科技創新、金融發展對企業成長的影響

姜犇 侯玉巧

摘 要：基于全國2000年至2019年數據，運用VAR模型對科技創新、金融發展與企業成長之間的關系進行分析。結果顯示科技創新、金融發展與企業成長存在顯著的協整關系;科技創新對企業成長有顯著的正向沖擊作用，金融發展對企業成長先有正向沖擊作用，隨后又轉為負向沖擊作用;科技創新和金融發展對企業成長的影響具有滯后性。因此，需要加大企業扶持力度，鼓勵企業轉型升級;提升創新投入水平，加快創新成果轉化;完善金融支持政策，減輕企業杠桿壓力。

關鍵詞：科技創新;金融發展;企業成長;VAR模型

中圖法分類號：F272.3? ? ? ? ? ? ?文獻標志碼：A? ? ? ? ? ? ? ? DOI：10.19679/j.cnki.cjjsjj.2020.0416

黨的十九大報告提出，要堅定實施“創新驅動發展戰略”“瞄準世界科技前沿，實現前瞻性基礎研究、引領性原創成果重大突破”[1]。企業作為創新最活躍的群體，不僅在促進國民經濟發展方面有著巨大效用，更是國家科技創新的中堅力量。在推動經濟發展國際國內雙循環的轉變中，以企業為標志的實體經濟發展成為著力點。研究科技創新、金融發展對企業成長的影響，對于改善企業發展環境，完善支持實體經濟發展的政策和措施具有重要意義。

1? ?文獻綜述

關于科技創新、金融發展與企業成長的關系，不同學者從不同的視角和方法進行了研究，重點主要集中在以下方面。

關于科技創新與企業成長兩者之間的關系，學術界已經有了豐富的研究，當前主要存在兩種觀點。一種觀點認為科技創新與企業成長之間存在正相關關系。牛雄鷹等（2016）利用中國31個省的相關數據，研究科技創新在資源空間關聯作用下如何對企業成長發揮效用，結果顯示科技創新對企業成長具有積極的影響作用[2]。戴浩等（2018）選取科技型中小企業作為研究樣本，研究科技創新對于企業成長和政府補助的中介效應，結果顯示，科技創新對企業成長具有顯著的促進作用，科技創新投入的提高能夠促進企業內部可利用資源的挖掘，進而提高科技創新績效，實現企業快速成長[3]。陸平等（2019）以互聯網上市公司為例，通過穩健回歸分析方法，實證研究科技創新與企業成長之間的關系，研究發現科技創新對于資產營運效率和市場規模增速具有明顯的提升作用，科技創新的發展有助于企業成長[4]。還有一種觀點認為科技創新與企業成長之間不存在線性相關關系，甚至出現負相關關系。徐維爽等（2012）利用創業板上市公司數據，對科技創新與企業成長二者之間的關聯性進行分析，研究認為創業板公司總體成長性并不理想，甚至出現一些企業成長性下降的現象，科技創新對于企業成長的貢獻率不高，沒有發揮應有的效果[5]。李顯君等（2018）將中國企業為研究對象，采用面板門限模型對科技創新與企業成長之間的相關性進行研究，發現科技創新與企業成長并不是簡單地存在線性相關關系，所有權股份比例不同，會導致二者之間的相關性發生變化，并呈現顯著的區間差異[6]。

關于金融發展與企業成長二者之間的關系，主要集中于企業融資約束的緩解和企業的投資增長兩個方面。一是企業融資約束的緩解研究，劉任重等（2019）認為企業的科技活動很大程度上依賴內部現金流，融資存在一定困難，金融發展能夠在一定程度上幫助解決這個難題，從而達到企業增加研發投入的目的，進而促進企業成長[7]。徐琳等（2019）從理論和實證兩個角度分析了互聯網金融發展與企業融資約束的關系，研究發現互聯網金融發展在一定程度上利于企業融資難問題的緩解 [8]。陳舜等（2020）將民營企業上市公司作為研究對象，結果顯示，融資約束會對企業的成長造成阻礙，地區層面的金融發展無助于緩解融資約束對于企業就業的負效應，這與資本深化差別性和資本替代勞動同時作用于企業有關[9]。二是企業的投資增長的影響研究，劉文琦等（2018）基于滬深高技術企業數據，研究金融深化與研發投資的內在聯系，結果顯示金融深化可以在一定程度上解決融資困難的處境，進而對企業的投資增長產生積極影響[10]。王康仕等（2019）結合綠色發展觀念，通過對金融發展和企業投資的實證考察，發現綠色金融發展既能直接產生投資增長效應，也能通過債務期限結構產生間接效應[11]。趙曦等（2020）從制度環境視角出發，實證研究金融發展如何作用企業投資行為，結果發現金融發展對于企業投資擴張具有促進作用，制度環境改善有利于強化企業投資擴張效應 [12]。

已有研究雖然從不同角度分別分析了科技創新、金融發展與企業成長之間的關系，但將科技創新與金融發展結合到一起，分析其對企業成長的影響的成果尚少。因此，研究科技創新、金融發展的綜合因素對企業成長的影響具有一定的理論和現實意義。

2? VAR模型建立

2.1? 理論分析與研究假設

假設1：科技創新對企業成長有促進作用。企業要長期取得良好的經營績效，必須依靠內生性的科技創新能力。科技創新不僅有助于企業開展多元化發展戰略，通過提高資源利用率來替代部分生產要素的投入，并通過研發新產品提升企業的核心競爭力。同時，將企業尚未開發的資源進行有效開發，從而促進企業規模的擴張，促進企業產品多樣化。科技創新還能利用自身技術優勢迅速積聚資源，帶來企業規模的擴張，從而有效推動企業進行轉型升級，帶來企業可持續發展。

假設2：金融發展水平的提高對于企業成長具有促進作用。金融發展能夠影響企業的投融資決策，進而直接影響到企業的發展速度和水平。Levine[13]（2004）從交易成本、降低信息成本等幾個角度進行分析，提出金融系統存在五種功能，即通過提高資金聚集和使用效率促進企業成長;通過分散和管理企業融資風險來促進企業成長;通過提高信息效率和資源分配效率來促進企業成長;通過促進企業交易和專業化來促進企業成長;通過加強對企業管理層的監督力度，改進企業治理環境促進企業成長。因此，從理論上講，金融發展水平的提高應當對企業成長有著積極作用。

2.2? 數據選取與變量說明

（1）數據選取

為研究科技創新、金融發展對企業成長的影響，把企業成長當作被解釋變量，把科技創新和金融發展當作解釋變量。

被解釋變量為企業成長。已有研究關于企業成長的衡量指標有多種，現有文獻主要采用綜合性指標或單一指標衡量企業成長。綜合性指標往往數據龐雜，很容易造成數據冗余。根據本文的研究需要，采取單一指標衡量企業成長，將規模以上工業企業主營業務收入當作衡量企業成長的指標。

解釋變量為科技創新和金融發展。一般采用發明專利產出率和技術市場成交率作為科技創新衡量指標[14]，或用發明專利申請授權數表示[15]。根據研究需要，將發明專利授權數當作科技創新的衡量指標。金融發展一般用金融業增加值或金融機構存貸款余額占GDP的比值來表示。本文借鑒汪紅駒等人[16]的研究，將金融業增加值作為金融發展的衡量指標。

（2）變量說明

關于科技創新、金融發展和企業成長的相關數據主要采用國家統計局的數據，數據選取范圍為2000年至2019年。為有效避免異方差出現，并且防止數據出現不平穩的狀況，將數據采用對數處理。為研究方便，將被解釋變量企業成長用y表示，其對數形式為lny;解釋變量科技創新、金融發展分別用x1、x2表示，其對數形式分別為lnx1、lnx2。應用Eviews8.0對變量進行統計性描述，結果如表1所示。

2.3? ? VAR模型構建

向量自回歸（VAR）模型由多元時間序列變量組成，通過內生變量對全部內生變量的滯后期進行回歸，從而利用模型檢驗全部內生變量間的動態關系[17]。本文主要采用VAR模型對科技創新、金融發展與企業成長之間的關系進行分析，滯后期為p階的VAR（p）模型的矩陣表達形式為：

式（1）中：yt為k維內生變量向量，xt為d維外生變量向量，εt是k維隨機干擾項，p是滯后階數，n為樣本個數。

3? 實證分析

3.1? 變量平穩性檢驗及協整檢驗

在對變量進行VAR模型估計之前，為了有效防止在這個過程中出現偽回歸的問題，現在對lnx1、lnx2和lny先做單位根檢驗。通過ADF檢驗法來判斷變量是否具有平穩性，當出現內生變量是同階單整的情況，則表示通過平穩性檢驗，檢驗結果見表2。

計量結果顯示，三個變量的ADF值均大于10%臨界值，接受“存在單位根”的假設，三個變量均為非平穩序列。因此，對原序列進行一階差分。結果顯示，在5%的檢驗水平下，這三個變量均為一階單整序列，可能存在協整關系，可以進行下一步分析。為此，利用Johansen檢驗方法來檢驗三個變量之間是否具有協整關系，檢驗結果顯示，三個變量之間存在協整關系，即長期均衡關系，具體見表3。

3.2? 格蘭杰因果關系檢驗

為了進一步判斷科技創新、金融發展對企業成長的影響，對三個變量做格蘭杰因果關系檢驗。由表4可以看出，科技創新不是企業成長的格蘭杰原因所對應的P值大于10%，接受原假設;企業成長不是科技創新的格蘭杰原因所對應的P值大于10%，接受原假設;金融發展不是企業成長的格蘭杰原因所對應的P值小于10%，拒絕原假設，證明金融發展是企業成長的格蘭杰原因;企業成長不是金融發展的格蘭杰原因所對應的P值小于10%，拒絕原假設，證明企業成長是金融發展的格蘭杰原因。

3.3? 滯后階數選擇

通過信息準則來選擇最優滯后階數，由表5可以看出，滯后2期中各檢驗指標帶*號即顯著的有3個，具有很大優勢。因此可以設置模型的最佳滯后階數是2，構建VAR（2）模型。

3.4? 模型平穩性檢驗

脈沖響應函數反映的是科技創新、金融發展對企業成長的沖擊響應幅度，即沖擊量給因變量和未來值帶來的動態響應。在進行脈沖響應分析之前，需要保證模型是平穩的，因此采用AR檢驗辦法進行檢驗，結果如圖1所示，所有單位根全部分布在單位圓內，因此可以判斷所建VAR（2）模型穩定。

3.5? 脈沖響應函數

脈沖響應函數反映的是一個變量的沖擊對另一個變量的影響。圖2和圖3分別顯示了lnx1與lny和lnx2與lny的脈沖響應。

從圖2中，lnx1對lny沖擊的響應曲線可以看到，在第一期對科技創新施加一個“正”的新息沖擊后，企業成長的脈沖響應值為0。之后，企業成長的脈沖響應值開始出現上升現象，在第二期停止上升并達到最高點，隨后過程中基本保持平穩態勢，直到第六期，脈沖響應值開始出現緩慢的下降趨勢，但整個過程始終處于X軸上方，意味著科技創新對企業成長的正向沖擊具有長期穩定性。

從圖3中，lnx2對lny沖擊的響應曲線可以看出，在第一期對金融發展施加一個“正”的新息沖擊后，企業成長的脈沖響應值同樣為0。隨后企業成長的脈沖響應值由0開始向X軸上方攀升，在第二期達到頂峰，之后開始下降，并在第三期重新回到0值，從第四期開始基本保持平穩態勢，整體來看，企業成長前兩期產生“正”的響應，后幾期產生“負”的響應。這是因為一開始金融發展能夠緩解融資約束帶來的負面影響，從而起到在短期內促進企業成長的效果，隨著金融發展水平的不斷提高，快速擴張的金融總量缺乏有效的金融結構支撐，難以適應企業對金融服務的需求，加之金融杠桿對企業造成的壓力，在企業科技創新效益尚未發揮的情況下，金融發展對企業成長必然帶來負向沖擊。

3.6? 方差分解

通過方差分解可以看到各擾動項的條件對VAR模型中其他變量的影響程度，通過分析不同內生變量變動的貢獻度，評估不同沖擊的重要性[18]。

由表6的企業成長方差分解結果可知，企業成長最初對自身變動的解釋程度為100%，隨著預測期數的逐步增加，企業成長對自身變動的解釋程度逐漸降低，減少到第六期的93.18%，隨后發生波動，但變化趨勢不大，基本保持平穩。這說明企業成長主要源于企業自身的發展;科技創新對企業成長的解釋程度最初為0，隨著期數的增加逐漸上升，到第四期科技創新對企業成長的解釋程度達到最大值6.20%，隨后開始出現下降趨勢，到第十期解釋程度達到最小值4.17%。說明科技創新對企業成長的正向影響具有長期性效果;金融發展對企業成長的解釋程度最初同樣為0，隨著期數增加逐漸上升，整個過程中雖發生波動，但整個基本趨勢上升，到第十期金融發展對企業成長的解釋程度達到最大值2.58%，說明金融發展對企業成長的作用有限。

4? 結論與建議

4.1? 結論

科技創新、金融發展與企業成長存在顯著的協整關系。企業的成長伴隨著科技創新的發展而發展，同時，在關鍵的時期金融發展對企業成長也會起到支持作用。科技創新、金融發展與企業成長存在長期且較為穩定的關系。

科技創新對企業成長有顯著的正向沖擊作用，金融發展對企業成長先有正向沖擊作用，隨后又變為負向沖擊作用。科技創新對企業成長的脈沖響應值始終處于x軸上方，對企業成長有長期的正向沖擊作用。金融發展對企業成長的脈沖響應值先為正，隨著時間的發展后轉為負，對企業成長由正向沖擊作用轉為負向沖擊作用。

科技創新和金融發展對企業成長的影響存在一定滯后性。通過方差分解結果可以看到，科技創新和金融發展對企業成長的貢獻率第一期為0，隨后才開始上升。同時，企業成長受自身影響因素貢獻率高，科技創新對企業成長的影響較高，金融發展對企業成長的貢獻相對較小。

4.2? 建議

一是加大企業扶持力度，鼓勵企業轉型升級。同時，企業應當強化科技創新，通過科技創新引領企業成長，增強企業自身內在的驅動力，推動企業及時轉型升級。對于企業科技創新，政府應多通過稅收減免、項目扶持等政策給予全方位支持。

二是提升創新投入水平，加快創新成果轉化。企業應當將創新投入上升到戰略高度，堅持長期行為導向，有效發揮科技創新對企業成長的規模效應，促進企業的持續發展。同時，應建立企業創新成果轉化體系，增強創新成果轉化效率。

三是完善金融支持政策，減輕企業杠桿壓力。應當完善金融支持政策，豐富企業融資類別，擴充融資渠道，最大程度滿足企業融資需求。同時，也要及時建立健全企業信息公開制度，提高信息公開質量，減輕金融杠桿對企業發展的壓力，提升企業融資能力。

參考文獻

[1]習近平.決勝全面建成小康社會奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利[N].人民日報，2017-10-19.

[2]牛雄鷹，李鑫偉.中小企業技術創新、資源空間關聯與企業成長——基于中國省際面板數據的空間計量分析[J].技術經濟，2016，35（4）：1-8.

[3]戴浩，柳劍平.政府補助、技術創新投入與科技型中小企業成長[J].湖北大學學報（哲學社會科學版），2018，45（6）：138-145.

[4]陸平，何維達.技術創新驅動互聯網公司成長的實證分析——以滬深A股互聯網上市公司為樣本[J].企業經濟，2019（6）：63-69.

[5]徐維爽，張庭發，宋永鵬.創業板上市公司成長性及技術創新貢獻分析[J].現代財經（天津財經大學學報），2012，32（1）：63-68.

[6]李顯君，王巍，劉文超，王京倫.中國上市汽車公司所有權屬性、創新投入與企業績效的關聯研究[J].管理評論，2018，30（2）：71-82.

[7]劉任重，曲修平.金融發展、企業R&D投資與融資約束[J].哈爾濱商業大學學報（社會科學版），2019（4）：3-12+28.

[8]徐琳，陶士貴.互聯網金融發展能解決我國中小企業融資困境嗎？——基于現金-現金流敏感性模型的檢驗[J].武漢金融，2019（8）：39-43+56.

[9]陳舜.金融發展、融資約束與民營企業的就業增長——基于民營上市公司數據的實證分析[J].企業經濟，2020（7）：145-153.

[10]劉文琦，何宜慶，鄭悅.金融深化、融資約束與企業研發投資——基于行業異質性視角的分析[J].江西社會科學，2018，38（12）：197-206.

[11]王康仕，孫旭然，王鳳榮.綠色金融發展、債務期限結構與綠色企業投資[J].金融論壇，2019，24（7）：9-19.

[12]趙曦，王金哲.金融發展、制度環境和企業投資增長——基于制造業上市公司的證據[J].財經科學，2020（6）：29-40.

[13]LEVINE R.Denying foreign bank entry：implications for bank interest margins[G]//AHUMADA L A，FUENTES J R.Bank market structure and monetary policy.Chile：Banco Central de Chile，2004：271-292.

[14]汪發元，鄭軍，周中林，裴瀟，葉云.科技創新、金融發展對區域出口貿易技術水平的影響——基于長江經濟帶2001-2016年數據的時空模型[J].科技進步與對策，2018，35（18）：66-73.

[15]汪發元，鄭軍.科技創新、金融發展對產業集聚的影響——基于長江經濟帶數據的空間杜賓模型分析[J].科技進步與對策，2020，37（13）：45-53.

[16]汪紅駒，李原.金融業增加值與高質量金融發展關系研究——基于國際比較視角[J].經濟縱橫，2018（2）：61-71.

[17]卓志衡，侯玉巧，汪發元.綠色科技創新對實體經濟發展影響的動態互動分析——基于1990—2017年湖北省數據分析[J].長江技術經濟，2019，3（3）：102-109.

[18]侯玉巧，汪發元.綠色創新與經濟增長動態關系研究——基于VAR模型的實證分析[J].生態經濟，2020，36（5）：44-49.