性檢驗則采取IV-Probit模型。全樣本基準回歸模型設定如下：

上式中，[Innoijk]為企業(yè)i是否實現創(chuàng)新活動，[Finconsijk]為融資約束，[Findevijk]表示金融發(fā)展，下標i、j、k分別表示企業(yè)、行業(yè)和城市，[Xijk]為控制變量矩陣，[μj]和[ηk]分別表示行業(yè)效應和地區(qū)效應，[εijk]為擾動項。

（二）變量說明

1. 因變量為企業(yè)創(chuàng)新。本文分別討論了廣義和狹義的創(chuàng)新活動，廣義的創(chuàng)新既包括自主創(chuàng)新，也包括引進利用在內的各種創(chuàng)新實現，在企業(yè)調查問卷上反映為“過去三年，企業(yè)是否實現了新的產品或服務”;狹義的創(chuàng)新僅指企業(yè)自主創(chuàng)新，以R&D活動為特征，在問卷中反映為“過去三年，企業(yè)是否進行了R&D活動”。

進一步，本文將企業(yè)創(chuàng)新路線納入研究。創(chuàng)新路線分為五種，其中路線1表示獨立創(chuàng)新，路線2和3表示采取與產業(yè)鏈上下游企業(yè)協同創(chuàng)新路線，路線4和5表示是否采取了產學研協同創(chuàng)新路線。剔除回答為“不知道”或“不適用”的觀測值后，每類問題的回答均為“是”或“否”，將肯定回答賦值為1、否定回答賦值為0。此外，本文將“過去三年實現的新產品或服務年銷售額占年總銷售額之比”作為替代變量用于穩(wěn)健性檢驗。

2.核心自變量是金融發(fā)展和融資約束。金融發(fā)展變量為各城市年末金融機構貸款余額除以當年城市GDP。融資約束變量為“目前，企業(yè)是否擁有透支額度或金融機構授信與貸款”，并將肯定回答和否定回答分別賦值為0和1。穩(wěn)健性檢驗方面，本文使用各城市年末金融機構存款余額除以同年城市GDP的算術平均值作為金融發(fā)展的替代變量，使用“目前企業(yè)經營中獲取金融資源的難度”作為融資約束的替代變量。

控制變量方面，本文借鑒相關研究，控制了企業(yè)年齡、企業(yè)收入、企業(yè)成長能力、企業(yè)人力資本、企業(yè)高管經驗、企業(yè)產權性質、企業(yè)是否出口、城市人均GDP、城市人力資本、城市產業(yè)結構等變量。各變量的定義及說明如表1所示。

表2是各變量的描述性統計。首先，樣本企業(yè)中，約有46%的企業(yè)在調查期內實現了廣義的創(chuàng)新活動;約42%的企業(yè)嘗試了狹義的創(chuàng)新活動。創(chuàng)新企業(yè)中，新產品的銷售額占企業(yè)總銷售額的11%左右。其次，有融資約束企業(yè)約占總樣本的54%，反映了企業(yè)的融資瓶頸較為嚴重。再次，從企業(yè)的創(chuàng)新路線看出，選擇與上游企業(yè)協同創(chuàng)新的企業(yè)比例只有28.2%，選擇與下游企業(yè)協同創(chuàng)新的比例僅37.2%，均遠低于比例為73.1%的采取獨立開展創(chuàng)新活動的企業(yè);從創(chuàng)新活動的R&D支持來看，只有29.7%的企業(yè)借助產學研協同創(chuàng)新，67.4%的企業(yè)仍以內部R&D活動為主，反映了企業(yè)協同創(chuàng)新的程度較低。

（三）數據來源與處理

本文的實證研究使用世界銀行2012年中國企業(yè)調查數據，這是世界銀行中國企業(yè)調查的最新數據集。世界銀行采取隨機抽樣方法確定調查對象，最終包含中國大陸2848家企業(yè)各個方面的微觀數據。樣本企業(yè)來自中國大陸25個主要城市①，涵蓋了12個制造業(yè)行業(yè)和7個服務及零售業(yè)行業(yè)。本文對原始數據的處理方面，首先剔除研究相關變量缺失嚴重的所有服務業(yè)和零售業(yè)企業(yè)，其次剔除對問題“我對問卷中觀點類問題的作答態(tài)度”的回答為“不真實”的企業(yè)，再次剔除對問題“我對問卷中數據類問題的作答態(tài)度”的回答為“武斷且不可信”的企業(yè)，最終的樣本內共有1684家企業(yè)。接著，本文使用城市層面金融發(fā)展數據，依據企業(yè)經營地，與企業(yè)層面數據一一匹配，金融發(fā)展數據源于《中國城市統計年鑒》。

（五）分企業(yè)是否出口的回歸結果

與非出口企業(yè)相比，出口企業(yè)能夠從出口行為中積累規(guī)模經濟效應（分攤創(chuàng)新成本）、出口學習效應（學習先進技術）、競爭促進效應（參與國際市場競爭）和現金流效應（擁有更充足穩(wěn)定現金流），從而促進企業(yè)創(chuàng)新活動。本文進一步探究企業(yè)出口異質性的影響。

表7匯報了分企業(yè)是否出口的回歸結果，可以看出，融資約束和金融發(fā)展變量的系數符號均符合預期，融資約束的邊際效應也較為接近，因此假設4a暫不成立。金融發(fā)展對出口企業(yè)創(chuàng)新起到了顯著促進作用，而非出口企業(yè)的顯著性水平偏弱。結合邊際效應發(fā)現，前者是后者的數倍。其可能的原因是：一方面，企業(yè)出口過程中的現金流效應獲得了金融中介的更多青睞;另一方面，企業(yè)面臨的國際市場競爭和出口學習效應使企業(yè)有更充足更直接的動力開展創(chuàng)新活動、提高市場競爭力;因此，金融發(fā)展對有出口企業(yè)創(chuàng)新活動的驅動作用更加強烈，假設4b得證。

（六）穩(wěn)健性和內生性分析

首先，更換企業(yè)創(chuàng)新的代理變量，用“企業(yè)過去三年中實現的新產品或服務在當年銷售額占當年總銷售額的比重”（Inno3）作為替代變量。由于只有在過去三年里擁有新產品或服務的企業(yè)才有可能在當年銷售，因此Inno3的統計特征是“邊角解+連續(xù)分布”的特殊形式，對于這種形式的被解釋變量，適合使用Tobit模型進行歸并回歸。由于在相當多的觀測點上，被解釋變量的值為0，所以設定左歸并點為0。

其次，更換金融發(fā)展的代理變量，用“各城市年末金融機構存款余額/當年城市GDP”（Findev2）作為替代變量。由于金融發(fā)展變量來自宏觀層面，而創(chuàng)新是企業(yè)層面的變量，宏觀層面的城市變量可以解釋微觀上的企業(yè)行為，但微觀層面上由分層隨機抽樣得到的少量樣本企業(yè)行為難以影響宏觀層面的城市經濟變量，因此可以認為金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新兩變量間不存在互為因果的內生性問題。

最后，更換融資約束的代理變量，用“目前，企業(yè)經營中獲取金融資源的難度”（Fincons2）作為替代變量，其為有序多值選擇變量，數字越高表示融資約束越大。考慮到融資約束與企業(yè)創(chuàng)新可能存在互為因果的內生性問題，因此使用工具變量進行估計，克服偏誤。對于工具變量的選取，本文參照了Ayyagari等（2011）[24]的方法，使用法庭的公正程度作為融資約束的工具變量。這是因為法庭的公正程度可以一定程度上反映當地法律實踐水平和社會法律意識等信息，結合中國金融機構的信貸發(fā)放中有一部分屬于關系型貸款的實際情況，易知在法治越落后的地區(qū)，企業(yè)為信貸融資所付出尋租成本的可能性和金額越高，企業(yè)外部融資愈加困難，因此法庭的公正程度可以反映企業(yè)融資的難易。在世界銀行的調查問卷中，詢問了企業(yè)對于當地法庭公正性的主觀評價，經過本文處理后得到一個有序多值選擇變量，數字越大表示法庭越不公正。

回歸結果如表8所示：首先，替換企業(yè)創(chuàng)新的因變量后，融資約束越強的企業(yè)，實現企業(yè)創(chuàng)新的可能性越小;同時，金融發(fā)展有效驅動了企業(yè)創(chuàng)新，這些與假設依然吻合。其次，替換金融發(fā)展變量后，金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的驅動仍然顯著。最后，替換內生的融資約束變量并使用法庭公正程度作為工具變量回歸，結果顯示融資約束的負面影響依然穩(wěn)健。

五、結論與政策建議

本文研究發(fā)現，融資約束是企業(yè)創(chuàng)新的顯著阻礙，但金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著正向作用。通過穩(wěn)健性檢驗和內生性檢驗，該結論具有可靠性。進一步研究發(fā)現，融資約束與金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的作用具有異質性，體現為創(chuàng)新路線異質性和企業(yè)異質性。區(qū)分創(chuàng)新路線異質性發(fā)現，融資約束對獨立創(chuàng)新或產學研協同創(chuàng)新具有阻礙作用，對產業(yè)鏈協同創(chuàng)新不存在顯著影響;金融發(fā)展有利于獨立創(chuàng)新，對協同創(chuàng)新沒有顯著促進。區(qū)分企業(yè)異質性發(fā)現，融資約束對中小企業(yè)的阻礙甚于大型企業(yè)，金融發(fā)展對大型企業(yè)的促進強于中小企業(yè);融資約束對國有和外資企業(yè)的抑制不顯著，但顯著抑制民營企業(yè);金融發(fā)展對民營企業(yè)的促進作用更強;此外，相較于非出口企業(yè)，金融發(fā)展對出口企業(yè)創(chuàng)新的促進作用更強。

本文的政策建議是：第一，加快發(fā)展和完善全國及地區(qū)間金融體系，縮小區(qū)域金融發(fā)展水平差距，為實體經濟創(chuàng)新融資提供穩(wěn)定支持。第二，加強征信體系和企業(yè)信息披露及保護體系建設，減小企業(yè)與金融機構的信息不對稱。第三，鼓勵企業(yè)間、企業(yè)與研究機構間協同創(chuàng)新與合作研發(fā);增進知識產權保護，提高創(chuàng)新效率。第四，建立多層次的金融機構體系，加快發(fā)展致力于服務中小企業(yè)的普惠金融體系，減少中小企業(yè)的融資障礙和限制。第五，深化國有企業(yè)改革，打破預算軟約束，避免國有企業(yè)的無謂效率損失。第六，鼓勵企業(yè)進入出口市場，參與國際競爭，通過企業(yè)創(chuàng)新提高國際競爭力。

注：

①具體城市為：北京、上海、廣州、深圳、武漢、南京、成都、寧波、青島、大連、杭州、沈陽、合肥、濟南、鄭州、石家莊、東莞、佛山、洛陽、蘇州、無錫、南通、溫州、唐山、煙臺。

參考文獻：

[1]Schumpeter J. 1912. Theorie Der Wirtschaftlichen Entwicklung [M].Berlin：Duncker&Humblot.

[2]Kim J L，Lau L J. 1996. The Sources of Asian Pacific Economic Growth [J].The Canadian Journal of Economics 29.

[3]林毅夫，蔡昉，李周.中國的奇跡 ： 發(fā)展戰(zhàn)略與經濟改革 [M].上海： 上海人民出版社，1999.

[4]方福前，邢煒.經濟波動、金融發(fā)展與工業(yè)企業(yè)技術進步模式的轉變 [J].經濟研究，2017，52（12）.

[5]Qiu J，Wan C. 2015. Technology Spillovers and Corporate Cash Holdings [J].Journal of Financial Economics，115（3）.

[6]王曙光.金融發(fā)展理論 [M].北京：中國發(fā)展出版社，2010.

[7]Stiglitz J E，Weiss A. 1981. Credit Rationing in Markets with Imperfect Information [J].American Economic Review，71（3）.

[8]Banerjee A V，Duflo E. 2010. Giving Credit Where It Is Due [J].Journal of Economic Perspectives，24（3）.

[9]周開國，盧允之，楊海生.融資約束、創(chuàng)新能力與企業(yè)協同創(chuàng)新 [J].經濟研究，2017，（7）.

[10]鞠曉生.中國上市企業(yè)創(chuàng)新投資的融資來源與平滑機制 [J].世界經濟，2013，（4）.

[11]King R G，Levine R. 1993. Finance，Entrepreneurship and Growth [J].Journal of Monetary Economics，32（3）.

[12]Chowdhury R H，Min M. 2012. Financial Market Development and the Effectiveness of R&D Investment： Evidence from Developed and Emerging Countries [J].Research in International Business & Finance，26（2）.

[13]賈俊生，倫曉波，林樹.金融發(fā)展、微觀企業(yè)創(chuàng)新產出與經濟增長——基于上市公司專利視角的實證分析 [J].金融研究，2017，（01）.

[14]解維敏，方紅星.金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入 [J].金融研究，2011，（5）.

[15]Meierrieks D. 2014. Financial Development and Innovation：Is There Evidence of a Schumpeterian Finance-Innovation Nexus？ [J].Annals of Economics&Finance，15（2）.

[16]王淑娟，葉蜀君，解方圓.金融發(fā)展、金融創(chuàng)新與高新技術企業(yè)自主創(chuàng)新能力——基于中國省際面板數據的實證分析 [J].軟科學，2018，32（3）.

[17]劉方，楊永華.銀行部門還是證券市場發(fā)展更有利于出口質量提升？ [J].金融發(fā)展研究，2018，（11）.

[18]黃玲，朱璋，莊雷.金融發(fā)展、融資模式與企業(yè)創(chuàng)新研究 [J].金融發(fā)展研究，2015，（11）.

[19]Aristizabal-Ramirez M，Botero-Franco M C，Canavire-Bacarreza G. 2017. Does Financial Development Promote Innovation in Developing Economies？ An Empirical Analysis [J].21（3）.

[20]Brown J，Fazzari S，Petersen B. 2009. Financing Innovation and Growth：Cash Flow，External Equity，and the 1990s R&D Boom [J].The Journal of Finance，64（1）.

[21]羅長林，鄒恒甫.預算軟約束問題再討論 [J].經濟學動態(tài)，2014，（5）.

[22]韓媛媛.融資約束、出口與企業(yè)創(chuàng)新：機理分析與基于中國數據的實證 [D].浙江大學博士研究生論文，2013.

[23]De Faria P，Lima F，Santos R. 2010. Cooperation in Innovation Activities：The Importance of Partners [J].Research Policy，39（8）.

[24]Ayyagari M，Demirgü?-Kunt A，Maksimovic V. 2011. Firm Innovation in Emerging Markets：The Role of Finance，Governance，and Competition [J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，46（6）.