銀行業發展、異質企業與技術創新

周怡

摘要：基于2001—2013年滬深A股1471家上市公司及31個省級銀行業的非平衡面板數據，實證研究銀行業發展對企業創新的作用機制，結果表明：（1）各地區中銀行業競爭程度越激烈，地區企業技術創新越高，且這種正向效應在民營企業中更明顯；（2）中小型銀行在各地區銀行業占比越高，企業的技術創新水平越高，且這種正向效應在民營企業中更為明顯；（3）各地區銀行業中非國有銀行發展水平越高，越能夠促進民營企業技術創新，但這種影響對國有企業卻是負向的。

關鍵詞：銀行業發展；企業異質性；創新效應

文獻標識碼：A 文章編號：1002-2848-2017（03）-0066-11

一、引言

自改革開放以來，我國經濟持續快速增長，也因此被稱為“中國奇跡”。但是，近年來隨著我國人口紅利的逐漸消失，這種經濟增長模式已不具有可持續性，只有技術創新才能帶來可持續的經濟增長。企業是創新活動的主體，其創新水平的高低受各種因素的制約，制度層面的產權保護和文化價值，以及微觀層面的公司治理、企業規模等因素均會影響企業創新水平。相關研究表明，銀行業作為企業外部融資的主要來源，其發展水平是影響企業創新的關鍵因素。

迄今為止，國內學者已從三個方面對銀行業發展如何影響經濟增長進行了研究：第一，銀行業發展與經濟增長。林毅夫和姜燁認為銀行業的競爭程度與經濟增長呈顯著的正相關關系，而郭為則認為國有銀行的產權屬性導致其信貸資源配置效率低下，這些銀行的信貸并不全是指向經濟增長，而是考慮其它政治目的，但這是以犧牲經濟增長為代價的。第二，銀行業發展與企業信貸約束。林毅夫和李永軍、李志贊研究了中小銀行等金融機構的發展與增加小企業信貸的關系，吳軍和白云霞檢驗了我國銀行業制度改革對國有企業預算約束的影響，江偉和李斌考察了國有銀行對不同性質企業的差別貸款。而對銀行業發展與企業創新的關系較少研究，僅有李穎等、朱歡以及溫軍等x幾篇文章研究了銀行系統與其它金融機構譬如股票市場、保險公司以及債券市場相比，如何影響企業創新，但是并未深入剖析銀行業發展本身對企業創新的作用機制。

國外的相關研究也較為深入，可做如下總結：第一，銀行業發展對企業創新有促進效應。原因有二：一是銀行具有信息揭示的帕累托改進功能，便于企業與銀行之間的信息傳遞，而信息不對稱的降低有助于提高企業的創新水平；二是在銀行主導型的國家中，銀行與企業之間形成了密切的聯系，銀行擁有大量有關企業創新項目的信息，這便于其對企業創新中的代理行為進行監督和約束，從而提高企業的創新水平。第二，銀行業發展對企業創新有擠出效應。原因有這樣幾點：一是認為現代商業銀行由于追求規模和范圍經濟，大都使用科層制的復雜組織結構，過長的委托代理鏈條增加了信息的傳遞成本，在信息的產生和揭示方面并無明顯的比較優勢，因而往往對企業技術創新支持不夠；二是多數情況下企業在與銀行的交易中處于不利地位，銀行存在對企業的盤剝行為，銀行在利益分配中的強勢地位削弱了企業創新動力；三是風險方面的原因，由于企業創新活動的不確定性，天生具有風險規避屬性的銀行對高風險的企業創新投資缺乏內在動機，從而不利于企業創新活動；第三，銀行業競爭阻礙企業技術創新。國外有學者認為，市場上銀行之間的競爭加劇會降低商業銀行給予新創企業和小企業貸款的可能性，阻礙創新的發展。

值得注意的是，國外研究多以美歐等國企業創新活動為研究對象，較少涉及對中國樣本的分析。因為中國銀行業壟斷程度高而且國有和民營企業同時并存以及國有企業在信貸資源配給中通常會獲得較多傾斜等，所以中國的銀行業和公司具有不同于美歐等國的鮮明特征，以美歐等國為研究樣本的實證結論難以解釋中國現象。因此，本文試圖以中國樣本為研究對象，探討以下三個問題：第一，中國銀行業的發展是否提高了企業的技術創新水平？第二，銀行業發展的產權結構、規模結構以及競爭結構與技術創新的關系是否存在不同？第三，企業性質是否對銀行業發展的創新效應存在調節影響？

與現有文獻相比，本文的貢獻主要表現為以下幾個方面：第一，本文探討了中國銀行業發展的競爭結構、規模結構以及產權結構與企業創新之間的關系；第二，研究了不同產權性質的企業對銀行業發展創新效應的調節作用；第三，采用各地區銀行分支機構密度度量了銀行業的發展水平，并采用工具變量法解決相關的內生性問題。

本文其余內容安排如下：第二部分提出本文的分析思路和理論假說；第三部分是研究設計，主要包括樣本來源、變量選取及變量的描述性統計；第四部分是模型設定和實證結果分析；第五部分進行總結并提出政策建議。

二、研究框架與理論假說

自1911年熊彼特（Schumpeter）提出技術創新理論以來，有關技術創新的研究已取得了重大進展，多數文獻認為技術創新具有三個明顯特征：一是高額投入。技術創新活動從研發、中試到規模生產以及再到投放市場，需要源源不斷的高額資金投入。能否對結果不確定的項目進行持續的財務支持，就成為企業創新能否取得成功的關鍵決定因素。二是高度不確定性。這是一個被相關文獻多次強調的重要特征，主要包括創新過程和創新收益的不確定性以及由管理者和研發者的逆向選擇和道德風險問題所導致的不確定性。三是高度信息不對稱。創新企業對其技術前景和產品開發有比較充分的了解，而外部投資者則難以做到這一點，兩者之間存在嚴重的信息不對稱。

銀行業作為一種重要的金融中介，其發展可以促進企業技術創新水平的提高。原因有這樣幾個方面：第一，可以為技術創新提供資金。一是銀行可以吸引社會大量的小額資金并進行歸集，然后將其貸于企業，企業則可以將這些資金投向需要大規模投資的技術創新項目。二是銀行將閑散的資金聚集起來進行規模化的投資，可有效地分散創新項目的風險，避免創新風險的集中爆發。三是銀行采用這種信用創造方式為創新融資，可以將不同期限的資金和項目進行合理的匹配，從而為企業創新提供長期穩定的資金保障。第二，通過對信息的傳遞和處理，降低企業技術創新的信息不對稱性。關系型金融理論認為，銀行通過向企業提供貸款和其它金融服務，能夠產生信息揭示的帕累托改進，具有信息收集的規模經濟和范圍經濟。信息揭示的帕累托改進有助于銀行更好的評估并淘汰市場中的劣質項目而保留優質項目，從而有效提升技術創新項目的成功率。第三，銀行業發展可以緩解企業創新中的代理問題。原因有三：一是銀行可以通過簽訂信貸合約的方式實現對經營者的激勵約束；二是銀行通過分期貸款機制設計實現其對企業創新項目質量的控制；三是在日德等銀行主導型的國家中，銀行與企業之間形成了密切的聯系，能夠通過參加董事會等手段直接或間接參與企業的經營管理，這有助于銀行對企業經營者的創新活動進行更好的控制和監督。基于上述理論分析，本文提出如下假設：endprint

假說1：銀行業的發展可以提高企業的技術創新水平。

由于銀行業的競爭結構、規模結構和產權結構對經濟增長有顯著影響，接下來本文將分析其對企業創新的作用效果。

銀行業規模結構與企業技術創新。林毅夫等認為金融結構可以用大銀行和小銀行的相對規模來表示。經濟體中大銀行和小銀行的相對規模對企業技術創新的影響包括以下幾點：第一，銀行業中大銀行和小銀行的主要服務對象有所差別，大銀行主要為大企業提供資金貸款和交易結算等服務，而小銀行主要服務于小企業。第二，大銀行復雜的層級組織和冗長的信貸審批流程決定了大銀行無法支付識別中小企業信息的成本，因此，大銀行更傾向于向信息公開、能夠提供抵押等其它擔保物的大型企業貸款。而中小銀行的組織結構相對扁平化，信息比較容易傳達到貸款決策的制定者，這也就增加了中小企業獲得銀行貸款的可能性。第三，中小銀行的經營通常具有區域性特征，對區域內的企業和市場環境更加熟悉，更易于與同一區域內的企業建立長期的銀企關系并提供貸款，而全國性經營的大型銀行卻沒有這種優勢。

就銀行業競爭結構與企業技術創新，新古典經濟學理論認為，市場競爭能夠有效提高社會資源的配置效率，實現社會福利的最大化。Petersen andRajan提出，隨著商業銀行間競爭程度的加劇，資金市場上的信貸供給將會提高，從而增加了企業從銀行獲得貸款的概率，同時，商業銀行競爭的加劇也有利于企業以更低的價格從銀行處獲得貸款。波特的競爭理論也認為，企業與競爭對手爭奪客戶是企業經營中最直接也是最核心的競爭手段之一。對于銀行業來說，壟斷的市場結構會導致信貸資金供給的嚴重不足，具有壟斷勢力的大銀行會更加追逐大型和優質的集團客戶，而對中小創新企業置之不理。隨著銀行業市場競爭的加劇，市場中出現了更多的信貸供給者，除了大型的和優質的集團客戶之外，商業銀行會加強與普通的中小企業的合作，使得信貸資源的分配更加均衡。此外，由于我國市場經濟運行的不成熟，在很多經濟領域還存在大型國有企業，具有壟斷勢力的大型銀行更加喜歡追逐大型國有企業，而不重視對中小民營企業的技術創新支持，所以，銀行業市場競爭水平的加劇有利于民營企業為其創新活動融資。

就銀行業產權結構與企業技術創新的關系來看，La Porta曾總結出了兩種觀點：“發展的視角”和“政治的視角”。一方面，“發展的視角”認為，國有銀行相比民營銀行能更好的促進經濟增長，因為國有銀行在推動大型戰略性項目能發揮更好的正向作用；另一方面，“政治的視角”認為，國有持股控制銀行主要是為了促進就業、福利改善等政治目的，政府通過國有銀行資助并推動的項目往往是低效率的，是不利于生產效率的提升的。La Porta針對不同國家的實證檢驗，結果支持“政治的視角”，而Andrianova et al.采用更新的數據得出了支持“發展的視角”的結論。在中國這種市場經濟不發達的國家，銀行業發展的“政治的視角”獲得了更多的研究支持。長期以來，信貸資金并未流入創新效率更高的民營企業。國有企業往往是擁有“政治關系”的企業，其主要表現形式就是來自于國有銀行的信貸傾斜以及優惠貸款。Cull and Xu的研究指出，與政府有密切聯系的企業更有可能得到國有銀行的貸款。盧峰和姚洋也提出在過去十幾年里，由于中國銀行業中國有銀行的壟斷地位和國有銀行在信貸方面的所有制傾向，導致80%以上的銀行信貸資金集中流向創新效率較低的國有企業。國家的信貸指導政策對國有部分的優惠和對非國有部門的歧視是導致這一現象更為重要的原因。另外，雖然中小銀行能夠更為便利地服務非國有企業，但中小銀行的發展嚴重受制于國有銀行的主導地位。由此，如前所述，創新效率更高的非國有企業難以為其創新活動籌集充裕的資金。這一方面阻礙了非國有企業創新能力的提升，另一方面，提高了創新型行業的進入壁壘，削弱了行業內競爭程度。基于上述理論分析，本文提出如下假設：

假說2：中小銀行的發展可以提高企業的技術創新水平，且對民營企業的效果更為突出。

假說3：銀行業競爭程度的提升能夠促進企業技術創新，并且這種正向效應在民營企業中更加明顯。

假說4：非國有商業銀行的發展能夠促進非國有企業的技術創新。

三、研究設計

（一）數據來源

本文企業樣本選自我國滬深A股上市公司，借鑒溫軍和馮根福的做法，通過翻閱上市公司年報手工整理出上市公司的研發投人數據，上市公司年度報告來源于巨潮網，公司特征變量與行業特征變量數據來源于wind數據庫，部分指標通過現有數據進行計算得出，總共得到1471個企業樣本，剔除掉沒有披露研發數據的年份，總共得到9158個企業年非平衡面板數據樣本點。通過查詢《新中國50年統計資料匯編》以及2000-2013年《中國金融年鑒》獲取省級層面的銀行業數據，另外各省的分支機構數據通過手工查找中國銀監會網站上的銀行業分支機構許可證以及許可證下發時間，從許可證中篩選出各類商業銀行分支行一級機構數量的數據。本文主要篩選了各省、市、自治區每年的商業銀行的分行數量和支行數量，各省的面積數據來源于2001-2013年的《中國統計年鑒》。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

目前理論界主要采用如下兩種方法衡量企業技術創新水平：一是創新投入，衡量指標為人均研發支出或研銷比（研發支出與銷售額的比值）；二是創新產出，可用專利申請數量、新產品開發數量以及授權的數量來量化。由于銀行業主要通過提供資金增加企業的創新投入而影響企業創新，因此本文選擇企業研銷比作為企業技術創新的代理變量，記為RDint。

2.解釋變量

（1）銀行業規模結構。為了衡量各地區銀行業的規模結構，本文用各地區中、農、工、建、交、郵政儲蓄銀行等六大行分支行機構數量衡量各地區大型銀行的發展程度，用各地區全部商業銀行分支行數量減去中、農、工、建、交、郵政儲蓄等六大銀行的分支行數量衡量各地區中小商業銀行的發展程度。最后，用各地區中小商業銀行分支行數量除以各地區全部商業銀行的分支行數量衡量各地區銀行業中中小銀行所占的比重，記為Js.s。（2）銀行業競爭結構。本文借鑒Jayaratne and Strahant2sj的做法，以我國各省份商業銀行分支機構的面積密度作為各地區銀行業競爭程度的代理變量，其中各省份分支機構數量統計口徑為商業銀行在各省份開設的分行一級、支行一級的數量之和，記為CS。（3）銀行業產權結構。本文用各地區股份制銀行和城市商業銀行的分支行面積密度衡量各地區非國有銀行的發展程度，記為NSOB。（3）銀行業發展總水平。為前述三項指標的因子加權和，記為DOB。endprint

3.控制變量

（1）公司特征變量：①公司規模，表示為Lns&e，為公司總資產的對數；②資本結構，表示為Leve，為公司資產負債率；③盈利能力，記為ROA，為公司資產報酬率；④營運能力，用公司的存貨周轉率、總資產周轉率以及應收賬款周轉率來表示，分別記為TAT，ITR、TOR；⑤償債能力，用公司的利息保障倍數，流動比率和速動比率表示，分別記為COV，LDR、SDR；⑥成長能力，選取公司的主營業務增長率作為指標來衡量，記為GMP；⑦企業內部現金流量，用公司的經營活動現金流量凈額/總資產表示，記為CASH；⑧企業性質，以虛擬變量Nature表示企業性質，1代表國有企業，0代表民營企業；⑨企業經營年限，用各年份減去企業設立的年份，記為Age。（2）行業特征變量：借鑒溫軍和馮根福的做法，用行業資產報酬率、行業財務杠桿、行業M/B示，分別記為Ln+ROA、Ln_leve、Ln_M/B。控制變量名稱及定義如表1所示。

（三）描述性統計

表2為關鍵變量的描述性統計結果。由表2可知，全樣本企業中RDint的最大值為0.5763，最小值是0，樣本的標準差為0.0463，這表明樣本企業的R&D投入差距較大，離散程度較高。并且企業RDint在2010年之后呈現逐年微增的趨勢，2010-2013年企業RDint的平均比值分別為0.0384、0.0417、0.0478、0.0496。同時，通過國有企業和民營企業的對比可以看出，民營企業相對國有企業有著更高的研發投人強度，其中，國有企業的最大值為0.4720，民營企業的最大值為0.5763，說明我國國有企業的技術創新投入要低于民營企業。表2的描述性統計還表明，各地區銀行業分支行面積密度CS的平均值為0.0361個/平方公里，其中銀行業分支行面積密度最大的為上海市，在2013年，上海市平均每平方公里分布有0.5121家銀行分支行，銀行分支行面積密度最小的為西藏自治區，在2001年，西藏自治區平均每平方公里分布有0.0001家銀行分支行。而各地區分支行面積密度可以看出，一般沿海較發達地區的銀行分支機構密度會更大，同時，各地區銀行分支行面積密度呈逐年遞增的趨勢。各地區中小銀行分支行占比SS的平均值為0.4080，即平均各地區每10個銀行分支行中就有4個屬于是中小商業銀行的分支行。其中，占比最小的是西藏自治區，從2002年到2005年，西藏自治區的中小銀行分支行占比都只有0.0556，即西藏自治區平均每10個銀行分支行中只有0.5個屬于是中小商業銀行的分支行；占比最大的是2013年的新疆自治區，新疆自治區當年的中小銀行分支行比重達到0.73，即新疆自治區平均每10個銀行分支行中就有7.3個屬于是中小商業銀行的分支行。總體來說，各地區中中小銀行分支行的比重保持著緩慢遞增的趨勢。此外，NSOB的最小值0是西藏自治區，目前西藏地區只有西藏銀行一家城市商業銀行存在；最大值為2013年的上海，表明上海地區每平方公里分布著0.14個股份制銀行和城商行的分支行。同時可以看出，各地區之間的銀行業國有化程度較為離散，說明我國銀行業國有化程度存在明顯的地區差異。表2的相關性分析結果表明，企業的研銷比RDint與關鍵的解釋變量CS、SS、DOB以及NSOB都存在著正向相關關系，并且與CS、DOB、NSOB顯著正相關。這對前述命題提供了基本支持。

四、實證分析

（一）模型設定

本文運用非平衡面板數據模型，實證檢驗銀行業發展總水平及其競爭結構、規模結構以及產權結構對企業技術創新的影響效應。依據Hausman檢驗結果，本文采用固定效應模型進行回歸。構建如下模型：

（二）實證分析

表3為銀行業發展對企業創新的回歸結果。其中，模型1、模型3、模型5以及模型7分別描述了不控制企業性質時，ss、CS、NSOB和DOB對lnRDint的回歸結果，而模型2、模型4、模型6和模型8則分別報告了控制企業性質后，CS、SS、NSOB以及DOB對lnRDint的回歸結果，這些模型考察了企業性質的調節效應。從表3的回歸結果中可以看出，控制變量中Lnsize、Age、GMP、TAT以及TOR等對被解釋變量有比較顯著的影響，譬如，Lnsize的回歸系數顯著為負，這意味著企業規模越大，其技術創新能力越弱；Age對被解釋變量有著顯著的正向效應，表明企業經營年限對其技術創新能力有正向促進作用；GMP的回歸系數說明企業成長性越好時，其進行技術創新的投入越少，篇幅所限，其它控制變量的回歸結果不予贅述。

就解釋變量的回歸結果來看，模型1的回歸表明，銀行業中中小銀行的比重SS對企業技術創新有著不顯著的正向效應，系數為0.066。但模型2的結果顯示，加入企業性質的變量后，SS的回歸系數顯著為正，系數達到0.138，說明模型1中SS系數的不顯著可能是由于企業性質的不同所導致的。實證結果表明，在民營企業中，各地區銀行業中中小銀行的比例每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業的RDint就在原有基礎上增加13.8%，而在國有企業中，各地區銀行業中中小銀行的比例每增加一個單位，企業的RDint反而在原有基礎上減少7.8%（0.138-0.216），說明各地區銀行業中中小銀行的比例越高，越能夠促進企業的技術創新投入，但是這種正向促進效應主要是對于民營企業，對國有企業則是負向的作用，假設2得到驗證。造成這種結果的原因在于我國的大型商業銀行普遍存在追逐大型客戶，尤其是國有企業，因為大型往往經營資質較好、信譽較高，銀行為降低風險而選擇“嫌貧愛富”，尤其是國有企業潛在的政府信用擔保使得國有企業成為大型銀行競相追逐的客戶，而中小銀行與大型銀行相比，在大型企業客戶面前并不具備比較優勢，因此中小銀行會選擇更多的服務于中小企業或者民營企業從而與大型銀行競爭。所以，各地區銀行業中中小銀行比重越高，民營企業往往能夠得到更多的支持，從而提高其技術創新能力。endprint

關于銀行業的競爭結構CS變量，模型3的回歸表明，銀行業地區分支行密度CS對企業技術創新有著顯著的正向效應，系數為1.290。而且模型4的結果還顯示，銀行業的競爭結構CS變量對不同性質的企業具有不同的影響，加入企業性質變量后，用于表征民營企業回歸效果的CS的回歸系數仍顯著為正，其值達到1.474，而國有企業的回歸系數卻為負的0.266，該值在0.05的水平下是顯著的，說明各地區銀行業競爭程度越高，越能夠促進民營企業的技術創新投入，而對國有企業卻產生了負向作用。這可能是因為當地區中銀行的分支機構密度較高時表明當地銀行業的競爭結構較為激烈，此時企業在銀企關系中相對處于強勢地位，其議價能力顯著提高，尤其是對民營企業來說，因此提高了銀行給企業貸款的可能性，從而增強企業的技術創新水平。這驗證了假設3的基本命題。

模型5的回歸結果表明，非國有銀行發展水平NSOB對企業技術創新有著顯著的正向效應，系數為3.130。但模型8的結果顯示，企業性質的調節效應為負，NSOB與Nature的交叉項的系數為-4.815。結果表明，在民營企業中，各地區非國有銀行分支行面積密度每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業的RDint就在原有基礎上增加4.086個單位，而在國有企業中，各地區銀行業國有銀行分支行面積密度每增加一個單位，企業的RDint反而在原有基礎上減少了0.729個單位（4.086-4.815）。說明各地區銀行業中非國有銀行發展水平越高，越能夠促進民營企業的技術創新，而對國有企業則是負向的作用，假設4得到驗證。這可能是因為地區中非國有銀行分支行密度越大，越說明該地區金融發展水平較高，對企業的技術創新也能提供更多的支持；但國有企業的系數要明顯小于民營企業，可能是因為如果地區非國有銀行發展水平較高，使得銀行競爭激烈從而促使非國有銀行加強與民營等中小企業的合作，所以在國有企業中這種正向促進效應有所減弱。

模型7的回歸結果表明，銀行業整體發展水平對企業技術創新有著顯著的正向效應，系數為3.386。但模型6的結果顯示，企業性質的調節效應為負，DOB與Nature的交叉項的系數為-3.438。結果表明，在民營企業中，各地區銀行業整體發展水平每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業的RDint就在原有基礎上增加3.733個單位，而在國有企業中，各地區銀行業整體發展水平每增加一個單位，企業的RDint只在原有基礎上減少0.005個單位（概率P值為0.29）。假設1得到驗證。

（三）穩健性檢驗

上文有關地區銀行業發展的變量對RDint面板數據模型的回歸是以各地區銀行業發展的嚴格外生性假定為條件。但也有學者認為這兩者之間并不遵循嚴格的外生性假定，而可能存在一定的內生性，因為企業技術創新水平較高的地區，往往經濟發展水平較高，而在經濟發達的地區其金融深化和金融自由化的程度通常越高，就可能會出現銀行業發展結構的不同，所以技術創新發展水平可能改變銀行業的發展。但由于本論文的樣本主要來自于我國滬深A股的上市公司，僅占到各地區企業總數量中很小的一部分，因此樣本中的上市公司對各地區經濟發展并不存在決定性的影響，所以這種內生性問題并不是很嚴重。但為了緩解這一可能的內生性問題。本文通過設計一個工具變量，然后運用工具變量法進行回歸，藉此解決本文可能存在的內生性問題。

我們參考國外學者Kortum and Lemer、Ueda and Hirukawa在研究風險投資與企業技術創新時采用的方法，針對我國銀行業發展過程中的政策變動事件設計一個工具變量，具體來說是設置工具變量IV，該變量的賦值方法為2001-2007年賦值0，2008-2013年賦值各地區2001-2007年銀行分支行面積密度CS的平均值。這樣賦值的原因在于通過梳理2001-2013年我國銀行業發展的重要政策發現，2006年銀行業監督管理委員會發布的《中資商業銀行行政許可事項實施辦法》中明確規定了各地城商行設立異地分行的基本條件，此項規定標志著各地區城商行跨區域發展的障礙正式消除，考慮到我國銀行業經營的行業特性，商業銀行設立一家分支行往往需要1-2年的審核周期，同時我們發現，全國的銀行業分支行面積密度CS在2008年有一個突然增大的現象（如圖1），因此本文以2008年為工具變量賦值的拐點。本文采用工具變量法進行穩健性檢驗的結果分別如表4，結果表明，在控制了模型的內生性后，模型回歸結果依然穩健。

表4是采用工具變量后的回歸結果。其中，模型1、3、5、7與模型2、4、6、8的區別同表3，分別描述了不控制和控制企業性質時，各解釋變量對對lnRDint的回歸結果。模型1的回歸結果表明，銀行業中中小銀行的比重對企業技術創新在0.1的顯著性水平下呈現正向效應，系數為0.078。但模型2的結果顯示.加入企業性質的變量后，SS的回歸系數顯著為正。系數達到0.184。實證結果表明，在民營企業中，各地區銀行業中中小銀行的比例每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業的RDint就在原有基礎上增加18.4%，而在國有企業中，各地區銀行業中中小銀行的比例每增加一個單位，企業的RDint反而在原有基礎上減少7.3%（0.184-0.257）.回歸結果與不加人工具變量相似，模型通過穩健性檢驗。

模型3的回歸結果表明，銀行業競爭程度對企業技術創新有著顯著的正向效應，系數為2.705。但模型4的結果顯示，加入企業性質的變量后.CS的回歸系數同樣顯著為正，系數達到1.655，但企業性質的調節項的回歸系數為-1.859，顯著為負，說明不同企業性質的企業的技術創新水平對銀行業競爭程度有著不同的反應。實證結果表明，在民營企業中，各地區銀行業分支行面積密度每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業的RDint就在原有基礎上增加1.476個單位，而在國有企業中，各地區銀行業分支行面積密度每增加一個單位，企業的RDint反而在原有基礎上減少0.204（1.655-1.859）個單位，回歸結果與不加入工具變量相似，模型通過穩健性檢驗。endprint

模型5的回歸結果表明，非國有銀行發展水平對企業技術創新有著顯著的正向效應，系數為9.380，要大于不加入工具變量的回歸系數。并且模型8的結果顯示，企業性質的調節效應同樣為負，NSOB與Nature的交叉項的系數為-6.538。結果表明，在民營企業中，各地區非國有銀行分支行面積密度每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業的RDint就在原有基礎上增加9.455個單位，而在國有企業中，各地區銀行業國有銀行分支行面積密度每增加一個單位，企業的RDint只在原有基礎上增加了2.917個單位（9.455-6.538），增加幅度要小于民營企業，模型通過穩健性檢驗。在控制了模型的內生性后，關鍵解釋變量除了系數大小有所變化外，基本沒有什么差異。

模型7的回歸結果表明，銀行整體發展水平對企業技術創新有著顯著的正向效應，系數為6.671，這個系數比不加工具變量的回歸結果要更大。并且模型6的結果顯示，企業性質的調節效應同樣為負，DOB與Nature的交叉項的系數為-3.543，這個系數與不加工具變量的回歸結果相差不大。加人工具變量后的回歸結果表明，在民營企業中，各地區銀行整體發展水平每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業的RDint就在原有基礎上增加5.983個單位，而在國有企業中，各地區銀行整體發展水平每增加一個單位，企業的RDint只在原有基礎上增加2.44個單位（5.983-3.543），同樣要小于民營企業的增幅，說明加入IV變量后，回歸結果與不加入IV相似，模型通過穩健性檢驗。因此，總體來說，模型的回歸結果是穩定的。

五、主要結論及政策建議

本文借鑒技術創新與金融中介理論，構建了一個銀行業發展與企業技術創新的理論框架，分別從銀行業規模結構、競爭結構、產權結構等角度出發，研究了銀行業發展對企業創新的作用機制，并基于我國31個省市自治區的銀行業數據以及2001-2013年滬深A股1471家上市公司的非平衡面板數據，采用面板數據模型和工具變量法對理論結論進行了實證研究，結果表明：（1）各地區中小銀行的分支機構比重越高，對民營企業的技術創新越有利，但對國有企業會產生顯著的負向效應。（2）各地區銀行業的分支機構密度越高，企業的技術創新水平越強，這種正向激勵主要體現在民營企業中，而國有企業的這種關系是負向的。（3）各地區中非國有銀行的比重增加，則民營企業的技術創新水平提高。由于歷史和制度原因，國有商業銀行往往承擔著一定的政治任務，國有商業銀行的信貸資源需要更多向當地國有企業傾斜，使得民營企業的信貸資源受到擠占。而非國有銀行卻不會承擔這種政治任務，出于銀行利益的角度會將部分信貸資源給予民營企業，從而促進民營企業的技術創新。

依據實證研究的結論，本文提出以下政策建議：（1）各地區應該鼓勵中小銀行的發展，避免社會的信貸資源集中在若干大型商業銀行之中。與大型企業相比，我國中小型企業往往具有更強的技術創新動力，但因為中小企業仍處于發展的成長階段，從經營業績和信譽兩方面分析都難以得到大型商業銀行的支持，所以股份制銀行、城市商業銀行等中小型銀行的大力發展能夠幫助中小企業和民營企業獲取相對更多的信貸資源，從而達到支持中小企業和民營企業技術創新的目的。（2）國家應該支持和鼓勵商業銀行之間的競爭，以此提升整個銀行業的競爭程度。銀行業的競爭程度對銀企在合作中的地位關系具有直接影響。商業銀行的經營具有規模經濟效益，但壟斷的銀行業結構會對企業的發展形成擠出效應，表現為處于優勢的銀行會剝削企業經營獲取利潤，從而不利于企業技術創新活動的發展。（3）應該加大扶持民營銀行，促進銀行業的產權結構多元化發展。商業銀行作為獨立的企業化金融機構，不應該承擔過多的政治壓力，民營銀行因為其特殊的產權性質，使得其能夠實現真正的企業化治理，從而使得金融體系和金融資源分配更加市場化、提高資源配置的效率，提升社會的技術創新能力。

責任編輯、校對：李再揚endprint