金融錯(cuò)配與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新
——基于中國(guó)上市企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

李 健 管 煜 代昀昊

一、引言

黨的二十大報(bào)告指出：“堅(jiān)持創(chuàng)新在我國(guó)現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位。”在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展的戰(zhàn)略指引下，中國(guó)的創(chuàng)新意識(shí)逐漸加強(qiáng)，創(chuàng)新能力日益突出。R&D費(fèi)用支出從2007年的3 710.2億元增加到2021年的27 956.3億元，平均增長(zhǎng)速度高達(dá)約15.52%。在此期間，中國(guó)的專利申請(qǐng)數(shù)量與專利授權(quán)數(shù)量分別以年均15.54%和20.16%的速度迅速增加(1)原始數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。。世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織發(fā)布的《2022年全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》(2)全文報(bào)告下載網(wǎng)址：www.globalinnovationindex.org。顯示，中國(guó)的創(chuàng)新指數(shù)在國(guó)際上排名為第11位，中國(guó)成功進(jìn)入創(chuàng)新型國(guó)家行列，并且在創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出方面均已取得了較好的成績(jī)。但作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體的國(guó)家，中國(guó)創(chuàng)新指數(shù)排名并不理想，與前十名發(fā)達(dá)國(guó)家相比，中國(guó)的創(chuàng)新水平仍有較大的提升空間。從R&D費(fèi)用支出的來(lái)源上看，2021年中國(guó)的R&D費(fèi)用支出約78.0%來(lái)自于企業(yè)。中國(guó)若想提高自主創(chuàng)新能力，需堅(jiān)持企業(yè)作為技術(shù)創(chuàng)新的主體地位(段軍山和莊旭東，2021[1])。而且創(chuàng)新能夠決定企業(yè)的投資回報(bào)、比較優(yōu)勢(shì)以及市場(chǎng)價(jià)值，是企業(yè)快速發(fā)展的根本驅(qū)動(dòng)力(王玉澤等，2019[2])。因此，企業(yè)提升技術(shù)創(chuàng)新水平，是關(guān)系到自身發(fā)展的重大問(wèn)題，也是國(guó)家形成新發(fā)展格局的關(guān)鍵。企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新對(duì)資金的需求量大、風(fēng)險(xiǎn)性高，需要持續(xù)性資金和人力資本的投入(Hall，2002[3])。企業(yè)若想保證技術(shù)創(chuàng)新水平得以穩(wěn)步提升，不僅需要充足的自身資金儲(chǔ)備，還需要得到外部金融資源的支持。而政府對(duì)金融資源的壟斷和政策上“扶持強(qiáng)者”的傾向會(huì)導(dǎo)致金融資源在不同企業(yè)之間發(fā)生錯(cuò)配，使金融資源無(wú)法流進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新效率高的企業(yè)。金融錯(cuò)配不僅引起企業(yè)內(nèi)部資金不足，更抬高了企業(yè)進(jìn)行外源融資的門檻，破壞了金融市場(chǎng)公平競(jìng)爭(zhēng)的融資環(huán)境，進(jìn)一步阻礙了企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。

當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于由高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段的關(guān)鍵時(shí)期，需要著力提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是其核心。但中國(guó)的金融體系并不完善，金融市場(chǎng)資源配置扭曲導(dǎo)致的金融錯(cuò)配問(wèn)題存在于各個(gè)企業(yè)之中，這不禁引發(fā)我們對(duì)金融錯(cuò)配可能造成的后果進(jìn)行思考：金融錯(cuò)配是否對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升產(chǎn)生影響？若產(chǎn)生影響，是通過(guò)何種作用渠道？企業(yè)應(yīng)如何規(guī)避掉金融錯(cuò)配對(duì)技術(shù)創(chuàng)新可能產(chǎn)生的抑制效應(yīng)？在實(shí)現(xiàn)高水平科技自立自強(qiáng)、建設(shè)科技強(qiáng)國(guó)的新階段，解答以上問(wèn)題對(duì)中國(guó)實(shí)現(xiàn)全面建成社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)的目標(biāo)具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，本文從要素資源配置視角探究金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，不僅從理論上拓展了技術(shù)創(chuàng)新的影響因素研究范圍，也是對(duì)金融錯(cuò)配的經(jīng)濟(jì)學(xué)效應(yīng)現(xiàn)有研究的補(bǔ)充。當(dāng)前學(xué)術(shù)界關(guān)于要素資源配置問(wèn)題對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響研究大多從資源錯(cuò)配的創(chuàng)新效應(yīng)方向出發(fā)，事實(shí)上將要素資源細(xì)化后進(jìn)行研究更有利于找出影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的真實(shí)因素，這其中金融資源配置問(wèn)題更是研究的重中之重，而當(dāng)前鮮少有學(xué)者將關(guān)注點(diǎn)聚焦于此。本文的研究基于中國(guó)金融市場(chǎng)現(xiàn)狀，為學(xué)術(shù)界探究企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響因素提供了新思路。第二，本文從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個(gè)層面驗(yàn)證金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，這是從創(chuàng)新全過(guò)程綜合分析金融錯(cuò)配的技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)，有助于彌補(bǔ)和完善現(xiàn)有研究。學(xué)者們?cè)谘芯科髽I(yè)技術(shù)創(chuàng)新時(shí)大多從創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出單一視角出發(fā)，采取這樣的做法得出的結(jié)論可能與實(shí)際情況有所偏差。由于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入過(guò)程存在操作風(fēng)險(xiǎn)以及投入時(shí)間過(guò)長(zhǎng)等問(wèn)題，同一因素對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的影響可能并不相同，因此從單一視角往往難以洞悉企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新全貌?；趯?duì)研究結(jié)果可信性的考慮，本文綜合考察金融錯(cuò)配在投入和產(chǎn)出方面的創(chuàng)新效應(yīng)，對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)一步進(jìn)行了完善和補(bǔ)充。第三，從外部融資渠道和內(nèi)部資本管理兩個(gè)層面以融資約束、融資成本以及營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)三個(gè)視角深入分析金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制，在一定程度上彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究中的不足。既有文獻(xiàn)在衡量企業(yè)外部融資難度時(shí)，往往僅觸及融資約束或融資成本的其中一個(gè)方面，忽略了企業(yè)外部融資問(wèn)題是由這兩個(gè)因素共同決定的結(jié)果。本文在進(jìn)行基于企業(yè)外部融資角度的中介效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)，綜合使用融資約束和融資成本兩個(gè)變量，以此達(dá)到從融資約束和成本角度反映外部融資難度的目的，同時(shí)可使結(jié)論更為穩(wěn)健。此外，目前學(xué)術(shù)界對(duì)于金融錯(cuò)配影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新作用機(jī)制方面的研究，特別是對(duì)于同時(shí)考慮外部融資渠道和內(nèi)部資本管理的作用機(jī)制研究尤為匱乏。本文突破性地將營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)情況納入金融錯(cuò)配影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機(jī)制范疇，這不僅為提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平提供了思考方向，也為相關(guān)研究豐富了理論基礎(chǔ)。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

當(dāng)前國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的因素研究主要可以分成兩類：企業(yè)內(nèi)部因素和企業(yè)外部因素。其中，企業(yè)內(nèi)部因素包括企業(yè)規(guī)模(朱恒鵬，2006[4])、所有制結(jié)構(gòu)(陳林等，2019[5])、高管特征(虞義華等，2018[6])等；外部因素包括市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)(孔令文等，2022[7])、法律環(huán)境(黎文靖等，2021[8])、政府政策(熊凱軍，2023[9]；Doh和Kim，2014[10])、金融發(fā)展(Brown等，2009[11]；Hsu等，2014[12]；唐松等，2020[13])等。但在影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的外部因素中，學(xué)者們關(guān)于金融發(fā)展對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響研究較為豐富。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，多數(shù)學(xué)者傾向于支持金融發(fā)展能夠促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平提升的觀點(diǎn)。解維敏和方紅星(2011)[14]以及賈俊生等(2017)[15]采用中國(guó)上市公司微觀數(shù)據(jù)得出金融發(fā)展能夠顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新這一論斷。而鐘騰和汪昌云(2017)[16]以及Hsu等(2014)[12]的研究將金融市場(chǎng)分為信貸市場(chǎng)和股票市場(chǎng)，分別考察這兩種類型的市場(chǎng)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。前者發(fā)現(xiàn)相比于銀行業(yè)規(guī)模擴(kuò)大和市場(chǎng)化，股票市場(chǎng)在促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新方面的作用更為突出，而后者表明股票市場(chǎng)的發(fā)展能夠提高企業(yè)創(chuàng)新水平，信貸市場(chǎng)的發(fā)展可能會(huì)限制創(chuàng)新水平的提高。張杰和高德步(2017)[17]從規(guī)模層面、效率層面以及市場(chǎng)化層面綜合度量金融發(fā)展水平，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展的不同層面對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響具有顯著的差異，其中金融發(fā)展規(guī)模對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生正面影響，金融市場(chǎng)化對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響，而金融發(fā)展效率的影響并不太明顯。本文發(fā)現(xiàn)以上研究均是立足于傳統(tǒng)金融發(fā)展，而隨著近年來(lái)科技與金融的深度融合，催生出金融業(yè)新的發(fā)展形態(tài)——數(shù)字普惠金融，眾多學(xué)者對(duì)金融發(fā)展研究也拓展到數(shù)字普惠金融方向。如唐松等(2020)[13]、萬(wàn)佳彧等(2020)[18]研究均證實(shí)數(shù)字普惠金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。另外，針對(duì)金融發(fā)展對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，還有學(xué)者延伸至綠色金融方向，如王玉林和周亞虹(2023)[19]的研究表明綠色金融發(fā)展可以促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。

從以上研究可以看出，學(xué)者們通常是從正面視角來(lái)論證金融體系在企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新過(guò)程中的影響，而從反面視角進(jìn)行論證的研究相對(duì)匱乏。我國(guó)金融體系發(fā)展過(guò)程中存在著諸多的不足，這其中金融資源的錯(cuò)配更為突出。金融錯(cuò)配是指金融資源流向低效率部門，從而使金融資源配置無(wú)法達(dá)到帕累托最優(yōu)狀態(tài)(韓珣和李建軍，2020[20]；同小歌等，2022[21])。造成金融錯(cuò)配的主要原因是我國(guó)金融體系發(fā)展相對(duì)滯后，金融資源的分配權(quán)和定價(jià)權(quán)被政府和國(guó)有銀行控制而非市場(chǎng)(張杰等，2011[22]；張遼和范佳佳，2022[23])。戴靜和張建華(2013)[24]以及Cuariglia和Poncet(2008)[25]認(rèn)為政府主導(dǎo)金融體系使市場(chǎng)形成嚴(yán)重的兩極分化：國(guó)有企業(yè)雖然擁有獲取資源的“特權(quán)”，但是研發(fā)動(dòng)力不足，致使大量資源被閑置。相反，民營(yíng)企業(yè)創(chuàng)新效率更高，卻得不到充足的金融資源。

金融錯(cuò)配具有極強(qiáng)的傳導(dǎo)性和影響力，對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)產(chǎn)生重大的影響。政府通過(guò)壟斷金融資源控制權(quán)對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行干預(yù)，造成企業(yè)之間獲得資源的數(shù)量相差懸殊，最終使資源沒(méi)有流向高效率的企業(yè)。中小企業(yè)創(chuàng)新效率更高，卻得不到充足的金融資源支持創(chuàng)新(戴魁早和劉友金，2016[26])。信息不對(duì)稱和信貸歧視又成為中小企業(yè)進(jìn)行外部融資的“攔路虎”，且創(chuàng)新產(chǎn)出成果本身又具有一定的滯后性，因此中小企業(yè)更加注重短期利益，將資金用到短期項(xiàng)目，擠占了R&D活動(dòng)投入。與中小企業(yè)不同，國(guó)有企業(yè)備受政策偏愛(ài)，憑借多元化的融資方式獲得超出實(shí)際所需的金融資源(戴靜和張建華，2013[24]；李曉龍等，2017[27])。并且諸多研究表明，國(guó)有企業(yè)普遍創(chuàng)新效率低下，研發(fā)惰性強(qiáng)(同小歌等，2022[21])。因此，金融資源大量涌入國(guó)有企業(yè)，卻不能物盡其用，造成資源浪費(fèi)。由上述對(duì)不同所有制企業(yè)融資能力的分析發(fā)現(xiàn)，金融資源的配置方向與企業(yè)創(chuàng)新所需投入方向背道而馳，極大程度限制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的投資規(guī)模。政府對(duì)金融資源的壟斷還可能會(huì)誘發(fā)企業(yè)通過(guò)與政府建立尋租聯(lián)系，以獲得低成本的要素資源(Claessens等，2008[28])。企業(yè)一旦因此獲得可觀的利潤(rùn)，進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)的熱情就會(huì)逐漸消散，抑制技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。另外，金融錯(cuò)配使要素價(jià)格發(fā)生扭曲，影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的投入成本和產(chǎn)出收益(康志勇，2014[29])。要素價(jià)格過(guò)高，企業(yè)無(wú)法獲得創(chuàng)新所需的資源，嚴(yán)重阻礙開(kāi)發(fā)和推廣新技術(shù)，不利于激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行持續(xù)性技術(shù)創(chuàng)新(張遼和范佳佳，2022[23])。企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)還需考慮風(fēng)險(xiǎn)因素，金融錯(cuò)配導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)風(fēng)險(xiǎn)難以得到準(zhǔn)確預(yù)估和分散，企業(yè)研發(fā)動(dòng)力受到抑制。綜上所述，金融錯(cuò)配會(huì)降低金融資源的利用效率，導(dǎo)致企業(yè)沒(méi)有得到適當(dāng)金融體系的支持，最終抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：金融錯(cuò)配抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。

對(duì)于金融錯(cuò)配影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在機(jī)制，諸多研究表明外部融資和內(nèi)部資本管理從中發(fā)揮了重要作用。朱紅軍等(2006)[30]和沈紅波等(2010)[31]的研究表明金融發(fā)展可通過(guò)降低信息不對(duì)稱程度和提高資源配置效率來(lái)緩解融資約束。而金融錯(cuò)配導(dǎo)致信息不對(duì)稱和資源配置低效問(wèn)題嚴(yán)峻，使企業(yè)在內(nèi)部資金不足的情況下融資約束更為嚴(yán)重。韓珣和李建軍(2020)[20]研究指出嚴(yán)重的金融錯(cuò)配加劇企業(yè)融資約束，首當(dāng)其沖的當(dāng)屬中小企業(yè)。良好的金融體系有助于減輕企業(yè)融資約束的壓力，解決研發(fā)投資的資金風(fēng)險(xiǎn)(解維敏和方紅星，2011[14])。陳海強(qiáng)等(2015)[32]的研究進(jìn)一步指出融資約束能夠?qū)夹g(shù)效率的提升產(chǎn)生負(fù)面影響。融資約束使企業(yè)資金不足，投資規(guī)?？s小。面對(duì)較強(qiáng)的融資約束時(shí)，企業(yè)更加青睞于短期見(jiàn)效快的項(xiàng)目，以至于技術(shù)創(chuàng)新處于偏低的水平。萬(wàn)佳彧等(2020)[18]研究指出融資約束會(huì)弱化企業(yè)創(chuàng)新激勵(lì)，并通過(guò)實(shí)證結(jié)果證實(shí)融資約束抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。在融資成本方面，金融錯(cuò)配會(huì)導(dǎo)致企業(yè)所面臨的要素價(jià)格上漲，使融資成本急劇攀升。企業(yè)若想在如此嚴(yán)重的信貸歧視下獲取稀缺的金融資源，便要被迫依靠非正規(guī)的金融機(jī)構(gòu)(韓珣和李建軍，2020[20])。諸如向高利貸機(jī)構(gòu)借款，實(shí)則等同于再次提高融資成本，使企業(yè)進(jìn)退維谷。而高昂的融資成本使企業(yè)研發(fā)成本提高，進(jìn)而導(dǎo)致創(chuàng)新利潤(rùn)降低(康志勇，2014[29]；郭田勇和孫光宇，2021[33])。并且外部融資成本越高，企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)的動(dòng)力越小，不利于擴(kuò)大創(chuàng)新規(guī)模和提高創(chuàng)新水平。另外，企業(yè)若是根據(jù)優(yōu)序融資理論進(jìn)行融資，應(yīng)該首選債務(wù)融資(郭田勇和孫光宇，2021[33])。而李平和季永寶(2014)[34]指出銀行信用融資對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用顯著超越企業(yè)內(nèi)部融資和債券融資。即所謂最優(yōu)的融資方式卻無(wú)法最大程度促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，從側(cè)面證實(shí)了融資困難對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的不利影響之大。金融錯(cuò)配還會(huì)改變企業(yè)內(nèi)部資本的使用方式，從而影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。鞠曉生等(2013)[35]認(rèn)為當(dāng)企業(yè)面臨資金困難問(wèn)題時(shí)，上市企業(yè)完全可通過(guò)調(diào)整內(nèi)部資金的使用方式來(lái)減輕資金問(wèn)題對(duì)創(chuàng)新投資的影響。鑒于營(yíng)運(yùn)資本具有調(diào)整成本低、流動(dòng)性強(qiáng)的特點(diǎn)(徐晨陽(yáng)等，2017[36])，企業(yè)面對(duì)金融錯(cuò)配時(shí)，為了最大限度保障企業(yè)資產(chǎn)損失最小化，便會(huì)首先考慮調(diào)整營(yíng)運(yùn)資本投資。倘若企業(yè)通過(guò)此方法應(yīng)對(duì)金融錯(cuò)配，則依據(jù)營(yíng)運(yùn)資本投資對(duì)其他投資的平滑作用，營(yíng)運(yùn)資本變動(dòng)方向與創(chuàng)新投資方向此起彼伏(鞠曉生等，2013[35])。具體而言，企業(yè)對(duì)營(yíng)運(yùn)資本投資削減得越多，便對(duì)創(chuàng)新投資削減得越少；反之亦然。受到金融錯(cuò)配影響的企業(yè)營(yíng)運(yùn)資本不斷波動(dòng)，為了維持正常的運(yùn)轉(zhuǎn)，營(yíng)運(yùn)資本需要保持在適量的水平上。因此企業(yè)削減營(yíng)運(yùn)資本投資的力度將十分有限，營(yíng)運(yùn)資本也便不再對(duì)企業(yè)平滑其他投資起到良好的調(diào)整效果，最終使創(chuàng)新投資無(wú)法得到相應(yīng)的保障，技術(shù)創(chuàng)新水平的提高受到嚴(yán)重阻礙。根據(jù)上述分析，金融錯(cuò)配改變外部融資渠道和內(nèi)部資本管理方式進(jìn)而影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：金融錯(cuò)配通過(guò)融資約束、融資成本以及營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)計(jì)量模型設(shè)定

1.基準(zhǔn)模型。

根據(jù)研究假設(shè)，本文參考段軍山和莊旭東(2021)[1]、李春濤等(2020)[37]的研究從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出視角構(gòu)建如下計(jì)量模型以檢驗(yàn)金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響：

Yit=a0+a1FMit+a2controls+δj+θt+εit

(1)

其中，下角標(biāo)i、j、t依次代表企業(yè)、行業(yè)和年份；Yit代表企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，包括技術(shù)創(chuàng)新投入(RD)、技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent、Patent_Award)；FMit代表金融錯(cuò)配；controls代表控制變量合集，包括公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、固定資產(chǎn)占比(Fixed)、企業(yè)年齡(FirmAge)、企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)、盈利能力(ROE)、股權(quán)集中度(Top1)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)(Indep)；δj、θt代表行業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)上文研究假設(shè)，基準(zhǔn)回歸模型主要關(guān)注核心解釋變量FMit前的系數(shù)a1。若FMit的系數(shù)顯著為負(fù)，則表明金融錯(cuò)配抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，即假設(shè)1成立。

2.中介效應(yīng)模型。

本文參考溫忠麟等(2005)[38]、宋敏等(2021)[39]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序——逐步回歸法，驗(yàn)證金融錯(cuò)配是否通過(guò)融資約束、融資成本以及營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)來(lái)作用于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新：

Mit=b0+b1FMit+b2controls+δj+θt+εit

(2)

Yit=c0+c1FMit+c2Mit+c3controls+δj+θt+εit

(3)

其中，Mit為中介變量，包括融資約束(WW)、融資成本(TTM)、營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)(DWC)；其余變量含義同基準(zhǔn)模型。具體檢驗(yàn)程序如下：第一步，檢驗(yàn)金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)，觀察模型(1)中的系數(shù)a1；第二步，檢驗(yàn)金融錯(cuò)配對(duì)中介變量Mit的影響，觀察模型(2)中的回歸系數(shù)b1；第三步，同時(shí)檢驗(yàn)金融錯(cuò)配、中介變量對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，觀察模型(3)中的回歸系數(shù)c1、c2。中介效應(yīng)的判斷：若系數(shù)a1在統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，且系數(shù)b1、c2都顯著，則存在中介效應(yīng)；若b1、c2中至少有一個(gè)系數(shù)不顯著，則需通過(guò)Sobel檢驗(yàn)判斷b1×c2的顯著性。若中介效應(yīng)存在，則假設(shè)2成立。

(二)變量設(shè)定和指標(biāo)構(gòu)建

1.被解釋變量。

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新(RD、Patent、Patent_Award)。已有文獻(xiàn)對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的研究多從投入或產(chǎn)出兩個(gè)角度出發(fā)，本文也將參照多數(shù)學(xué)者的研究思路，將投入和產(chǎn)出同時(shí)納入研究范疇，全面討論金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入一般用研發(fā)支出或研發(fā)人數(shù)。Brown等(2009)[11]使用研發(fā)支出金額的增減變化來(lái)反映企業(yè)創(chuàng)新所受的影響。同小歌等(2022)[21]的研究也指出，研發(fā)支出作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)，與產(chǎn)出成果存在直接聯(lián)系。綜上研究，本文選擇研發(fā)支出作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標(biāo)。以研發(fā)支出測(cè)度技術(shù)創(chuàng)新時(shí)，段軍山和莊旭東(2021)[1]選擇研發(fā)支出金額對(duì)數(shù)值衡量企業(yè)創(chuàng)新投入，而解維敏和方紅星(2011)[14]則采用研發(fā)支出對(duì)總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化來(lái)衡量企業(yè)創(chuàng)新投入。本文參考以上學(xué)者的研究思路，以研發(fā)支出金額加1后取對(duì)數(shù)(RD)作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的代理變量；研發(fā)支出對(duì)總資產(chǎn)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化(RD2)用于替代原被解釋變量中的投入指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的方式有無(wú)形資產(chǎn)增量、專利申請(qǐng)量及授權(quán)量。由于上市企業(yè)的無(wú)形資產(chǎn)存在大量缺失數(shù)據(jù)，因此本文放棄使用無(wú)形資產(chǎn)增量。受數(shù)據(jù)缺失問(wèn)題限制，本文綜合使用專利申請(qǐng)量和專利授權(quán)量從創(chuàng)新產(chǎn)出視角衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，這樣的做法也可以作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)的手段?？紤]到部分樣本企業(yè)沒(méi)有從事創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)，專利數(shù)量為0，且可能存在厚尾現(xiàn)象，故用專利申請(qǐng)量和授權(quán)量分別加1后取對(duì)數(shù)(Patent、Patent_Award)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量。根據(jù)《中華人民共和國(guó)專利法》中對(duì)專利的劃分方法，專利在分為發(fā)明專利與非發(fā)明專利(實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì))的基礎(chǔ)上，分別加1取對(duì)數(shù)(Patentinv、Patentnon、Patent_Awardinv、Patent_Awardnon)，用于后文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.解釋變量。

金融錯(cuò)配(FM)。金融錯(cuò)配是指金融資源流向低效率部門，從宏觀和微觀兩個(gè)層面對(duì)經(jīng)濟(jì)與金融產(chǎn)生不利影響，從而使社會(huì)或企業(yè)無(wú)法達(dá)到帕累托最優(yōu)(韓珣和李建軍，2020[20]；同小歌等，2022[21])。金融錯(cuò)配的衡量指標(biāo)主要有各地區(qū)的金融市場(chǎng)化指數(shù)與基準(zhǔn)指數(shù)的差值(李曉龍等，2017[27])、國(guó)有經(jīng)濟(jì)的銀行貸款份額(俞穎等，2017[40])和資金使用成本與行業(yè)平均成本的偏離程度(邵挺，2010[41]；同小歌等，2022[21])。本文研究?jī)?nèi)容為金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，因此衡量指標(biāo)聚焦于微觀企業(yè)層面數(shù)據(jù)。鑒于金融錯(cuò)配實(shí)質(zhì)是金融資源向“有效配置”的偏離，本文選擇企業(yè)資金使用成本與行業(yè)平均成本偏離程度作為度量金融錯(cuò)配的指標(biāo)更為合適。通過(guò)借鑒邵挺(2010)[41]、張遼和范佳佳(2022)[23]的研究思路，本文選擇企業(yè)資金使用成本與行業(yè)平均成本的比值再減1(FM)作為核心解釋變量金融錯(cuò)配的衡量指標(biāo)，其中企業(yè)資金使用成本以利息支出與扣除應(yīng)付賬款的負(fù)債之比賦值。而韓珣和李建軍(2020)[20]以及同小歌等(2022)[21]的研究，直接以企業(yè)資金使用成本與行業(yè)平均成本的差值(FM2)作為衡量金融錯(cuò)配的標(biāo)準(zhǔn)，也可在一定程度上反映金融錯(cuò)配水平，因此本文參考此方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

3.中介變量。

融資約束(WW)。目前學(xué)術(shù)界對(duì)于企業(yè)融資約束的度量方法尚未統(tǒng)一，已有的衡量方式中具代表性的有SA指數(shù)(Hadlock和Pierce，2010[42]；鞠曉生等，2013[35]；萬(wàn)佳彧等，2020[18])、KZ指數(shù)(Kaplan和Zingales，1997[43])和WW指數(shù)(Whited和Wu，2006[44]；陳曉紅和高陽(yáng)潔，2013[45]；鞠曉生等，2013[35]；鄧可斌和曾海艦，2014[46])。鄧可斌和曾海艦(2014)[46]的研究指出，WW指數(shù)能夠較好契合融資約束的內(nèi)涵，以此測(cè)算股權(quán)與債務(wù)融資約束更為合理。陳曉紅和高陽(yáng)潔(2013)[45]的研究指出，WW指數(shù)通過(guò)對(duì)大樣本的模型估計(jì)規(guī)避了樣本選擇問(wèn)題、內(nèi)生性問(wèn)題以及由托賓Q引發(fā)的測(cè)量誤差。因此，本文從衡量企業(yè)層面融資約束的有效性及與其他指數(shù)相比的優(yōu)勢(shì)性綜合考慮，最終選擇WW指數(shù)作為融資約束的代理變量。

融資成本(TTM)。目前衡量企業(yè)融資成本的方法沒(méi)有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，部分學(xué)者采用利息支出進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的方式，如趙宸宇和李雪松(2017)[47]的研究將利息支出除以營(yíng)業(yè)收入衡量融資成本?？紤]到利息支出作為融資成本的一部分，無(wú)法全面表現(xiàn)出企業(yè)融資所需成本大小，融資成本還包括了融資過(guò)程中產(chǎn)生的其它費(fèi)用(如手續(xù)費(fèi)等)，于是有部分學(xué)者利用更為全面的財(cái)務(wù)費(fèi)用指標(biāo)測(cè)算融資成本。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，以企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用率即財(cái)務(wù)費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入之比來(lái)衡量融資成本是常見(jiàn)的做法。唐松等(2020)[13]的研究指出，財(cái)務(wù)費(fèi)用率能夠從側(cè)面反映出企業(yè)融資所需支付的詳細(xì)費(fèi)用。肖文和薛天航(2019)[48]的研究則指出企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用率是重要的會(huì)計(jì)科目，其數(shù)值越大說(shuō)明融資成本越高。因此，本文使用企業(yè)財(cái)務(wù)費(fèi)用率指標(biāo)作為企業(yè)融資成本的代理變量。

營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)(DWC)。在涉及企業(yè)營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)的測(cè)算時(shí)，多數(shù)學(xué)者采用了流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債這兩個(gè)指標(biāo)，但具體做法不盡相同。徐晨陽(yáng)等(2017)[36]以流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債的差額在總資產(chǎn)中的占比反映營(yíng)運(yùn)資本變動(dòng)情況。鞠曉生等(2013)[35]研究指出，營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)以當(dāng)期與上期營(yíng)運(yùn)資本的差額來(lái)測(cè)算，其中營(yíng)運(yùn)資本為流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債的差值。由于本文為了驗(yàn)證調(diào)整營(yíng)運(yùn)資本投資對(duì)削弱企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投資是否起到緩沖作用，所以參考鞠曉生等(2013)[35]研究中的做法，以流動(dòng)資產(chǎn)與流動(dòng)負(fù)債的差額賦值營(yíng)運(yùn)資本，以當(dāng)期與上期營(yíng)運(yùn)資本之差刻畫營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)情況。

4.控制變量。

參考段軍山和莊旭東(2021)[1]、李春濤等(2020)[37]關(guān)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的研究，本文從公司特性、財(cái)務(wù)狀況以及公司治理等方面引入了如下控制變量：公司規(guī)模(Size)，用總資產(chǎn)對(duì)數(shù)值衡量。資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，用總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值衡量。固定資產(chǎn)占比(Fixed)，用固定資產(chǎn)在總資產(chǎn)中的占比衡量。企業(yè)年齡(FirmAge)，用當(dāng)前年份減公司成立年份加1后取對(duì)數(shù)衡量。企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)，用營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率衡量。盈利能力(ROE)，用凈資產(chǎn)收益率衡量。股權(quán)集中度(Top1)，用第一大股東持股比例衡量。董事會(huì)結(jié)構(gòu)(Indep)，用董事會(huì)中獨(dú)立董事數(shù)量占比衡量。

(三)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2007—2021年中國(guó)上市A股2 585家企業(yè)作為研究初始樣本，基于數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性與代表性問(wèn)題，具體做如下篩選：剔除金融行業(yè)等具有投資性質(zhì)的企業(yè)；剔除ST、*ST企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)部分缺失的企業(yè)，并保留至少連續(xù)三年沒(méi)有缺失值的企業(yè)樣本。本文對(duì)連續(xù)型變量做了上下1%水平的縮尾處理以克服異常值和極端值對(duì)研究結(jié)論的影響。最終，本文得到2 585家上市企業(yè)樣本，共22 382個(gè)觀測(cè)值。本文研究上市企業(yè)層面數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(四)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果分析

表2列出了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。由表2可知，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的代理變量RD均值為8.540，最大值為13.406，最小值為2.054，標(biāo)準(zhǔn)差為1.707，說(shuō)明不同企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入水平存在較大差異。同時(shí)，以Patent與Patent_Award衡量的產(chǎn)出水平也得到類似結(jié)論，意味著不同企業(yè)之間的技術(shù)性創(chuàng)新水平參差不齊。另外，核心解釋變量金融錯(cuò)配FM的均值為0.076，最大值為10.368，最小值為-3.792，這說(shuō)明企業(yè)存在不同程度的金融錯(cuò)配現(xiàn)象較為普遍。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果分析

本文采用統(tǒng)計(jì)分析軟件Stata17.0對(duì)前文計(jì)量模型進(jìn)行回歸估計(jì)以檢驗(yàn)金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，結(jié)果見(jiàn)表3。其中，列(1)和列(2)的被解釋變量為RD，列(3)和列(4)的被解釋變量為Patent，列(5)和列(6)的被解釋變量為Patent_Award。列(1)、列(3)和列(5)為未包括控制變量的回歸結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)金融錯(cuò)配FM的系數(shù)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，這說(shuō)明無(wú)論是以創(chuàng)新投入還是以創(chuàng)新產(chǎn)出衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，均發(fā)現(xiàn)金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著的抑制作用，即金融錯(cuò)配程度越高，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平越低。列(2)、列(4)和列(6)為包括控制變量的回歸結(jié)果，本文發(fā)現(xiàn)金融錯(cuò)配FM的系數(shù)依舊在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，這表明金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新仍然是顯著的抑制作用。表3中的回歸結(jié)果表明，無(wú)論計(jì)量回歸模型中是否包含控制變量，金融錯(cuò)配FM的統(tǒng)計(jì)特征都沒(méi)有發(fā)生顯著的變化。這可能是因?yàn)槠髽I(yè)受到金融錯(cuò)配影響，致使內(nèi)部資金短缺、流動(dòng)性差，外部融資受到約束、融資成本高。為了追求最大利益，企業(yè)通常將有限的資金運(yùn)用到見(jiàn)效快的項(xiàng)目中。反觀周期長(zhǎng)、高成本、高風(fēng)險(xiǎn)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)在企業(yè)投資中不受歡迎，以至于技術(shù)創(chuàng)新水平的提升受到抑制。因此金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出產(chǎn)生了明顯的抑制作用，即假設(shè)1得到支持。

(二)穩(wěn)健性回歸結(jié)果分析

1.變換被解釋變量度量方式。

本文通過(guò)參考解維敏和方紅星(2011)[14]對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的測(cè)算方法，選用研發(fā)支出金額與總資產(chǎn)的比值(RD2)替代原被解釋變量中的技術(shù)創(chuàng)新投入(RD)進(jìn)行估計(jì)，以驗(yàn)證前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。同時(shí)根據(jù)《中華人民共和國(guó)專利法》規(guī)定，并參考段軍山和莊旭東(2021)[1]的做法，將專利按照發(fā)明專利與非發(fā)明專利(實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì))分組估計(jì)，進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性。具體做法如下：以發(fā)明專利、非發(fā)明專利的申請(qǐng)量和授權(quán)量分別加1后取對(duì)數(shù)(Patentinv、Patentnon、Patent_Awardinv、Patent_Awardnon)替代原被解釋變量中技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent、Patent_Award)進(jìn)行估計(jì)(3)受篇幅限制，文中未報(bào)告變換被解釋變量度量方式的穩(wěn)健性回歸結(jié)果，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。?；貧w結(jié)果與上文基本一致，金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平提升的抑制效應(yīng)顯著，說(shuō)明原結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.變換解釋變量度量方式。

為了驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文同樣對(duì)解釋變量的衡量指標(biāo)進(jìn)行了替換。通過(guò)參考同小歌等(2022)[21]、韓珣和李建軍(2020)[20]對(duì)金融錯(cuò)配的測(cè)算方法，選用企業(yè)的資金使用成本與行業(yè)平均成本之差(FM2)替換原解釋變量金融錯(cuò)配(FM)進(jìn)行估計(jì)(4)受篇幅限制，文中未報(bào)告變換解釋變量度量方式的穩(wěn)健性回歸結(jié)果，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。。回歸結(jié)果表明，無(wú)論采用何種方式測(cè)度金融錯(cuò)配，其對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新都具有顯著的抑制作用，這與上文基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，說(shuō)明原結(jié)論具有穩(wěn)定性。

3.更改樣本時(shí)間跨度。

考慮到2008年全球爆發(fā)金融危機(jī)以及2020年在中國(guó)正式爆發(fā)新冠疫情等突發(fā)事件，為了防止以上兩個(gè)重大事件的外部沖擊對(duì)本文實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生干擾，本文對(duì)全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行更改時(shí)間跨度處理以檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。為了保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性，本文剔除掉2011年前的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以考察排除金融危機(jī)影響后的金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響；剔除掉2019年后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，以考察排除新冠疫情影響后的金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響(5)受篇幅限制，文中未報(bào)告更改樣本時(shí)間跨度的穩(wěn)健性回歸結(jié)果，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。。結(jié)果顯示，分別排除掉金融危機(jī)與新冠疫情可能產(chǎn)生的干擾后，回歸結(jié)果與上文一致，說(shuō)明原結(jié)論具有穩(wěn)健性。為了使結(jié)論更具穩(wěn)定性，本文進(jìn)一步將金融危機(jī)與新冠疫情可能產(chǎn)生的影響同時(shí)規(guī)避掉再次進(jìn)行回歸，金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新仍然存在顯著的抑制作用。綜上分析，對(duì)總樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行更改時(shí)間跨度處理后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，體現(xiàn)出原結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4.工具變量法。

盡管本文在構(gòu)建計(jì)量回歸模型分析金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響時(shí)加入了一系列控制變量來(lái)降低內(nèi)生性問(wèn)題產(chǎn)生的影響，但雙向因果關(guān)系也可能導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題。因此，本文采用工具變量法(兩階段最小二乘法)來(lái)緩解內(nèi)生性問(wèn)題帶來(lái)的影響。本文首先選用核心解釋變量金融錯(cuò)配的滯后一階(FM1)作為工具變量進(jìn)行回歸分析。一方面，內(nèi)生變量與其滯后一階高度相關(guān)，當(dāng)期金融錯(cuò)配水平會(huì)受到上一期金融錯(cuò)配水平的影響，符合工具變量與內(nèi)生變量的相關(guān)性要求；另一方面，技術(shù)創(chuàng)新屬于企業(yè)內(nèi)部決策行為，上一期的金融錯(cuò)配對(duì)其并無(wú)直接影響，故滿足外生性要求。由表4列(1)、列(3)和列(5)第一階段的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量值遠(yuǎn)大于10，說(shuō)明不存在弱工具變量的問(wèn)題。由列(2)、列(4)和列(6)可以看出第二階段的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致，說(shuō)明原結(jié)論是可靠的。

本文還參考王玉澤等(2019)[2]的研究思路，選擇城市層面的平均金融錯(cuò)配水平(mean1_FM)作為工具變量，這是因?yàn)槟硞€(gè)城市的金融錯(cuò)配水平不僅能夠反映出該城市金融資源的配置情況，又與企業(yè)個(gè)體的金融錯(cuò)配高度相關(guān)，因而滿足相關(guān)性假設(shè)；同時(shí)，一個(gè)城市的金融錯(cuò)配平均值與企業(yè)個(gè)體內(nèi)部技術(shù)創(chuàng)新情況無(wú)關(guān)，進(jìn)而也滿足外生性假設(shè)。以上說(shuō)明工具變量選擇城市層面的金融錯(cuò)配平均值來(lái)衡量是合理的。由表5列(1)、(3)和(5)可以發(fā)現(xiàn)，第一階段F統(tǒng)計(jì)量值都遠(yuǎn)大于10，說(shuō)明工具變量的選擇滿足要求。同時(shí)，由列(2)、(4)和(6)的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，金融錯(cuò)配對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用并沒(méi)有發(fā)生改變，證明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。為了全面驗(yàn)證結(jié)論的可靠性，本文還參考了胡海峰等(2020)[49]對(duì)于工具變量的測(cè)度方法，在刻畫城市的金融錯(cuò)配程度時(shí)進(jìn)一步剔除掉本企業(yè)的樣本。由于該城市中其他企業(yè)平均金融錯(cuò)配水平與該企業(yè)金融錯(cuò)配有相關(guān)性，但不會(huì)直接影響到該企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，便得到了另外一種有效的工具變量衡量方法(mean2_FM)，本文發(fā)現(xiàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果依然是穩(wěn)健的(6)受篇幅限制，文中未報(bào)告工具變量法三的穩(wěn)健性回歸結(jié)果，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。。

五、作用機(jī)制分析

(一)以融資約束為中介變量的回歸結(jié)果分析

本文參考溫忠麟等(2005)[38]的研究思路，主要采用逐步回歸方法檢驗(yàn)中介效應(yīng)的存在，并參考宋敏等(2021)[39]的研究思路，以Sobel檢驗(yàn)法作為補(bǔ)充，保證中介效應(yīng)的可信性。按照逐步回歸的檢驗(yàn)流程，第一步需要檢驗(yàn)金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)。表6中列(1)、列(4)和列(7)的結(jié)果表明，系數(shù)a1在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明金融錯(cuò)配顯著抑制技術(shù)創(chuàng)新的總效應(yīng)成立。第二步，加入中介變量融資約束(WW)后對(duì)模型(2)進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)解釋變量金融錯(cuò)配對(duì)中介變量融資約束的影響。如列(2)、列(5)和列(8)檢驗(yàn)結(jié)果所示，金融錯(cuò)配對(duì)融資約束的影響系數(shù)b1均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正。第三步，檢驗(yàn)融資約束是否在金融錯(cuò)配抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的過(guò)程中起到中介作用。列(3)、列(6)和列(9)的結(jié)果顯示，融資約束的系數(shù)c2均顯著為負(fù)，說(shuō)明融資約束對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出均產(chǎn)生負(fù)向影響。綜上逐步回歸結(jié)果可知，融資約束在金融錯(cuò)配和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間發(fā)揮中介作用。同時(shí)Sobel檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了融資約束中介效應(yīng)的存在。因此，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

(二)以融資成本為中介變量的回歸結(jié)果分析

表7報(bào)告了融資成本(TTM)中介效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。依舊采用前文的檢驗(yàn)程序，可發(fā)現(xiàn)系數(shù)b1顯著為正，說(shuō)明金融錯(cuò)配導(dǎo)致企業(yè)從事融資活動(dòng)的成本不斷攀升。接下來(lái)分析融資成本對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，盡管列(6)和列(9)所示的系數(shù)c2不顯著，但根據(jù)Sobel檢驗(yàn)Z值的顯著性特征，仍然可以得出融資成本作為中介變量的間接效應(yīng)成立的結(jié)論。融資成本提高能夠顯著抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平提升，主要原因是融資成本攀升使企業(yè)固有的融資結(jié)構(gòu)遭到破壞，進(jìn)而使企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的成本提高。企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策往往會(huì)對(duì)長(zhǎng)期性、高成本、高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目產(chǎn)生排斥，因此企業(yè)削減研發(fā)性支出，產(chǎn)出也隨之減少。此外，唐松等(2020)[13]研究指出融資成本的提高實(shí)質(zhì)為可用資金減少，這無(wú)疑會(huì)抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的活力。綜上，我們證實(shí)了融資成本中介效應(yīng)存在，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

(三)以營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)為中介變量的回歸結(jié)果分析

表8報(bào)告了營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)(DWC)中介效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。按照前文的檢驗(yàn)程序，營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)中介效應(yīng)通過(guò)了逐步回歸檢驗(yàn)與Sobel檢驗(yàn)。我們觀察到各個(gè)變量回歸系數(shù)的特征，發(fā)現(xiàn)營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)隨金融錯(cuò)配同方向變動(dòng)，即金融錯(cuò)配導(dǎo)致?tīng)I(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)加劇。營(yíng)運(yùn)資本具有調(diào)整成本低的特點(diǎn)，并且調(diào)整過(guò)程可逆(徐晨陽(yáng)等，2017[36])。金融錯(cuò)配使企業(yè)融資受到阻礙，負(fù)債水平降低，導(dǎo)致企業(yè)營(yíng)運(yùn)資本在未來(lái)不斷波動(dòng)。而列(3)、列(6)和列(9)的結(jié)果顯示，營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系顯著為負(fù)，表明營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)越大對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面影響越大。鞠曉生等(2013)[35]研究指出營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新存在抑制作用。企業(yè)調(diào)整營(yíng)運(yùn)資本的初衷是為了保護(hù)如創(chuàng)新研發(fā)一樣成本高的投資不被削減，而金融錯(cuò)配使企業(yè)營(yíng)運(yùn)資本投資低于正常水平，為了維持企業(yè)正常運(yùn)轉(zhuǎn)，營(yíng)運(yùn)資本投資的削減空間縮小。營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)的提高進(jìn)一步表明了企業(yè)對(duì)營(yíng)運(yùn)資本投資的削減量不足，因此企業(yè)減少對(duì)營(yíng)運(yùn)資本的投資來(lái)保全創(chuàng)新投資的愿望落空，技術(shù)創(chuàng)新水平提升受到阻礙。營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)為中介變量的間接效應(yīng)成立，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

六、異質(zhì)性分析

(一)基于企業(yè)所有權(quán)視角

金融資源在不同所有權(quán)的企業(yè)之間分配不均衡，導(dǎo)致金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響也存在差異，因此本文按照所有權(quán)性質(zhì)將企業(yè)分組進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表9。我們發(fā)現(xiàn)，在非國(guó)有企業(yè)樣本中金融錯(cuò)配對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，表明金融錯(cuò)配會(huì)阻礙非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。而對(duì)于國(guó)有企業(yè)而言，金融錯(cuò)配對(duì)技術(shù)創(chuàng)新沒(méi)有顯著的抑制作用。這與汪偉和潘孝挺(2015)[50]的研究結(jié)果一致，并且他們指出，隨著政府持股比例減少，金融要素扭曲對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的抑制作用增強(qiáng)。針對(duì)上述差異形成的原因，可從企業(yè)融資能力、抗風(fēng)險(xiǎn)性等角度進(jìn)行闡釋。非國(guó)有企業(yè)信息不對(duì)稱問(wèn)題嚴(yán)峻，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)大，易受到信貸歧視，以至于在進(jìn)行外部融資時(shí)處于劣勢(shì)地位，資源錯(cuò)配會(huì)提高非國(guó)有企業(yè)的生產(chǎn)成本和要素成本(李旭超等，2017[51])，因此面對(duì)金融錯(cuò)配引發(fā)的資金問(wèn)題和不確定性，非國(guó)有企業(yè)可能會(huì)優(yōu)先投資短期利潤(rùn)大的項(xiàng)目，侵占原本用來(lái)研發(fā)的資源。與之相反，國(guó)有企業(yè)的融資渠道廣，政府擔(dān)保力度大，抵御風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)(萬(wàn)佳彧等，2020[18])。即使受到一定程度的金融錯(cuò)配影響，國(guó)有企業(yè)仍可憑借其資金儲(chǔ)備充足的優(yōu)勢(shì)，有實(shí)力抵御資金短缺的沖擊，保全對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的投資。綜上所述，金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響在不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)之間存在明顯差異，其中非國(guó)有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新受到的負(fù)面影響更大。

(二)基于行業(yè)技術(shù)特質(zhì)視角

企業(yè)所處行業(yè)的經(jīng)營(yíng)范圍常與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)密切相關(guān)，因此本文借鑒王玉澤等(2019)[2]的研究思路，依據(jù)《國(guó)民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類》標(biāo)準(zhǔn)，將總樣本企業(yè)分為高技術(shù)企業(yè)與非高技術(shù)企業(yè)(7)將醫(yī)藥制造業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)，計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，電信、廣播電視和衛(wèi)星傳輸服務(wù)業(yè)，互聯(lián)網(wǎng)和相關(guān)服務(wù)業(yè)，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，專業(yè)技術(shù)服務(wù)業(yè)，生態(tài)保護(hù)和環(huán)境治理業(yè)9類樣本企業(yè)劃為高技術(shù)行業(yè)。，分組討論金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，回歸結(jié)果見(jiàn)表10。本文發(fā)現(xiàn)無(wú)論是高技術(shù)企業(yè)還是非高技術(shù)企業(yè)，金融錯(cuò)配都將抑制技術(shù)創(chuàng)新水平的提升。而通過(guò)觀察表中回歸系數(shù)，我們可以發(fā)現(xiàn)金融錯(cuò)配對(duì)高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響較大，而對(duì)創(chuàng)新投入的影響較小。存在以上差異的主要原因是，高技術(shù)企業(yè)資金儲(chǔ)備充足，實(shí)力雄厚，抵御風(fēng)險(xiǎn)能力更強(qiáng)。技術(shù)創(chuàng)新作為高技術(shù)行業(yè)最基本的特征，也是資金的主要投向，并且高技術(shù)企業(yè)會(huì)受到政府扶持，即使受到金融錯(cuò)配影響也得以盡量維持正常的創(chuàng)新投入水平。段軍山和莊旭東(2021)[1]的研究指出，高技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新投入是其生產(chǎn)的剛需。以上充分證明了高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入受其他因素影響程度較低。相比之下，非高技術(shù)企業(yè)不以創(chuàng)新研發(fā)為主，對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的投資意愿低(李春濤等，2020[37])，受到金融錯(cuò)配影響時(shí)，更傾向于投資到其他成本低的項(xiàng)目而削減創(chuàng)新投資。因此，非高技術(shù)企業(yè)面對(duì)的金融錯(cuò)配對(duì)技術(shù)創(chuàng)新投入的負(fù)向影響更大。但對(duì)于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出而言，由于高技術(shù)企業(yè)以研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)為主，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)更大，故高技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平受到金融錯(cuò)配的抑制效應(yīng)更大。由此可見(jiàn)，金融錯(cuò)配對(duì)高技術(shù)企業(yè)提高創(chuàng)新產(chǎn)出水平的抑制作用更強(qiáng)。綜上，金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響在不同行業(yè)技術(shù)特質(zhì)的企業(yè)間存在差異，即對(duì)高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響更大，對(duì)投入的影響相對(duì)較小。

表1 模型變量設(shè)定

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4 穩(wěn)健性回歸結(jié)果：工具變量法一

表5 穩(wěn)健性回歸結(jié)果：工具變量法二

表6 作用機(jī)制回歸結(jié)果：WW為中介變量

表7 作用機(jī)制回歸結(jié)果：TTM為中介變量

表8 作用機(jī)制回歸結(jié)果：DWC為中介變量

表9 異質(zhì)性回歸結(jié)果：按所有權(quán)性質(zhì)分組

表10 異質(zhì)性回歸結(jié)果：按行業(yè)技術(shù)特質(zhì)分組

七、研究結(jié)論與啟示

本文以2007—2021年中國(guó)A股上市企業(yè)為研究對(duì)象，從企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出雙重視角考察金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。本文得到如下研究結(jié)論：

第一，在樣本觀測(cè)期內(nèi)，無(wú)論從創(chuàng)新投入視角還是創(chuàng)新產(chǎn)出視角，均發(fā)現(xiàn)金融錯(cuò)配顯著地抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。為了驗(yàn)證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用變換被解釋變量和解釋變量度量方式、更改樣本時(shí)間跨度以及考慮變量?jī)?nèi)生性問(wèn)題等多種方式進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)金融錯(cuò)配抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平提升這一結(jié)論并沒(méi)有發(fā)生顯著的變化。

第二，金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響在不同企業(yè)所有權(quán)和行業(yè)技術(shù)特質(zhì)方面表現(xiàn)出顯著的異質(zhì)性特征。金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在非國(guó)有企業(yè)中具有顯著的抑制作用，而對(duì)國(guó)有企業(yè)沒(méi)有顯著的抑制作用?；谛袠I(yè)技術(shù)特質(zhì)視角分析，金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的抑制作用在投入和產(chǎn)出兩個(gè)方面也具有差異性。具體表現(xiàn)為，金融錯(cuò)配對(duì)高技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出影響更大，而對(duì)投入影響更小。

第三，從企業(yè)外部融資渠道和內(nèi)部資本管理視角，發(fā)現(xiàn)融資約束、融資成本、營(yíng)運(yùn)資本波動(dòng)均在金融錯(cuò)配抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中發(fā)揮中介效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)，其一，金融錯(cuò)配加劇企業(yè)融資約束，導(dǎo)致企業(yè)外部融資受阻，從而抑制技術(shù)創(chuàng)新。其二，金融錯(cuò)配導(dǎo)致企業(yè)從事融資活動(dòng)的成本不斷攀升，不利于企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。其三，金融錯(cuò)配使?fàn)I運(yùn)資本投資削減量降低，導(dǎo)致創(chuàng)新投資無(wú)法得到相應(yīng)的保障，對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新造成阻礙。

根據(jù)以上結(jié)論，本文得到如下啟示：(1)積極推進(jìn)我國(guó)金融體系市場(chǎng)化進(jìn)程，建立以市場(chǎng)為導(dǎo)向的金融資源配置機(jī)制。政府應(yīng)當(dāng)減輕對(duì)利率的管制，加快利率市場(chǎng)化改革，使要素價(jià)格能夠真實(shí)反映市場(chǎng)中的供需關(guān)系，充分發(fā)揮價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制。打破國(guó)有企業(yè)對(duì)金融資源的壟斷地位，需要政府轉(zhuǎn)變立場(chǎng)。在金融資源的分配過(guò)程中，政府應(yīng)減少對(duì)金融資源的支配和所有制歧視，使金融資源能夠在不同所有制企業(yè)之間合理高效地流動(dòng)。(2)應(yīng)當(dāng)保持企業(yè)內(nèi)部資金的穩(wěn)定性，并提高外部融資能力。為了企業(yè)能夠從容應(yīng)對(duì)資金難題，政府應(yīng)當(dāng)提供優(yōu)惠的稅收政策予以支持。政府對(duì)中小企業(yè)實(shí)施優(yōu)惠的稅收政策不僅能夠激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活力，還可減少內(nèi)部資金的波動(dòng)，從而穩(wěn)定對(duì)創(chuàng)新的投入。提高企業(yè)融資能力依賴于金融市場(chǎng)建設(shè)，如推廣多樣化信貸產(chǎn)品和金融服務(wù)能夠有效拓寬企業(yè)融資渠道。企業(yè)也應(yīng)加強(qiáng)自身建設(shè)，如不斷優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)，提高自身信用等級(jí)以便獲得更多信貸資源，以及通過(guò)建立完整的信息披露制度、加強(qiáng)與金融機(jī)構(gòu)的合作來(lái)減輕信息不對(duì)稱對(duì)融資的消極影響。(3)政府需要關(guān)注金融錯(cuò)配對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響在不同所有制企業(yè)和行業(yè)技術(shù)特質(zhì)方面的差異，做到因地制宜。具體來(lái)看，各地政府應(yīng)當(dāng)根據(jù)實(shí)際情況，明晰知識(shí)產(chǎn)權(quán)制度，有針對(duì)性和有所側(cè)重地推進(jìn)金融要素的市場(chǎng)化改革，支持金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展。促進(jìn)金融資源流入非國(guó)有企業(yè)，充分提高企業(yè)創(chuàng)新活力和生產(chǎn)效率。打破行業(yè)、部門的技術(shù)壁壘，促進(jìn)企業(yè)之間知識(shí)共享和人才流動(dòng)，從而更好地支持企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新。