信貸尋租、金融錯配及其對企業(yè)創(chuàng)新行為影響

一 引 言

技術創(chuàng)新是國家經(jīng)濟增長最持久的源泉，也是提升國家經(jīng)濟實力和未來增長優(yōu)勢的重要引擎。隨著我國經(jīng)濟從高速增長向高質(zhì)量增長的轉(zhuǎn)變，創(chuàng)新驅(qū)動已經(jīng)成為當前經(jīng)濟發(fā)展的核心戰(zhàn)略。近些年，我國科技創(chuàng)新領域取得了一些成果。如2018年世界知識產(chǎn)權組織以及美國康奈爾大學等組織發(fā)布了2018年全球創(chuàng)新指數(shù)排行榜，中國首次進入前20名。但與美國等發(fā)達國家相比，我國整體創(chuàng)新水平仍然存在大而不強、多而不優(yōu)的情況。我國實現(xiàn)2020年進入創(chuàng)新型國家行列的戰(zhàn)略目標仍然任重而道遠。然而，技術創(chuàng)新項目的高風險、信息不對稱以及投資期限長等特點，使得企業(yè)在創(chuàng)新融資時易遭遇融資歧視難題(Hall和Lerner，2010[1]；王棟和趙志宏，2019[2]) 。銀行是企業(yè)獲取穩(wěn)定、持續(xù)外部資金的重要來源，金融資源的獲取對企業(yè)創(chuàng)新而言尤為重要(馬光榮等，2014[3]；劉錫良和文書洋，2019[4])。

處于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中的企業(yè)，有效率的金融市場是影響其創(chuàng)新的重要因素(余靜文，2014)[5]。然而在正式制度不健全的轉(zhuǎn)軌制國家，資金相對稀缺而政府官員、金融機構(gòu)人員擁有較大的權力，再加上缺乏有效的監(jiān)督機制，導致這些官員手中的權力被尋租的情況盛行(Shleifer和Vishny,1998)[6]。在制度缺失的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟中，企業(yè)樂于鉆營銀企關系等，通過賄賂銀行管理部門人員獲得稀缺的信貸資源以促進自身發(fā)展(Claessens et al.,2008)[7]。企業(yè)利用信貸尋租，加快金融機構(gòu)審批的速度，讓原本通過正式機制難獲得貸款的企業(yè)輕易獲得充足的金融資源，短期內(nèi)緩解企業(yè)所受的融資約束，成為企業(yè)創(chuàng)新行為的“潤滑劑”。然而，信貸尋租也有可能成為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的“絆腳石”。由于企業(yè)的資本要素投入量有限，在面臨融資約束時，企業(yè)創(chuàng)新投資激勵降低(Aghion et al.，2012)[8]，企業(yè)利用信貸尋租獲取金融資源，增加了企業(yè)的融資成本和運營成本，為了提高短期收益，企業(yè)家會將金融資源配置于收益短平快的項目，而擠出配置于周期長的創(chuàng)新活動，導致企業(yè)創(chuàng)新投入不足。胡杰和劉思婧(2015)[9]研究認為，當前我國金融市場的配置對企業(yè)創(chuàng)新能力無顯著促進作用。那么我國金融資源的配置效率究竟如何？利用信貸尋租所獲取的金融資源，對企業(yè)創(chuàng)新而言到底是“潤滑劑”還是“絆腳石”？

本文利用2009-2014年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的數(shù)據(jù)，考察經(jīng)濟轉(zhuǎn)型條件下信貸尋租對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，為我國金融市場改革對微觀企業(yè)的影響提供直接證據(jù)。本文的理論貢獻主要體現(xiàn)在：(1)研究揭示了在金融市場不發(fā)達以及法制不健全的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型環(huán)境下，信貸尋租等非正式機制是金融資源錯配產(chǎn)生的主要原因，還分析了金融資源配置失效的傳導機制。(2)重點研究金融資源配置效率對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，與現(xiàn)有基于融資約束視角研究金融資源配置與企業(yè)創(chuàng)新的文獻明顯不同，本文以創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為例，深入分析金融資源錯配的產(chǎn)生機制及其對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，拓寬了研究視野。(3)研究結(jié)論表明金融資源錯配導致企業(yè)運營和交易成本上升，使企業(yè)研發(fā)面臨更高的風險，擠出對創(chuàng)新活動的金融資源分配，并且降低創(chuàng)新行為對企業(yè)績效的貢獻。這一結(jié)論為當前金融市場資源配置水平提供了實證檢驗，也對未來金融市場改革具有一定的參考價值。

二 理論分析與研究假設

自熊彼特開創(chuàng)企業(yè)家創(chuàng)新研究以來，企業(yè)家才能一直被認為是推動經(jīng)濟增長的最重要因素(Schumpeter，1934)[10]。Baumol(1990)[11]擴展了熊彼特的分析框架，指出企業(yè)家才能在一切社會都是存在的，只不過在不同的制度環(huán)境，企業(yè)家才能會在生產(chǎn)性活動或非生產(chǎn)性活動之間進行配置，以便獲取最大的利益。

(一)信貸尋租與金融錯配之間的傳導機制

創(chuàng)新是企業(yè)獲取競爭優(yōu)勢的主要驅(qū)動力，外部融資又是企業(yè)創(chuàng)新投入資金的重要來源(Czarnitzki和Hottenrott，2011)[12]。然而，創(chuàng)新項目風險較高，且由于信息不對稱和外部性效益的存在，企業(yè)往往難以得到創(chuàng)新所需的必要資金支持(Hall和Lerner，2010)[1]。另外，雖然信息披露是降低創(chuàng)新企業(yè)信息不對稱的途徑，但創(chuàng)新者往往為了規(guī)避競爭對手窺探到自己的商業(yè)機密而不愿意主動公開披露創(chuàng)新有關的信息，因此創(chuàng)新企業(yè)難以獲取外部融資是一個普遍存在的現(xiàn)實問題。

對于金融市場尚不成熟的中國而言，資本的相對稀缺及融資渠道的相對單一，導致銀行在金融資源配置方面具有較大的決定權。國內(nèi)金融機構(gòu)大多為國有，先天條件不足的民營企業(yè)通過正規(guī)融資渠道獲得金融資源的能力非常有限，這也為民營企業(yè)的信貸尋租活動創(chuàng)造了機會。至于信貸尋租對融資約束的影響，大部分學者認為信貸尋租能幫助企業(yè)獲得更多的金融資源，降低了企業(yè)的融資約束，緩解企業(yè)創(chuàng)新融資的壓力(沈洪波等，2010[13]；江雅雯等，2011[14])。劉錦和王學軍(2014)[15]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的尋租腐敗行為顯著提高了其研發(fā)投入。Galang(2012)[16]認為，腐敗有助于企業(yè)克服官僚主義，獲得相關的資源，促進企業(yè)研發(fā)投入的增加。

上述研究結(jié)論從不同角度解釋了一個現(xiàn)象：在制度不完善、法制不健全的轉(zhuǎn)軌制經(jīng)濟環(huán)境下，企業(yè)尤其是民營企業(yè)，往往選擇利用銀企關系等方式，以信貸尋租的補充渠道獲得“特權和優(yōu)惠”，從而影響了企業(yè)創(chuàng)新所受的融資約束。然而這種非正式機制所獲取的金融資源，并不一定是一種有效的資源配置。王宇偉等(2019)[17]認為我國的金融資源被過多地配置到資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和增加值率較低的企業(yè)。鄒建軍(2018)[18]也認為當前金融支持創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)活動發(fā)展的機制不足，在我國這一金融外生化程度較強的國家，金融體系往往為地方政府推行科技創(chuàng)新政策提供了較好的金融支撐，但相關的資金導向了國有企業(yè)，而那些活力更強、創(chuàng)新潛力更大的民營企業(yè)往往面臨著強烈的金融排斥。

基于以上分析，提出如下假設：

H1a：短期內(nèi)，信貸尋租緩解了企業(yè)所受的融資約束程度。

H1b：與此同時，利用非正式尋租渠道獲取的金融資源是導致金融資源配置失效的主要傳導機制。

(二)金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新的短期影響

通過非正式渠道獲取的金融資源將如何影響企業(yè)創(chuàng)新行為？促進抑或抑制？

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟環(huán)境下，制度環(huán)境尚未完善，政府官員手中仍然掌握著大量的資源，企業(yè)家為獲取這些資源而不得不支付額外的“租金”。金融資源作為一種特殊資源，越來越受到企業(yè)的重視，“融資難、融資貴”已成為民營企業(yè)創(chuàng)新活動面臨的一大難題。然而目前我國金融資源普遍呈現(xiàn)低效率非均衡的錯配特征。李俊霞和溫小霓(2019)[19]以中國27個省區(qū)科技金融配置效率為例，研究了金融資源與創(chuàng)新成果之間的關系，發(fā)現(xiàn)在產(chǎn)權保護力度較低和法制不健全的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟環(huán)境下，我國金融資源的配置效率未達到有效狀態(tài)，進而導致企業(yè)創(chuàng)新投入不足，偽創(chuàng)新太多。

那么，失效的金融資源配置如何影響企業(yè)創(chuàng)新呢？首先，利用信貸尋租等非正式渠道獲取的金融資源所產(chǎn)生的金融錯配，對企業(yè)創(chuàng)新活動的直接抑制主要表現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)新的直接成本增加。信貸尋租等非正式機制，需要企業(yè)花費大量的人力、財力，增加企業(yè)銷售費用等成本，進而導致企業(yè)運營成本和交易成本上升，使企業(yè)研發(fā)面臨更高的成本風險，擠兌企業(yè)金融資源在研發(fā)投入上的分配(Murphy et al.,1993)[20]。康志勇(2014)[21]認為金融錯配會降低金融市場對企業(yè)創(chuàng)新活動風險分擔以及配置效率提高的能力，無形中增加企業(yè)創(chuàng)新活動的成本，導致企業(yè)創(chuàng)新激勵不足。

其次，若尋租帶來的報酬足夠大，將會使企業(yè)家才能更多地被配置到利于開展信貸尋租的項目上，并將金融資源直接用于能帶來短期效應的活動而不是創(chuàng)新活動，從而擠占創(chuàng)新資源(Baumol，1996)[11]。企業(yè)利用金融錯配形成的套利空間，將稀缺資源投資于受政府官員青睞的短平快項目，而避免通過投資高風險和高成本的創(chuàng)新來獲利。國外學者研究發(fā)現(xiàn)，尋租機會越多，企業(yè)投資于信貸尋租的動機也越強(Murphy et al.,1993)[20]。國內(nèi)學者張璇等(2017)[22]發(fā)現(xiàn)信貸尋租減少了創(chuàng)新利潤，擠出和替代了企業(yè)的創(chuàng)新資金，顯著抑制了企業(yè)創(chuàng)新活動。

綜上所述，提出如下假設：

H2：金融錯配導致企業(yè)家將稀缺資源投資于受政府官員青睞的短平快項目，而避免投資高風險和高成本的創(chuàng)新項目，進而擠出了創(chuàng)新資本，降低了創(chuàng)新活動的投入。

國內(nèi)外學者的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所面臨的市場環(huán)境會導致企業(yè)異質(zhì)性，進而影響金融錯配在異質(zhì)性企業(yè)間的抑制效應。在我國轉(zhuǎn)型經(jīng)濟背景下，市場化程度較高時，意味著政府對企業(yè)的干預較少，市場政策法規(guī)更加完善，信息更加透明，企業(yè)投資在信貸尋租活動的機會越少，有利于增強企業(yè)管理層的R&D投資信心(郝穎和劉星，2010)[23]。因此，減少政府對金融市場的主導與干預，有利于降低企業(yè)的融資成本，激活企業(yè)家創(chuàng)新活動的投資信心，進而提高創(chuàng)新活動的投資收益。本文進一步從金融市場發(fā)展水平角度考察金融資源配置失效對企業(yè)創(chuàng)新行為的抑制作用，提出如下假設：

H3：隨著地區(qū)金融發(fā)展水平的提高，政府對金融市場干預程度逐步減少，金融錯配對創(chuàng)新行為的抑制作用也有所減弱。

(三)金融錯配對創(chuàng)新績效的長期影響

信貸尋租對企業(yè)績效的影響，國內(nèi)學者普遍認為，長期來看金融錯配增加了社會的交易費用，減慢經(jīng)濟增長率，不利于企業(yè)的成長(康志勇，2014[21]；張璇等，2017[22])。

金融錯配短期內(nèi)能給企業(yè)帶來降低融資約束的便利，但卻導致信貸尋租等投機行為像傳染病一樣蔓延，使得管理層將精力投放在信貸尋租上，而無暇顧及創(chuàng)新行為等提升競爭力的活動，企業(yè)家才能會在生產(chǎn)性活動或非生產(chǎn)性活動之間進行配置，進而影響企業(yè)績效。Cai et al.(2011)[24]研究發(fā)現(xiàn)，與尋租行為密切相關的“娛樂和交通費”項目對上市公司的生產(chǎn)效率有顯著負面影響。杜興強等(2012)[25]從尋租行為與R&D投資活動的競爭性視角，實證研究了兩者對公司業(yè)績的影響趨勢，研究發(fā)現(xiàn)，R&D投資持續(xù)穩(wěn)定對公司業(yè)績具有顯著地提升作用，而尋租行為雖然短期對公司業(yè)績有利，卻顯著地損害了公司未來的業(yè)績。

綜上所述，金融錯配分散了企業(yè)家才能和精力，使得管理層將精力、金融資源等投放在短平快的項目上，抑制了創(chuàng)新活動支出，降低了企業(yè)資源的配置效率，長期來看降低了創(chuàng)新對企業(yè)績效的貢獻。基于以上分析，提出如下假設：

H4：長期來看，金融錯配降低了創(chuàng)新行為對企業(yè)績效的貢獻。

三 模型、數(shù)據(jù)和方法

(一)研究框架

根據(jù)前面的理論分析，本文構(gòu)建研究框架圖如下：

圖1 研究框架

圖1首先考察信貸尋租是如何影響融資約束與金融錯配的，然后進一步將金融錯配作為信貸尋租的中間傳導變量，考察它對創(chuàng)新行為的影響。短期來看，由信貸尋租所產(chǎn)生的金融錯配，抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投入、擠出了創(chuàng)新資源；長期來看，金融錯配降低了創(chuàng)新行為對企業(yè)績效的貢獻。

(二)模型設定

為了考察信貸尋租與金融錯配對創(chuàng)新行為的影響，本文采用R&D投資強度衡量企業(yè)創(chuàng)新行為。模型設計如下：

1.信貸尋租傳導機制的回歸模型如下：

FMi=δ0+δ1Rent+δ2Xi+θi

(1)

模型(1)主要考察信貸尋租與金融錯配之間的傳導機制。被解釋變量為金融錯配程度FM，解釋變量為信貸尋租Rent，控制變量包括行業(yè)和年度等變量。如果系數(shù)δ1為正，則表明信貸尋租對金融錯配的傳導效應明顯。

為了考察融資約束指標，借鑒Fazzari et al.(1988)[26]、Joel和Christopher(2001)[27]的投資-現(xiàn)金流敏感性模型，具體如下：

(2)

用模型(2)測度企業(yè)所受融資約束水平，其中被解釋變量I為當年的資本支出水平，CF是當年的經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量，CF項前的系數(shù)就是投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)，用于測度上市公司的融資約束水平。公司投資-現(xiàn)金流越敏感，模型(2)中的系數(shù)α1越大，則企業(yè)融資約束水平越嚴重。

參考鄧建平和曾勇(2011)[28]的檢驗方法，本文在投資-現(xiàn)金流敏感性模型基礎之上加入了信貸尋租(Rent)與經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量(CF)的交乘項，構(gòu)建了模型(3)。通過模型(2)、模型(3)的檢驗，共同考察信貸尋租是否降低了企業(yè)融資約束程度。

Ii=β0+β1Rent+β2CF+β3Rent*CF+β4ASH+β5TOBIN′Q+β6LNSIZE+β7DEBT

(3)

模型(3)中，Rent*CF是信貸尋租與經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量的交互項，用于考察存在信貸尋租的情況下，融資約束對企業(yè)投資行為的額外制約作用。若模型中Rent*CF的系數(shù)為負，則表示信貸尋租緩解了融資約束問題。

2.金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新短期影響的回歸模型如下：

R&Di=γ0+γ1FM+γ2MK+γ3FM*MK+γ4Yi+σi

(4)

模型(4)被解釋變量為當年的研發(fā)支出強度R&D，解釋變量是當年的金融錯配程度FM，F(xiàn)M*MK是金融錯配與金融市場化的交互項，以考察隨著金融市場化的改善，金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新的制約作用是否有所降低，Y為控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、流動比率、速動比率、資產(chǎn)負債率、存貨周轉(zhuǎn)率等。

3.金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新長期影響的回歸模型如下：

SALEGROWTHi=δ0α0+δ1FM+δ2R&D+δ3FM*R&D+δ4Zi+εi

(5)

其中，模型(5)被解釋變量選擇滯后一期、滯后兩期的銷售收入增長率(SALEGROWTH)作為衡量長期創(chuàng)新績效的指標，解釋變量R&D前的系數(shù)用于測度R&D對企業(yè)未來績效的貢獻，F(xiàn)M*R&D是金融錯配與企業(yè)研發(fā)投入的交互項，以考察存在金融錯配的情況下，R&D對企業(yè)創(chuàng)新績效的貢獻是否會受到制約。對于模型(5)來說，研發(fā)行為R&D對企業(yè)績效的促進作用體現(xiàn)在系數(shù)上，假如模型中的δ3為負，則表示金融錯配(FM)降低了R&D對企業(yè)績效的貢獻。

(三)樣本選擇

本文以2009-2014年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司為初選樣本，在具體的樣本選擇過程中，進行了如下處理：(1)剔除金融行業(yè)樣本；(2)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本。根據(jù)上述標準，最終得到1438個公司—年觀測值。同時，對模型中的相關連續(xù)變量在1%和99%水平上進行Winsorize處理。

(四)變量定義與數(shù)據(jù)來源

為了選擇最合適的實證模型來檢驗前文提出的理論假設，本文在模型設計時著重考察了如下問題：

1.關于融資約束：當前國內(nèi)外學者對融資約束的度量尚未形成統(tǒng)一的標準，本文借鑒Fazzari et al.(1988)[26]、Joel和Christopher(2001)[27]的研究思路，用模型中現(xiàn)金流變量的系數(shù)大小(投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)Investment-cash Flow Sensitivity)衡量融資約束。這一變量的考察思路是：若企業(yè)面臨的融資約束越大，則越難獲得有效的外源性資金，也越依賴企業(yè)內(nèi)部自有資金，因此企業(yè)投資水平將與現(xiàn)金流波動性顯著相關，融資約束程度越大，相應地投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)也會越大。

2.關于金融錯配(FM)：借鑒邵挺(2010)[29]的研究，引入企業(yè)的金融錯配負擔水平(FM)作為考察變量，企業(yè)所承擔的金融錯配程度用企業(yè)自身資金成本對行業(yè)平均資金成本的偏離程度來反映。本文采用企業(yè)的利率(利息支出除以扣除應付賬款的負債)與所在行業(yè)的平均利率比值來反映企業(yè)面臨的金融錯配負擔水平。

3.關于信貸尋租(Rent)：考慮到我國的金融資源在很大程度上受到來自政府力量的干預，本文用政治聯(lián)系(Political)來替代信貸尋租程度。那些與政府保持密切聯(lián)系的企業(yè)，在進行銀行融資時，更容易通過尋租等非正式渠道獲得金融資源。根據(jù)Fan et al.(2009)[30]的定義，如果公司的總經(jīng)理、董事長或董事現(xiàn)在或曾經(jīng)擔任地方政府官員或共產(chǎn)黨干部，則將Political定義為1，否則為0。這些有關政治聯(lián)系的信息來自于WIND數(shù)據(jù)庫中批露的董事會及管理層信息中的個人簡歷，由作者手工收集整理而成。

4.企業(yè)創(chuàng)新(R&D):用研究開發(fā)費占銷售收入的比值來表示。由于研發(fā)投資總量在不同規(guī)模企業(yè)間差異較大，采用研發(fā)投入強度指標更科學。本文研究所需要的研究開發(fā)費用數(shù)據(jù)，來自于作者的手工收集。

其他控制變量：參考袁建國等(2015)[31]、He和Tian(2013)[32]關于企業(yè)創(chuàng)新的研究，以及鄧建平和曾勇(2011)[28]關于融資約束的研究，控制變量如表1所示。

表1 控制變量的定義

①其中TOBIN′Q=(年末流通市值+非流通股份占凈資產(chǎn)的金額+長期負債合計+短期負債合計)/年末總資產(chǎn)。

四 實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2為主要變量的基本統(tǒng)計信息。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(續(xù)上表)

變量名平均值標準差最小值最大值INSTITUTION2.520%20.4150.0005%93.523%AGE11.8504.007127

表2顯示，樣本中企業(yè)平均R&D投資強度達到了近7%，整體而言，企業(yè)創(chuàng)新投入水平較高，但是與發(fā)達國家企業(yè)R&D投入強度仍然差距較大。信貸尋租變量Rent的均值為0.26，大約有26%的樣本企業(yè)與政府保持密切聯(lián)系。金融錯配程度FM的均值為3.667，其中最大值為90.541，標準差為12.679，表明樣本中企業(yè)金融錯配差異較大，且金融錯配現(xiàn)象非常普遍。其他控制變量金融市場化指數(shù)(MK)、投資(I)、大股東持股比例(LARGE)、機構(gòu)持股比例(INSTITUTION)以及企業(yè)年齡(AGE)的最大值與最小值差異也較大。

接下來，將企業(yè)的R&D投入、金融錯配程度按照有無信貸尋租進行簡單的分組比較(T檢驗)，結(jié)果見表3。

表3 企業(yè)創(chuàng)新的差異性分析

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

從表3的分組檢驗結(jié)果來看，沒有信貸尋租的企業(yè)，平均研發(fā)投資強度達7.64%，顯著高于有信貸尋租的企業(yè)(5.12%)。同樣，將金融錯配程度按照有無信貸尋租進行簡單T檢驗，無信貸尋租企業(yè)的平均金融錯配程度為4.579，有信貸尋租企業(yè)的平均金融錯配高達14.405，組間差異在5%的水平下顯著。

(二)面板單位根檢驗

為了避免偽回歸，確保回歸分析的有效性，首先對面板數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。本文運用Levin,Lin&Chu t*和PP-Fisher，Chi-squrare兩種檢驗方法，分別對面板數(shù)據(jù)中的自變量序列進行穩(wěn)健性檢驗。如果檢驗出來的P值都小于0.05，則說明數(shù)據(jù)不存在單位根的假設成立，面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性較好。表4顯示了主要變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果，從表中的P值結(jié)果來看，各變量的P值均小于0.05，說明數(shù)據(jù)穩(wěn)健性較好，可以對面板數(shù)據(jù)進行回歸檢驗。

表4 面板主要變量的單位根檢驗結(jié)果

(續(xù)上表)

變量方法統(tǒng)計量P值結(jié)論MKPP580.8800.000平穩(wěn)LLC-13.1950.000IPP829.0670.000平穩(wěn)LLC-19.7250.000LARGEPP776.8780.000平穩(wěn)LLC-17.8800.000INSTITUTIONPP834.9080.000平穩(wěn)LLC-19.0350.000AGEPP749.9090.000平穩(wěn)LLC-17.9870.000

(三)信貸尋租傳導機制的回歸結(jié)果

對模型進行Hausman檢驗判斷是用隨機效應模型還是固定效應模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在1%的水平下顯著，故選擇固定效應模型。為了控制行業(yè)和年度的影響，模型中加入行業(yè)固定效應和年度固定效應。本文使用STATA15.0進行了固定效應模型回歸。

1.信貸尋租傳導機制的回歸結(jié)果

首先利用模型(1)來檢驗假設H1b，即檢驗信貸尋租導致金融錯配的產(chǎn)生。表5報告了初步回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來看，無論是否加上控制變量，變量Rent的系數(shù)都在5%的水平下顯著，表明信貸尋租的傳導作用非常明顯，通過尋租獲取金融資源是金融錯配現(xiàn)象產(chǎn)生的主要途徑，從而驗證了假設H1b。

表5 金融錯配傳導機制的初步回歸結(jié)果(1)

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

接下來利用前面的模型(2)、模型(3)共同檢驗信貸尋租對融資約束的影響，表6的第2列檢驗的是企業(yè)所受的融資約束。第3列和第4列，在回歸模型中加入了信貸尋租與投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)的交叉項(CF*Rent)，用于檢驗信貸尋租是否減弱了融資約束程度。

表6 金融錯配傳導機制的初步回歸結(jié)果(2)

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

表6第2-4列的結(jié)果均顯示，投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)(CF)在所有回歸中顯著為正，這說明企業(yè)內(nèi)部資金流動性會對企業(yè)投資水平產(chǎn)生顯著影響，企業(yè)所受的融資約束明顯。此外，表6第3列、第4列中交叉項(CF*Rent)的系數(shù)為負，從而證明了本文假說H1a的正確性，即信貸尋租短期內(nèi)緩解了企業(yè)所受的融資約束。

2.穩(wěn)健性檢驗。本文將企業(yè)研發(fā)投入(R&D)作為模型(3)中企業(yè)投資(I)的替代指標進行穩(wěn)健性分析，并使用前文提及的交叉變量進行了回歸檢驗，結(jié)果見表7。表7第3列中，信貸尋租與投資-現(xiàn)金流敏感系數(shù)的交叉變量(CF*Rent)系數(shù)為負，且在10%的水平下顯著，說明信貸尋租顯著降低了企業(yè)創(chuàng)新的融資約束水平，與前文的研究結(jié)論一致。

表7 金融錯配傳導機制的穩(wěn)健性檢驗

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

(四)金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新的短期影響

金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新行為的短期影響回歸結(jié)果如表8所示。

表8 金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新行為短期影響的回歸結(jié)果

(續(xù)上表)

變量Y=R&D模型(1)模型(2)模型(3)INDNONOYESF4.75524.68824.381N106913551233R20.1060.1280.193

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

表8回歸結(jié)果中，因變量為企業(yè)的創(chuàng)新活動強度(R&D)。表8第2列、第4列的實證結(jié)果顯示，金融錯配(FM)的系數(shù)顯著為負，這意味著金融錯配導致企業(yè)家利用套利空間，將更多資源投向短平快的套利項目，擠出了企業(yè)的創(chuàng)新活動資源，金融錯配的抑制效應即本文的假設2得到了驗證。其次，表8第4列模型(3)加入了金融錯配與金融市場化系數(shù)的交叉項(FM*MK)，交叉項系數(shù)顯著為正，表明隨著金融市場環(huán)境的改善，政府對金融資源的干涉程度逐步降低，金融錯配的抑制效應也相應減弱，進而有利于促進企業(yè)創(chuàng)新投資，本文的假設3得到驗證。

(五)金融錯配對企業(yè)創(chuàng)新的長期影響

表9為金融錯配如何影響企業(yè)長期創(chuàng)新績效的實證檢驗。本文選用銷售收入的增長率代表企業(yè)長期創(chuàng)新績效，因此回歸模型的因變量分別為滯后一年的銷售收入增長率(SALEGROWTHt+1)以及滯后兩年的銷售收入增長率(SALEGROWTHt+2)，表9中第4列、第7列中均加入了創(chuàng)新投入(R&D)與金融錯配(FM)的交叉變量(R&D*FM)。

表9 金融錯配影響企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著水平。

表9中，無論因變量選擇滯后一年的創(chuàng)新績效，抑或滯后兩年的創(chuàng)新績效，研發(fā)投入(R&D)的回歸系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)創(chuàng)新行為能顯著提高企業(yè)競爭力，實現(xiàn)營業(yè)收入的增長。但是表9第4列、第7列研發(fā)投入與金融錯配交叉項(R&D*FM)的回歸系數(shù)分別為-6.684、-11.704，且均顯著，表明長期來看，金融錯配削弱了R&D對企業(yè)成長性的貢獻，阻礙了企業(yè)競爭力的提升，這與本文的假設4相符。

五 研究結(jié)論及啟示

金融資源的配置對企業(yè)創(chuàng)新及未來中國經(jīng)濟的發(fā)展具有戰(zhàn)略意義，然而經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌條件下，由于正式機制的缺失，民營企業(yè)利用非正式機制即信貸尋租渠道獲取金融資源，一定程度上導致金融資源配置失效(李俊霞和溫小霓，2019[19]；周煜皓和張盛勇，2014[34])。本文研究發(fā)現(xiàn)，信貸尋租僅能在短期幫助企業(yè)獲得更多金融資源，并臨時性緩解企業(yè)所受的融資約束，但也可能導致企業(yè)金融獲取與金融需求不匹配，將金融資源引導到套利空間上，造成金融資源錯配，并減少了企業(yè)在創(chuàng)新上的資源投入，從而擠出和替代企業(yè)創(chuàng)新。長期來看，信貸尋租增加了社會的交易費用，降低了創(chuàng)新行為對企業(yè)績效的貢獻，不利于企業(yè)的成長。另外，研究結(jié)論表明轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體制下，隨著金融市場化改革的推進，非正式機制信貸尋租的“攫取之手”效應，會隨著金融資源配置市場化程度的提高而有所減弱。

金融市場改革的關鍵在于各級政府對其職能的重新定位，以及市場在金融資源配置中發(fā)揮決定作用。因此只有進一步完善金融制度并健全金融市場，才能消除微觀企業(yè)利用信貸尋租等非正式機制套利的動機，進而從根本上解決創(chuàng)新型企業(yè)的融資難題。