新疆金融支持對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的影響研究

梁榮平 許志杰 張小艷

（喀什大學 經(jīng)濟與管理學院,新疆 喀什 844000）

十九屆五中全會明確指出，科技創(chuàng)新是新時代中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的內(nèi)在需要，是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的核心驅(qū)動力。科技型中小企業(yè)是實現(xiàn)科技創(chuàng)新的重要參與者和實踐者，在我國經(jīng)濟發(fā)展中產(chǎn)生的新產(chǎn)品和創(chuàng)新技術有60%以上都來自科技型中小企業(yè)。然而科技型中小企業(yè)在發(fā)展的過程中面臨著融資、資源整合、金融排斥、信息甄別、委托代理等諸多方面的難題。尤其是新冠肺炎疫情發(fā)生以來，中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展受到了很大影響。朱武祥等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，在新冠肺炎疫情沖擊下，85%的中小企業(yè)現(xiàn)金余額無法維持3個月，存在較高的財務脆弱性[1]。

“十三五”規(guī)劃以來，新疆科技創(chuàng)新發(fā)展水平逐步提高。2021年，新疆創(chuàng)新能力綜合指數(shù)為21.11，屬于第三梯隊，低于全國平均創(chuàng)新能力綜合指數(shù)30.48，新疆科技創(chuàng)新發(fā)展與其他省份存在較大差距。因此，在當前的新發(fā)展格局下，如何實現(xiàn)新疆科技創(chuàng)新高質(zhì)量發(fā)展是亟待解決的問題?；诖?，本文通過分析科技型中小企業(yè)融資難的原因，探索金融支持與科技型中小企業(yè)創(chuàng)新之間的關系，采用協(xié)整檢驗和誤差修正模型來研究新疆金融支持對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的影響。

1 研究現(xiàn)狀

學者對于金融支持對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的影響，研究主要集中在科技型中小企業(yè)融資、金融支持促進中小企業(yè)創(chuàng)新的機制、金融支持對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新影響三個方面。

1.1 科技型中小企業(yè)融資

企業(yè)融資難是企業(yè)發(fā)展中遇到的一個重要難題，尤其是科技型中小企業(yè)。陳紅川（2014）認為中小企業(yè)由于規(guī)模小、抗風險能力弱等限制條件，企業(yè)在發(fā)展中會出現(xiàn)融資困難[2]。陳彪等（2021）認為中小企業(yè)可抵押擔保資產(chǎn)不足、中小企業(yè)與銀行之間的信息不對稱是企業(yè)融資難的主要原因[3]。陳非等（2019）提出金融體系不完善、融資渠道受限、科技成果轉(zhuǎn)化難、企業(yè)自身限制是中小企業(yè)融資難的主要原因[4]。為解決中小企業(yè)融資難的問題，學者們開始研究金融支持與中小企業(yè)融資的關系。魏成龍等（2020）提出通過拓寬融資渠道、降低融資成本、提升融資效率等方式來緩解企業(yè)融資難題，這些方式需要金融支持[5]。劉岱等（2020）認為政府制度創(chuàng)新、政策創(chuàng)新、規(guī)范科技型企業(yè)管理和信譽體系建設、提升金融機構金融創(chuàng)新服務、提高多部門的協(xié)作效率等方法可以緩解企業(yè)融資難題[6]。韓莉等（2021）研究表明，金融科技可以解決中小企業(yè)融資信息不對稱等關鍵問題，可運用金融科技解決中小企業(yè)融資問題[7]。

1.2 金融支持促進科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的機制

赫米斯等（2001）在金融發(fā)展與經(jīng)濟增長理論中指出金融發(fā)展會促進企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展，從而提高經(jīng)濟發(fā)展水平[8]。KING等（1993）構建了內(nèi)生性增長模型，發(fā)現(xiàn)提高金融服務質(zhì)量會推動技術創(chuàng)新[9]。莊毓敏等（2020）研究表明金融支持會促進企業(yè)的研發(fā)投入，尤其是在科技支出較低、人才短缺的地區(qū)更明顯，從而會提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，有效推動經(jīng)濟增長[10]。鐘騰（2019）認為金融支持通過緩解企業(yè)的外部融資約束，解決企業(yè)的融資難題，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出[11]。周振江等（2021）認為金融支持可以緩解企業(yè)的融資約束和信息約束，進而促進企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出[12]。柏建成等（2020）認為金融支持通過提供資金支持、加速基礎設施建設和知識人才培育等渠道促進科技創(chuàng)新[13]。黃國平等（2009）認為，金融支持通過化解和防范創(chuàng)新風險、提供信息處理和降低信息成本、提高儲蓄等渠道促進企業(yè)創(chuàng)新[14]。

1.3 金融支持對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的影響

熊彼特（1996）指出金融支持會推動企業(yè)的創(chuàng)新，金融會影響企業(yè)科技創(chuàng)新[15]。李云山等（2017）通過模糊綜合評價模型分析表明，各種金融政策支持對中小企業(yè)的融資、創(chuàng)新發(fā)展具有明顯的促進作用[16]。徐蕾等（2021）認為金融機構、政府的金融政策、金融基礎對中小企業(yè)創(chuàng)新有巨大的影響[17]。潘雅瓊等（2020）基于企業(yè)生命周期視角，建立固定效應模型，發(fā)現(xiàn)財政、資本市場、商業(yè)銀行、風險投資對科技型微小企業(yè)創(chuàng)新績效有著不同的促進作用，并且在企業(yè)不同的生命周期中，各個變量對企業(yè)創(chuàng)新的影響也不同[18]。楊荻等（2019）認為民族地區(qū)應通過完善金融體系、優(yōu)化金融體系、拓展融資渠道、推進微小企業(yè)信用擔保體系建設等路徑來促進企業(yè)創(chuàng)新[19]。

綜上所述，科技型中小企業(yè)由于自身的特點以及信息不對稱等原因?qū)е伦灾鲃?chuàng)新融資困難，而金融支持可以有效解決融資難的問題。此外，大量文獻探究了金融支持對企業(yè)創(chuàng)新的影響，研究表明金融支持可以促進科技型中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。但是，較少有文獻考察區(qū)域金融支持對企業(yè)創(chuàng)新的影響，尤其是對民族地區(qū)的研究。基于此，本文借鑒以往的研究，引入?yún)f(xié)整檢驗和誤差修正模型，采用新疆1996—2020年的時間序列數(shù)據(jù)進行實證研究，系統(tǒng)地考察新疆金融支持科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的機制以及影響，以期從理論上驗證和解釋西部地區(qū)金融支持創(chuàng)新體系的適用性和有效性，并為推動新疆經(jīng)濟社會發(fā)展，尤其是金融支持科技型中小企業(yè)的成長和創(chuàng)新提供參考借鑒。

2 新疆金融支持對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的影響實證分析

2.1 變量選取

本文選取的變量主要包括企業(yè)自主創(chuàng)新能力、金融發(fā)展規(guī)模、金融機構效率、從事科技活動人員數(shù)、科技支出。5個變量的說明如下。

2.1.1 被解釋變量

本文選取的被解釋變量為企業(yè)自主創(chuàng)新能力（PA）。衡量企業(yè)科技創(chuàng)新能力有很多標準，借鑒劉降斌等（2008）的研究，以專利申請量直觀地反映新疆科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新水平[20]。

2.1.2 核心控制變量

（1）金融發(fā)展規(guī)模（FC）。在經(jīng)濟發(fā)達的地區(qū)，通常用M2(貨幣存量)與GDP的比值，即金融相關比率來衡量一個地區(qū)的金融發(fā)展規(guī)模。劉降斌等（2008）認為金融相關比率不能較好地衡量我國的金融發(fā)展規(guī)模，而信貸規(guī)模能夠反映一個地區(qū)的資金來源和利用程度，因此用國內(nèi)信貸與保費收入之和與M2（貨幣存量)的比值來表示金融發(fā)展規(guī)模[20]。本文用國內(nèi)信貸、保費收入之和來衡量新疆金融發(fā)展規(guī)模。

（2）金融機構效率（EF）。金融機構效率反映的是金融中介能夠發(fā)揮金融資源配置功能的程度，將儲蓄資金轉(zhuǎn)化為貸款的效率。本文用全部金融機構各項貸款余額與全部金融機構各項存款余額之比來衡量金融機構效率。

2.1.3 控制變量

為了突出核心控制變量金融發(fā)展規(guī)模及金融機構效率的作用，借鑒已有的研究成果，本文增加從事科技活動人員數(shù)（TP）和科技支出（TS）為控制變量，來衡量企業(yè)自主創(chuàng)新投入力度。

2.2 數(shù)據(jù)來源與處理

本文主要研究新疆金融支持對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新能力的影響，基于數(shù)據(jù)的可得性，收集了新疆1996—2020年時間序列數(shù)據(jù)進行研究。各變量數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《新疆統(tǒng)計年鑒》。為了消除變量不同量綱帶來的數(shù)據(jù)差異，對所有的變量數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理。

2.3 實證分析

2.3.1 描述性分析

對本文所選的變量進行描述性統(tǒng)計分析，結果如表1所示。1996—2020年，金融機構效率對數(shù)的平均值為0.291 3，是所有變量中變化最小的變量，標準差為0.199 5。自主創(chuàng)新能力指標是變化最大的，平均值為7.567 6，標準差為1.140 6。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

2.3.2 平穩(wěn)性檢驗

在建立誤差修正模型前，需要對各個變量進行平穩(wěn)性檢驗，本文利用ADF檢驗法對企業(yè)自主創(chuàng)新能力、金融發(fā)展規(guī)模、金融機構效率、從事科技活動人員數(shù)、科技支出的原序列及一階差分序列進行單位根檢驗，以判定各個變量的平穩(wěn)性，ADF檢驗結果如表2所示。

表2 各變量單位根檢驗結果

由表2可知，在5%的臨界值下，PA、FC、EF、TP、TS的ADF統(tǒng)計量大于5%的臨界值，且對應的P值大于5%，故接受原序列存在單位根的原假設，5個序列為非平穩(wěn)序列。經(jīng)過一階差分后，△PA、△TP、△TS的ADF統(tǒng)計量小于5%的臨界值，P值小于5%的顯著性水平，即△PA、△TP和△TS通過了平穩(wěn)性檢驗，為平穩(wěn)序列。在10%的臨界值下，△FC、△EF通過了平穩(wěn)性檢驗，為平穩(wěn)序列，可以進行下一步的協(xié)整檢驗。

2.3.3 協(xié)整檢驗

由ADF單位根檢驗可知，原始序列是一階單整序列，為了進一步驗證變量之間的長期均衡關系，本文采用Johansen方法進行變量之間的協(xié)整檢驗。檢驗結果如表3所示，從中可以看出，在5%的顯著性水平下，PA、FC、EF、TP、TS之間存在至多4個協(xié)整方程。

表3 各變量協(xié)整檢驗結果

根據(jù)以上分析，可以得到以下協(xié)整方程：

上述方程是將PA作為被解釋變量，將FC、EF、TP、TS作為解釋變量的協(xié)整方程，括號內(nèi)為 t 統(tǒng)計量。從協(xié)整方程可以看出，金融發(fā)展規(guī)模、從事科技活動人員數(shù)對企業(yè)創(chuàng)新能力均有正向影響，而金融機構效率和科技支出對企業(yè)創(chuàng)新能力表現(xiàn)負向影響。

從協(xié)整方程的回歸系數(shù)來看，金融發(fā)展規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新能力的長期均衡彈性為1.025 1，即長期看來，金融發(fā)展規(guī)模每上漲1個單位，新疆企業(yè)創(chuàng)新能力上漲1.025 1個單位；從事科技活動人員數(shù)對企業(yè)創(chuàng)新能力的長期均衡彈性為0.171 8，即長期看來，從事科技活動人員數(shù)每上漲1個單位，新疆企業(yè)創(chuàng)新能力上漲0.171 8個單位。而金融機構效率和科技支出對企業(yè)創(chuàng)新能力具有負向影響，可能是因為新疆地區(qū)金融發(fā)展水平、資金轉(zhuǎn)換效率、配置創(chuàng)新資源的效率過低，導致金融中介機構在支持企業(yè)創(chuàng)新中沒有發(fā)揮很好的促進作用。其次是新疆中小企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展起步較晚，使得科研投入資金使用效率過低，從而導致科技支出對企業(yè)創(chuàng)新表現(xiàn)負向影響。

2.3.4 誤差修正模型分析

經(jīng)檢驗，被解釋變量PA與解釋變量FC、EF、TP、TS存在長期的均衡關系，可以利用誤差修正模型確定變量之間的短期動態(tài)關系。故可以建立如下ECM（誤差修正模型）模型。

根據(jù)誤差修正模型可以看到，修正后的回歸模型擬合度為0.668，誤差修正項系數(shù)為-1.075，誤差修正項為負，符合反向修正原則。當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項ecmt-1將以1.075的調(diào)整速度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。其次，新疆中小企業(yè)的科技創(chuàng)新能力受到自身前一期的影響，說明前期的企業(yè)創(chuàng)新能力會促進后期創(chuàng)新的發(fā)展。最后，新疆中小企業(yè)的科技創(chuàng)新能力受到當期金融發(fā)展規(guī)模、金融機構效率、從事科技活動人員數(shù)和科技支出的影響。

從回歸結果來看，新疆金融發(fā)展規(guī)模、從事科技活動人員數(shù)、科技支出短期內(nèi)會促進新疆企業(yè)創(chuàng)新能力提升，其中金融發(fā)展規(guī)模的影響最為顯著和積極，而金融機構效率短期內(nèi)對新疆企業(yè)創(chuàng)新能力具有負向的影響，新疆企業(yè)自身的科技創(chuàng)新能力對新疆整體的科技創(chuàng)新能力提供了正向的促進作用。

3 結論與政策建議

3.1 研究結論

基于1996—2020年的時間序列數(shù)據(jù)，采用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和誤差修正模型對新疆金融支持對科技型中小企業(yè)創(chuàng)新的影響進行實證研究。從實證結果可知，新疆金融發(fā)展規(guī)模、金融機構效率、從事科技活動人員數(shù)和科技支出與專利申請數(shù)存在著長期均衡關系。

從長期來看，金融發(fā)展規(guī)模與從事科技活動人員數(shù)對科技創(chuàng)新能力有正向影響；而金融機構效率和科技支出對科技創(chuàng)新能力存在負向影響。從影響程度來看，金融發(fā)展規(guī)模對科技創(chuàng)新能力影響最大，其次是從事科技活動人員數(shù)。從短期來看，新疆金融發(fā)展規(guī)模、從事科技活動人員數(shù)、科技支出短期內(nèi)會促進新疆企業(yè)創(chuàng)新能力提升，而金融機構效率短期內(nèi)對新疆企業(yè)創(chuàng)新能力具有負向的影響。

3.2 政策建議

通過以上結論可以看出，從長期來講，擴大金融發(fā)展規(guī)模、增加從事科技活動人員數(shù)量對提高新疆科技創(chuàng)新能力具有促進作用；短期來講，金融發(fā)展規(guī)模、創(chuàng)新能力的提高作用更明顯。因此，擴大金融發(fā)展規(guī)模，增加從事科技活動人員數(shù)，提高科技投入的數(shù)量和效率是促進中小企業(yè)創(chuàng)新最為有效的措施。故提出如下建議。

（1）支持新疆金融機構發(fā)展，擴大金融發(fā)展規(guī)模。當?shù)氐慕鹑跈C構對當?shù)氐慕鹑谡?、金融環(huán)境、金融發(fā)展和企業(yè)發(fā)展都比較熟悉，金融機構可利用大數(shù)據(jù)平臺分析企業(yè)的需求和承擔風險的能力，從而精確地為中小企業(yè)提供融資等服務，因此，應大力支持當?shù)亟鹑跈C構的發(fā)展。

（2）加大政府和金融機構對中小企業(yè)的扶持力度。金融支持可以有效地緩解中小企業(yè)融資難題。為提高新疆科技型中小企業(yè)的創(chuàng)新能力，政府應繼續(xù)加大對中小企業(yè)的科技投入，完善對中小企業(yè)的優(yōu)惠政策措施，監(jiān)督中小企業(yè)的投入與產(chǎn)出，提高科技投入資金的使用效率。其次，完善金融體制，創(chuàng)造金融支持科技型中小企業(yè)的良好環(huán)境。在新發(fā)展格局下，新疆在較長一段時間內(nèi)還是以商業(yè)銀行融資為主要的融資渠道。因此，商業(yè)銀行需要在金融服務、金融產(chǎn)品、機制等方面進行調(diào)整，從而快速分析企業(yè)需求，提高貸款的效率。并且商業(yè)銀行要對科技型中小企業(yè)防范風險的能力進行合理的分析，做到及時預警。

（3）全面提升新疆中小企業(yè)的綜合素質(zhì)。首先要引進大量創(chuàng)新型人才，科技型企業(yè)要積極地借助政府和科學計算，招聘經(jīng)驗豐富、高層次的科技型人才。其次是完善企業(yè)管理機構，規(guī)范企業(yè)財務管理制度，從而提高企業(yè)抵御風險的能力。最后是提高企業(yè)的核心競爭力，科技人員要加強科學技術創(chuàng)新，提高企業(yè)的創(chuàng)新效率和科研資金的使用效率，提高企業(yè)自身在市場的知名度，進而提高企業(yè)的融資及運營能力。