科技金融環(huán)境、融資約束和中小企業(yè)創(chuàng)新投入：中介效應與異質性分析*

王仁祥 劉 甜

一、引言

我國“十四五”規(guī)劃明確提出堅持創(chuàng)新驅動發(fā)展，強化企業(yè)創(chuàng)新主體地位。截至2021年底，我國中小企業(yè)以企業(yè)總數的90%帶動了80%以上的勞動就業(yè)，創(chuàng)造了70%以上的技術創(chuàng)新，對GDP和稅收的貢獻度分別超過60%和50%。由此可見，中小企業(yè)對穩(wěn)定就業(yè)、促進創(chuàng)新發(fā)展、增加財政和國民收入有著無法替代的作用(張倩和張玉喜，2020)。但是，中小企業(yè)在信息獲取、融資渠道、風險管理和產權保護等方面存在劣勢(耿宇寧等，2020)，一定程度上限制了中小企業(yè)的發(fā)展。作為中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要指標，創(chuàng)新投入強度是企業(yè)能否保持競爭力和高質量發(fā)展的關鍵因素。由于缺乏市場競爭力，在新冠肺炎疫情的沖擊下，眾多中小企業(yè)面臨著收入降低甚至破產倒閉的風險。雖然各國實施了多維度的救助措施，如我國減稅降費政策的實施助力中小企業(yè)發(fā)展，美國政府對小企業(yè)實施長達6個月的債務減免計劃等，還是無法從根本上解決企業(yè)模式創(chuàng)新、產品和服務創(chuàng)新以及技術創(chuàng)新等投入不足的問題。

回顧中小企業(yè)創(chuàng)新投入相關的探索歷程，影響中小企業(yè)創(chuàng)新投入的因素主要有：資金不足，企業(yè)內部創(chuàng)新意識不夠，外部環(huán)境不健全，研發(fā)風險管理能力較弱等(夏清華和何丹，2020)。隨著國家和社會創(chuàng)新意識的增強，不斷提高的社會創(chuàng)新氛圍促進了中小企業(yè)的創(chuàng)新活動，而嚴重的融資約束成為企業(yè)創(chuàng)新投入的一大阻礙(溫軍等，2011；許罡和朱衛(wèi)東，2017)。

金融是社會資源配置的重要通道之一，科技金融的模式創(chuàng)新有利于緩解中小企業(yè)的困境?？萍冀鹑诘膶嵺`較早，起初以商業(yè)銀行開辦科技開發(fā)貸款業(yè)務突破傳統(tǒng)金融服務；到20世紀90年代，通過設立風險、科技成果轉化基金等方式促進科技成果轉化；隨著技術與制度的共同演化，科技金融逐步發(fā)展為支持企業(yè)模式創(chuàng)新、產品創(chuàng)新、技術創(chuàng)新等多層次的金融體系(張明喜等，2019)。良好的科技金融環(huán)境能為企業(yè)創(chuàng)新的前期、中期、后期提供綜合服務，如國務院在科技創(chuàng)新方面提出的基于“六專機制”的科技型企業(yè)全生命周期金融綜合服務，加速創(chuàng)新資金的回流以及增強知識產權的資本化應用等(黃繼忠和黎明，2017；陸岷峰，2020)。目前學者對科技金融可以促進中小企業(yè)創(chuàng)新投入的觀點達成了共識，但是對其作用機理尚未有系統(tǒng)的研究。一方面，以往研究只強調科技金融及其發(fā)展，忽視了企業(yè)個體創(chuàng)新活動的科技金融環(huán)境；另一方面，學者大都專注于科技金融對科技型企業(yè)的效用，沒有突出當前科技金融體系對其他企業(yè)創(chuàng)新活動的作用，而且缺乏從空間異質性、行業(yè)異質性、企業(yè)性質異質性，以及融資約束的中介作用等多維度的考察。因此，本文利用2013～2019年科技金融的宏觀數據和上市中小企業(yè)的微觀數據，探究科技金融環(huán)境、融資約束和中小企業(yè)創(chuàng)新投入之間的影響機理，實證檢驗融資約束在各類異質性影響中能否發(fā)揮其中介效應，從理論上擴大了科技金融環(huán)境和中小企業(yè)創(chuàng)新投入的研究視野，同時探索了其影響路徑。在實踐層面，從中小企業(yè)的角度看，融資約束是否扮演中介角色有助于確定影響企業(yè)創(chuàng)新投入的根本原因，明確關注要點，在解決問題的過程中促進企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。對于金融機構來說，中介效應和異質性研究可以更好地識別科技金融產品及服務的優(yōu)勢與不足，進而推出更適合各類型中小企業(yè)創(chuàng)新的產品和服務。同時，政府可以了解不同地區(qū)、不同企業(yè)類型的情況，可以因地制宜構建更完善的科技金融環(huán)境。

二、影響機理與研究假說

眾多研究表明，企業(yè)創(chuàng)新投入是企業(yè)生存實力的重要表現，同時也是企業(yè)發(fā)展的重要指標(梁榜和張建華，2019)。而企業(yè)創(chuàng)新投入除受企業(yè)規(guī)模、組織結構、企業(yè)發(fā)展階段等內部因素影響外，還受宏觀環(huán)境和政府行為等外部因素的影響。Lin等(2017)、李香菊和楊歡(2019)的研究表明，企業(yè)的外部因素對企業(yè)研發(fā)投入的影響更為顯著，以政府政策和經濟水平為最。企業(yè)內部的風險管理能力和創(chuàng)新意識對企業(yè)創(chuàng)新投入也有一定的影響。當然，企業(yè)創(chuàng)新離不開資金的支持，企業(yè)融資約束強意味著企業(yè)無法獲得足夠的資金來源，從而抑制了企業(yè)創(chuàng)新(宋洪玲等，2019；陳建麗，2020)。

在科技金融與企業(yè)創(chuàng)新投入方面，早期的研究把“非正規(guī)金融”作為研究對象以減少信息不對稱并增加企業(yè)融資渠道(Brown et al.,2012)，以此增加企業(yè)創(chuàng)新投入。但隨著科技的加成，以金融工具和金融服務為主體的科技金融企業(yè)和人才環(huán)境為實體經濟提供了不斷創(chuàng)新的金融業(yè)態(tài)，推動企業(yè)創(chuàng)新。理論方面，張明喜等(2019)通過演化經濟學的方法系統(tǒng)闡述了我國科技金融的發(fā)展脈絡。實證方面，耿宇寧等(2020)也證實了科技金融發(fā)展對于中小企業(yè)創(chuàng)新產出的增益作用。目前來看，科技金融的影響不僅限于科技型企業(yè)，而是隨著創(chuàng)新活動擴散至企業(yè)的每一個創(chuàng)新環(huán)節(jié)。關于科技金融的定義，學者們普遍認同其是促進科技開發(fā)、創(chuàng)新投入與產出的一系列金融理念、制度、金融工具和服務體系。在學術研究中，環(huán)境也可以理解為以觀念、制度、行為準則等為內容的非物質因素，因此科技金融環(huán)境可以理解為以科技金融理念和制度主導的科技金融政策環(huán)境、以金融工具和服務體系為主導的科技金融企業(yè)環(huán)境和人才環(huán)境相輔相成的狀態(tài)。一方面，科技金融政策和企業(yè)環(huán)境為企業(yè)創(chuàng)新提供了獲取信息，增加企業(yè)融資渠道和融資方式等方面的優(yōu)勢，對中小企業(yè)的融資環(huán)境產生了較大的影響(莊雷和王燁，2019)；另一方面，科技金融政策和人才環(huán)境加強了金融機構對中小企業(yè)創(chuàng)新的風險管控能力(陸岷峰，2020)?？傊?，完善的科技金融環(huán)境不僅可以通過提高中小企業(yè)的風險管理能力和創(chuàng)新成果的周轉率直接作用于企業(yè)創(chuàng)新投入，還可以為中小企業(yè)融資增加融資渠道，降低融資成本和提高融資效率，間接支持中小企業(yè)增加創(chuàng)新投入、開展投研活動(宋洪玲等，2019；薛陽和胡麗娜，2020)。

從科技金融環(huán)境的間接作用來看，科技金融環(huán)境可以為中小企業(yè)創(chuàng)新改善融資環(huán)境，緩解融資約束，增強企業(yè)營運，并在一定程度上促進企業(yè)創(chuàng)新投入增加。具體表現為增加融資渠道，降低融資成本和提高融資效率，間接地支持中小企業(yè)開展創(chuàng)新活動(宋洪玲等，2019；薛陽和胡麗娜，2020)。

首先，科技金融政策和企業(yè)環(huán)境的完善逐步增加了中小企業(yè)可接觸的金融資源，提高了融資資金的可得性(張建剛和張云鳳，2017)。研究表明，在良好的科技金融環(huán)境中，銀行的社會存款減少而同業(yè)拆借增加，這些減少的社會存款在科技金融企業(yè)的運作下變成了中小企業(yè)可以獲得的資金來源(Ikramuddin et al.,2019)。在科技金融環(huán)境下孕育的小額信貸、眾籌等融資方式以其低門檻、高效率的特點打開市場，滿足中小企業(yè)額度相對較低、風險較高的投研融資(溫軍和馮根福，2018)。替代融資理論表明，非正規(guī)金融主體開辟了新的融資渠道，極大地緩解了群體龐大而活躍的中小企業(yè)融資約束(高星等，2018)。而科技金融環(huán)境的完善不僅通過有效的手段使非正規(guī)金融正規(guī)化、合理化，而且還賦能傳統(tǒng)金融機構，對傳統(tǒng)金融產品和商業(yè)模式進行創(chuàng)新，為中小企業(yè)提供適時有效的金融服務(高星等，2018)。

其次，科技金融的政策和企業(yè)環(huán)境催生了足夠大的融資市場和投融資平臺，其在信息獲取和處理方面的優(yōu)勢能夠有效節(jié)約中小企業(yè)的信息成本并為其提供更多的選擇權(潘雅瓊和方冰丹，2020)。科技金融環(huán)境為中小企業(yè)提供了足夠大的融資市場和充分的融資信息，中小企業(yè)可以跨越傳統(tǒng)的地理優(yōu)勢，靈活地選擇合適的融資方，因此具有一定的議價優(yōu)勢。基于科技金融環(huán)境的信貸產品具有簡化信貸的審核流程、縮短融資交付時間的優(yōu)勢，降低了中小企業(yè)在資信評估、貸款審核以及風險管理等方面的成本(陳建麗，2020)。除此之外，這種高效的融資方式還能節(jié)省中小企業(yè)的人力、物力成本，形成良性循環(huán)(潘雅瓊和方冰丹，2020)。

最后，科技金融企業(yè)和人才環(huán)境的運作有利于提高中小企業(yè)的融資效率。從信息獲取的角度來看，投融資雙方在某種程度上實現信息共享，提高了投融資雙方的匹配度，融資的成功率上升(高星等，2018)。從整體上來看，科技金融打破了實物資源的競爭性，滿足了大量中小企業(yè)頻繁的服務需求。而且無紙化、數字化的交易流程使得融資的各個階段簡單化，速度大大加快，從而提升了融資效率(陸岷峰，2020)。另外，良好的科技金融環(huán)境提供了可信度高的信用體系，避免了審核時間的過多消耗，使得中小企業(yè)能夠更加高效地獲得融資服務(梁榜和張建華，2019)。實踐中，京東金融等通過總結用戶的消費習慣和風險偏好為投融資雙方推薦合適的投融資項目，加強了投融資雙方的聯(lián)系和匹配度，有效提高了資金的融資效率(陸岷峰，2020)。

因此，本文認為科技金融環(huán)境促進中小企業(yè)的傳導機制發(fā)揮作用(見圖1)。由此，提出以下假說。

假說1：科技金融環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新具有直接或間接促進作用。融資約束在科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新的影響中發(fā)揮部分或完全中介效應。

顯然，在世界經濟一體化、信息技術高速發(fā)展的當下，第一種知識生產的模式已經過時，第二種逐漸成為知識生產的主流模式，而第三種模式正在影響、引導著知識生產的資源流向和價值取向。

圖1 科技金融環(huán)境、融資約束和中小企業(yè)創(chuàng)新傳導機制

雖然眾多研究表明了協(xié)調發(fā)展的重要性，但是目前各地科技金融環(huán)境良莠不齊(Liu,2019)，良好的科技金融環(huán)境能夠為企業(yè)研發(fā)投入提供所需的資源和保障，反過來降低金融機構的風險，形成良性循環(huán)。而較差的科技金融環(huán)境則需要更多的外部條件，如政府補助來輔助企業(yè)進行創(chuàng)新投入(張建剛和張云，2017；宋洪玲等，2019；薛陽和胡麗娜，2020)。由于企業(yè)性質不同，面臨的融資約束也不同，雖然國有企業(yè)在大多數金融機構有資源優(yōu)勢，但是，非國有企業(yè)市場競爭激烈，驅動這些企業(yè)更加注重創(chuàng)新投入的價值(張璟和劉曉輝，2018；溫軍和馮根福，2018)。因此，科技金融的精準定位能否平衡國有企業(yè)和非國有企業(yè)的優(yōu)勢值得探究。另外，企業(yè)所處的行業(yè)和發(fā)展階段也存在顯著差異，在不同的行業(yè)和生命周期階段，企業(yè)面臨著不同的研發(fā)需求和融資約束(劉輝和滕浩，2019；溫軍和馮根福，2012)。綜上所述，科技金融環(huán)境促進中小企業(yè)研發(fā)投入的傳導路徑因企業(yè)所在地域、行業(yè)和企業(yè)性質而異，因此提出以下假說。

假說2：科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響具有區(qū)域異質性、行業(yè)異質性和企業(yè)性質異質性。

三、研究設計

(一)變量定義

首先，對科技金融環(huán)境進行界定和度量?？萍冀鹑诃h(huán)境可以理解為以科技金融理念和制度主導的政策環(huán)境、以金融工具和服務體系為主導的科技金融企業(yè)環(huán)境和人才環(huán)境相輔相成的狀態(tài)。在對環(huán)境的度量中，采用最多的是指數研究法。本文在構建指數時按照科技金融政策環(huán)境、科技金融企業(yè)環(huán)境和科技金融人才環(huán)境三大主體分級處理。由于政策通常以文本形式呈現，苑澤明等(2015)、張劍(2016)考慮了政策強度、力度和方向使用賦分法進行量化，李華杰等(2018)設計了科技金融政策的量化手冊，雖然研究方法上有所區(qū)別，但是總體上離不開政策文本的強度和效力兩個層面。因此，本文采用賦分法，以文本層次考察政策的強度，以政府活動作為政策實施效力整理出科技金融政策環(huán)境的指標。企業(yè)環(huán)境一般由企業(yè)規(guī)模和數量來衡量，考慮到科技金融環(huán)境作為整體研究，企業(yè)數量在科技金融領域被弱化，重點考察規(guī)模的量化指標。本文將整個社會的科技金融企業(yè)環(huán)境指標定為1，各個區(qū)域科技金融企業(yè)環(huán)境指標則按規(guī)模比重來分配。人才環(huán)境和政策環(huán)境類似，一方面考慮政策的強度，這部分也是按照文本層次賦分法來量化；另一方面考慮人才戰(zhàn)略實施的情況，這部分以人才的薪資及福利支出來衡量?？紤]到科技金融環(huán)境的區(qū)域異質性以及數據的可得性，具體的科技金融環(huán)境指數構建如表1所示。

表1 科技金融環(huán)境指數成分

其次，被解釋變量設定為中小企業(yè)的創(chuàng)新投入水平。由于企業(yè)具有不同的規(guī)模，僅以絕對價值作為度量標準，很難準確地反映出企業(yè)真實的創(chuàng)新能力。一些學者將研發(fā)費用與營業(yè)收入之比視為企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量(潘越等，2015)，也有部分學者采用研發(fā)投入與總資產的比值作為企業(yè)創(chuàng)新投入的代理變量(吳超鵬和唐菂，2016)?？紤]到企業(yè)營業(yè)收入可操縱性相對較大等因素，本文選用研發(fā)投入與總資產的比值作為被解釋變量來衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平，用IR表示。其中，研發(fā)投入包括企業(yè)在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)項目的投入以及用于發(fā)展和研究的經費，主要關注資金投入。除了科技金融環(huán)境指數外，解釋變量還有融資約束指數，眾多研究采用SA指數來衡量企業(yè)的融資約束(Zhang et al.,2020)，因其兼具無內生、計算簡單的優(yōu)點，即以此作為融資約束的衡量指標。

最后，控制變量為企業(yè)所在行業(yè)、企業(yè)規(guī)模、政府補助、企業(yè)年限、企業(yè)性質、生命周期位置、企業(yè)資產回報率和企業(yè)營收增長率。其中，為了保證數據的穩(wěn)定性和可比性，企業(yè)規(guī)模的變量設定為企業(yè)總資產取自然對數；企業(yè)性質則分為國有和非國有兩個虛擬變量；生命周期位置這一指標，以往的研究往往用企業(yè)初創(chuàng)到上市的日期來衡量(潘雅瓊和方冰丹，2020)，本文考慮了該指標隨時間的變化，用初創(chuàng)到當前年份的跨度與初創(chuàng)到上市年份的跨度的比值來測度。

本文所用變量及說明如表2所示。

表2 變量及說明

(二)模型構建

為了驗證上述假說，本文采用中介效應的研究方法，一方面研究科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的直接作用，另一方面研究融資約束是否發(fā)揮中介效應，以此探索科技金融環(huán)境促進中小企業(yè)創(chuàng)新投入的傳導路徑。據此構建了以下三個模型：

IRit=Cit+β1ENVit+∑βjControllersit+εit

(1)

SAit=Dit+θ1ENVit+∑θjControllersit+εit

(2)

IRit=Eit+α1ENVit+α2SAit+∑αjControllersit+εit

(3)

其中，i表示企業(yè)，t表示年份，Controllersit為控制變量，β、θ、α表示回歸系數。

(三)樣本選擇

考慮到選擇指標的穩(wěn)健性和面板數據的完整性，本文以2013年及以前上市的581家中小企業(yè)為樣本，獲取了時間跨度為2013～2019年的樣本數據。首先，通過EPS全球統(tǒng)計數據庫和CSMAR數據庫獲取了上市中小企業(yè)的財務數據信息。其次，基于中國中小企業(yè)研究院收錄的上市中小企業(yè)的動態(tài)發(fā)展數據，整理出模型所涉及的行業(yè)、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)地區(qū)、企業(yè)性質以及企業(yè)初創(chuàng)年份和首發(fā)上市年份的觀測值?？紤]到數據的可靠性和可得性，依照薛陽等(2020)的研究，對數據進行篩選和處理：剔除樣本期間ST、ST*以及數據缺失的企業(yè)，并且對連續(xù)變量在1%的水平上進行縮尾處理。最終得到580個上市公司7個年度的平衡面板數據。

四、統(tǒng)計及實證分析

在實證模型中，首先應該進行數據的穩(wěn)健性檢驗。通過LLC檢驗對數據進行單位根檢驗，結果顯示：所有變量均為一階單整，拒絕存在單位根的原假設，說明數據是平穩(wěn)的。單位根檢驗通過后，在數據平穩(wěn)的基礎上通過Kao檢驗進行協(xié)整分析，五種不同的檢驗統(tǒng)計量對應的P值均小于0.01，故可在0.01水平上強烈拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，認為所列變量之間存在協(xié)整關系。(1)因篇幅所限，LLC檢驗和Kao檢驗結果未展示。若有需要，可聯(lián)系作者索取。

(一)描述性統(tǒng)計

根據對科技金融環(huán)境指數的測算，發(fā)現廣東、江蘇和北京三個省(市)的科技金融環(huán)境排在前三位，這一方面歸功于政策，另一方面這三個地區(qū)被納入科技金融指數的上市企業(yè)較多，說明這三地科技金融環(huán)境較好。從時間來看，科技金融環(huán)境在2013年和2014年處于基礎階段，整體較弱，之后逐年完善，尤其是2015年、2016年和2017年發(fā)展較快(見圖2)。2015年以來，科技金融開始逐步替代互聯(lián)網金融，延伸了金融運行模式、服務方式和金融產品等方面的應用范圍。

圖2 科技金融環(huán)境指數年度變化

主要變量的描述性統(tǒng)計如表3所示。測算結果顯示，企業(yè)創(chuàng)新投入和科技金融環(huán)境指數均存在較大差異而且大多數樣本數據低于均值，說明這兩個指標在協(xié)調性和成長性上還有較大的提升空間。企業(yè)生命周期位置平均值為2.5600，該值越大表明企業(yè)成立之后越快上市，也表明該企業(yè)發(fā)展迅速。企業(yè)性質的虛擬變量均值為0.1450，趨近于0，說明非國有企業(yè)在樣本中占多數。

表3 變量描述性統(tǒng)計

(二)相關關系分析

如表4所示，相關性分析表明，科技金融環(huán)境與中小企業(yè)創(chuàng)新投入有顯著正相關關系，二者與融資約束呈顯著負相關關系。相關系數均小于0.50，可初步分析所列解釋變量之間存在多重共線性的可能性很低。進一步通過測算相關變量的方差膨脹因子證明了這一點。在模型(1)中，VIF值為1.09，遠小于5，說明不存在多重共線性，在模型(2)和模型(3)中，為了避免多重共線性，將控制變量中的SOC和AGE變量省略，得到的VIF值分別為1.01和1.02，由此，可以認為三個模型均不存在多重共線性。

表4 變量相關性分析

(三)回歸分析

在數據穩(wěn)健的基礎上，本文通過Stata 15，先對面板固定效應模型與面板隨機效應模型的估計進行分析，固定效應檢驗結果P值趨近于0，可認為固定效應顯著；隨機效應檢驗結果也證明隨機效應顯著。而Hausman檢驗統(tǒng)計量顯示固定效應模型更優(yōu)。因此，本文應用面板固定效應模型對上述三個模型進行回歸分析，回歸結果如表5所示。

表5 中介效應模型回歸分析

續(xù)表

回歸模型(1)結果顯示，科技金融環(huán)境指數的系數在5%水平上顯著為正，說明科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入有正向影響，科技金融環(huán)境指數增強1個單位，對中小企業(yè)創(chuàng)新投入增加的總效應為0.010?；貧w模型(2)和回歸模型(3)考慮融資約束在科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入影響中是否發(fā)揮中介效應，回歸結果均在1%水平上顯著?；貧w模型(2)中科技金融環(huán)境指數的回歸系數為-0.868，顯示科技金融環(huán)境的優(yōu)化可以很大程度上緩解中小企業(yè)的融資約束。回歸模型(3)科技金融環(huán)境指數的回歸系數為0.011，融資約束指數的回歸系數為-0.003，表明科技金融環(huán)境優(yōu)化以及融資約束水平降低有利于提高中小企業(yè)創(chuàng)新投入。總的來說，融資約束在科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中發(fā)揮部分中介效應，且該中介效應弱于其直接效應(0.868×0.003<0.011)。因此，假說1成立，科技金融環(huán)境在一定程度上為中小企業(yè)創(chuàng)新投入提供了便利，雖然只有少部分通過緩解中小企業(yè)的融資約束來促進企業(yè)創(chuàng)新，更多可能是為企業(yè)提供了良好的創(chuàng)新氛圍，增強了企業(yè)創(chuàng)新的積極性，并通過風險識別有效改善研發(fā)過程的風險狀況，進而增加企業(yè)創(chuàng)新投入。

為了檢驗模型是否存在異方差性，本文選擇懷特檢驗來驗證，結果顯示F值為51.489，P值顯著小于0.010，拒絕原假設，即模型不存在異方差性。因此，模型的回歸結果也是穩(wěn)健的。

(四)異質性分析

為了驗證假說2并進一步證明模型的穩(wěn)健性，本文依次按照區(qū)域、行業(yè)、企業(yè)性質，將原有樣本進行分組回歸分析，結果如表6、表8、表9所示。由于分組回歸結果均顯著，進一步說明該模型具有穩(wěn)健性。

1.區(qū)域異質性分析

本文依照國家發(fā)改委在政策上的劃分將研究樣本區(qū)域分為東部、中部和西部，三個區(qū)域內的樣本企業(yè)數量分別為447家、79家和54家。從表6中可以看出，模型(1)回歸結果表明，科技金融環(huán)境對東部、中部、西部地區(qū)的中小企業(yè)創(chuàng)新投入均有正向促進作用，但對東部和中部地區(qū)的促進作用不顯著。對東部和中部地區(qū)，模型(2)回歸結果中科技金融環(huán)境指標的系數及模型(3)回歸結果中融資約束的系數均為負且顯著，表明融資約束在科技金融環(huán)境促進企業(yè)創(chuàng)新投入的路徑中發(fā)揮中介作用；而在模型(1)和模型(3)回歸結果中科技金融環(huán)境指標均不顯著，說明中介變量融資約束在東部和中部地區(qū)的中小企業(yè)創(chuàng)新投入中起到完全中介效應。然而，在西部地區(qū)，科技金融環(huán)境改善和融資約束降低均能有效促進中小企業(yè)的創(chuàng)新投入，融資約束在中小企業(yè)創(chuàng)新投入中起到部分中介效應?？赡茉蛟谟冢噍^于西部地區(qū)，東部和中部地區(qū)企業(yè)競爭激烈，創(chuàng)新意識和風險管理能力也較強，中小企業(yè)面臨的融資約束成為企業(yè)創(chuàng)新的關鍵障礙，因此，科技金融環(huán)境為中小企業(yè)融資約束的釋放占據主導地位，而其他方面的優(yōu)勢則被忽略或隱藏。西部地區(qū)中小企業(yè)創(chuàng)新意識的覺醒、研發(fā)風險的控制和融資約束的緩解都在促進企業(yè)創(chuàng)新中發(fā)揮著重要的作用。因此，融資約束在科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中發(fā)揮的作用具有區(qū)域異質性。

表6 區(qū)域異質性回歸分析

續(xù)表

2.行業(yè)異質性分析

依照國家統(tǒng)計局的行業(yè)劃分標準，本文將研究樣本企業(yè)劃分為13類企業(yè)(見表7)。其中，制造業(yè)與軟件和信息技術等行業(yè)的樣本企業(yè)數量分別為457家和34家，占所有企業(yè)樣本的84%，其他行業(yè)樣本數量過少，暫時不予研究。因此，本文以制造業(yè)與軟件和信息技術行業(yè)為代表進行分析，回歸結果如表8所示。從表8中兩組模型(1)回歸結果對比來看，科技金融環(huán)境指標的系數均為0.01且在5%的水平上顯著，說明科技金融環(huán)境對于這兩類企業(yè)的創(chuàng)新投入均有正向促進作用，且總效用差異不大。兩組樣本的模型(2)回歸結果顯示科技金融環(huán)境指標的系數為負在1%的水平上顯著，而且模型(3)中融資約束的系數分別為-0.003和-0.035，均在1%的水平上顯著，表明融資約束在科技金融環(huán)境促進企業(yè)創(chuàng)新的路徑中發(fā)揮中介作用，且對制造業(yè)的中介效應小于對軟件和信息技術等行業(yè)的中介效應。從模型(2)回歸結果顯示科技金融環(huán)境指標的系數來看，科技金融環(huán)境對制造業(yè)融資約束的影響系數絕對值更大，但是通過融資約束傳導至企業(yè)創(chuàng)新投入的效用卻不及軟件和信息技術等行業(yè)。這一方面可以說明科技金融環(huán)境的優(yōu)化在緩解制造業(yè)企業(yè)融資約束方面發(fā)揮更重大的作用；另一方面也說明制造業(yè)企業(yè)的資金資源在企業(yè)創(chuàng)新投入方面的給予不夠，可能原因在于制造業(yè)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的意識不如軟件和信息技術等行業(yè)，也從側面說明科技金融環(huán)境還可以通過提升制造業(yè)中小企業(yè)創(chuàng)新意識的途徑促進其企業(yè)創(chuàng)新投入的增加。綜合來看，融資約束在制造業(yè)的中小企業(yè)創(chuàng)新投入中起到部分中介效應，而在軟件和信息技術行業(yè)的中小企業(yè)創(chuàng)新投入中起到完全中介效應。因此，融資約束在科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中發(fā)揮的作用具有行業(yè)異質性。

表7 分行業(yè)企業(yè)樣本描述

表8 行業(yè)異質性回歸分析

續(xù)表

3.企業(yè)性質異質性分析

企業(yè)性質異質性回歸結果如表9所示。其中，模型(1)回歸結果顯示，科技金融環(huán)境指標的系數為正且分別在10%和1%的水平上顯著，說明科技金融環(huán)境對于這兩類企業(yè)的創(chuàng)新投入均有正向促進作用，且對非國有企業(yè)創(chuàng)新投入的影響更大?？萍冀鹑诃h(huán)境指數對融資約束的反應系數為負且分別在10%和1%的水平上顯著，表明科技金融環(huán)境的優(yōu)化能緩解國有和非國有中小企業(yè)的融資約束，且科技金融環(huán)境對非國有企業(yè)融資約束的影響大于國有企業(yè)。結合模型(3)回歸結果來看，國有和非國有中小企業(yè)的融資約束均與其企業(yè)創(chuàng)新投入顯著負相關，但是科技金融環(huán)境對非國有中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響顯著為正，而對國有企業(yè)的影響并不顯著，融資約束在國有中小企業(yè)樣本中起到完全中介效應，而在非國有中小企業(yè)樣本中起到部分中介效應?？赡艿脑蚴俏覈鴩衅髽I(yè)在傳統(tǒng)金融環(huán)境中有一定的融資優(yōu)勢，科技金融環(huán)境對其發(fā)揮的作用弱于對非國有企業(yè)發(fā)揮的作用。另外，科技金融環(huán)境對于非國有企業(yè)創(chuàng)新投入的正向促進作用更加顯著且效用更大。這一方面可能是因為非國有企業(yè)面臨更大的競爭壓力，需要利用科技金融環(huán)境的資源增強自身競爭力；另一方面又印證了國有企業(yè)在獲取融資信息和融資渠道等方面具有一定的先天優(yōu)勢。因此，融資約束在科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中發(fā)揮的作用具有企業(yè)性質異質性。至此，假說2得證。

表9 企業(yè)性質異質性回歸分析

續(xù)表

五、結論與建議

本文基于上市中小企業(yè)的視角以及對科技金融環(huán)境指數的定義和測算，實證表明：第一，2013年以來，各省份科技金融環(huán)境逐步完善，改善速度在2015年和2016年較高，之后略有降低進入平穩(wěn)優(yōu)化階段。另外，各地科技金融環(huán)境差異顯著，西藏、新疆等地區(qū)從無到有，科技金融環(huán)境相對較弱，廣東、北京、江蘇的綜合科技金融環(huán)境優(yōu)良，無論是科技金融政策的完善度還是科技金融企業(yè)的資本和數量都有較大優(yōu)勢。第二，科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入有顯著的正向作用，融資約束在該過程中發(fā)揮中介效應。一方面，科技金融環(huán)境通過緩解融資約束來增加中小企業(yè)創(chuàng)新投入這一傳導路徑發(fā)揮作用；另一方面，科技金融環(huán)境還通過提高中小企業(yè)的創(chuàng)新意識、風險管理能力等來促進企業(yè)創(chuàng)新。第三，融資約束在科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的影響中發(fā)揮的作用具有區(qū)域異質性、行業(yè)異質性和企業(yè)性質異質性。從區(qū)域來看，科技金融環(huán)境對于東部、中部、西部地區(qū)中小企業(yè)創(chuàng)新投入均有正向促進作用且效用遞增，系目前西部地區(qū)科技金融環(huán)境指數偏弱，企業(yè)創(chuàng)新投入對科技金融環(huán)境的敏感度更強。融資約束在東部和中部地區(qū)的中小企業(yè)創(chuàng)新投入中發(fā)揮完全中介效應，在西部地區(qū)的中小企業(yè)創(chuàng)新投入中發(fā)揮部分中介效應。從大樣本行業(yè)來看，科技金融環(huán)境對于這兩類企業(yè)創(chuàng)新投入均有正向促進作用，且總效用差異不大。融資約束在科技金融環(huán)境促進企業(yè)創(chuàng)新投入的路徑中發(fā)揮中介作用，且對制造業(yè)的中介效應小于對軟件和信息技術行業(yè)的中介效應。從企業(yè)性質來看，科技金融環(huán)境對于非國有企業(yè)的正向促進作用更加顯著并且效用更大，科技金融環(huán)境對非國有企業(yè)創(chuàng)新投入的直接效應大于融資約束在其間的中介效應，科技金融環(huán)境對非國有企業(yè)的融資約束的改善還有進一步提升的空間。

根據以上結論，本文提出以下相關建議：第一，提高融資約束釋放進入中小企業(yè)創(chuàng)新投入的轉化率。科技金融部門鼓勵創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的號召應更恰當地落于實處，在緩解中小企業(yè)融資約束的同時強調資金的使用范圍，以免造成負向調節(jié)作用。特別是西部地區(qū)、制造業(yè)和非國有的中小企業(yè)面臨融資約束的緩解，應當提高自身的研發(fā)意識和研發(fā)能力，在研發(fā)準備階段做足工作，后續(xù)工作才能更好地展開，進而帶來好的研發(fā)成果和可觀的利益，科技金融部門也能發(fā)揮優(yōu)勢監(jiān)管其準備是否充分，從而降低雙方的風險和提高資金利用率與周轉率。第二，促進科技金融環(huán)境改善對融資約束的緩解?？萍冀鹑诓块T應當從渠道、成本和效率多方面綜合考量緩解中小企業(yè)的融資約束。對于融資約束普遍較大的地區(qū)和行業(yè)，應當加大科技金融的利用程度，如設立專項基金等，更好地分配融資資源，避免由于過少和過剩的融資給不同融資約束下的企業(yè)帶來負效應。另外，完善科技金融監(jiān)管制度和提高科技金融部門的責任意識可以更好地發(fā)揮科技金融在信息獲取和處理方面的優(yōu)勢，保障信息的準確和合理合法的應用，從而降低中小企業(yè)的融資約束。第三，促進科技金融環(huán)境對中小企業(yè)創(chuàng)新投入的直接效應。西部地區(qū)企業(yè)、制造業(yè)企業(yè)以及非國有企業(yè)除了享受科技金融帶來的由融資約束傳導的部分中介效應外，應該尋求科技金融的直接增益作用，利用合適的科技金融應用、產品和服務提高自身研發(fā)的轉化率，降低研發(fā)過程中的風險以及提高研發(fā)資金的回流效率?？萍冀鹑诓块T可以從產品和服務方面開拓科技金融應用場景，如創(chuàng)新保險、研發(fā)創(chuàng)意資本化等，提升中小企業(yè)創(chuàng)新投入的積極性。政府部門應加緊落實科技金融監(jiān)管政策的實施，配合區(qū)域政策完善各區(qū)域科技金融環(huán)境，使得科技金融的產品和服務更好地應用于中小企業(yè)，降低科技金融機構和中小企業(yè)的風險。