融資約束下的自主創新與合作創新

姚雨秀　鄧璐瑤

摘要：融資約束是中國企業發展的主要制約因素，文章利用2012年世界銀行的中國調查數據，從創新決策和創新投入強度兩方面實證檢驗了融資約束下自主創新與合作創新的關系。研究發現，融資約束抑制了企業的自主創新與合作創新，企業融資約束下自主創新與合作創新之間存在替代關系，且企業更傾向于選擇合作創新。據此，文章認為政府應該增強對企業的金融支持力度，并為企業與其他企業或科研結構進行合作創新提供良好的制度保障。

關鍵詞：融資約束;自主創新;合作創新

一、引言

對于中國經濟發展而言，融資約束問題已成為制約經濟轉型和升級的重要瓶頸之一。2012年世界銀行在中國范圍的抽樣調查數據中，68.74%的中國企業沒有得到金融機構的貸款或者銀行授信，67.38%的中國企業沒有任何透支額度。企業的創新活動是產業轉型升級和結構調整的重要推動力量，然而由于研發具有高風險、回報不確定性等特點，經常面臨融資約束。企業的創新活動有兩種形式，一種是自主創新，企業完全享有創新產品，但也獨立承擔所有的資金和風險。另一種是合作創新，企業與其他公司或科研機構合作進行研發，并與合作方共享創新產品。這種方式能夠充分利用外部知識、減少研發成本并分散研發風險。

國內外學者對融資約束與企業創新關系的探討，主要集中在融資約束對自主創新的影響上，僅少許研究細分了自主創新與合作創新，如周開國（2017）使用中國企業經驗數據對自主創新與合作創新進行檢驗，發現企業融資約束越寬松，其自主創新與合作創新的意愿及支出均相對越高。但現有研究并沒有進一步考察了融資約束下自主創新與合作創新的關系。

學者們對企業的合作創新提出兩個相關理論，即成本最小化理論和資源理論。成本最小化理論認為企業會選擇成本最小化的方式完成創新，當企業無法進行自主研發時，會通過尋求合作的方式以實現企業創新。因此，企業的自主創新和合作創新之間存在一種替代關系，二者必居其一。而資源理論則認為自主創新之外的合作創新是一種充分利用現有資源的方式，兩種研發活動是互補關系的。

據此，本文利用2012年世界銀行的中國企業調查數據，深入探索中國企業融資約束下自主創新與合作創新的關系。與既有研究相比，本文可能的貢獻在于：其一，企業自主創新與合作創新的關系鮮有學者深入探討，企業融資約束對于自主創新與合作創新關系的影響的研究更幾乎是一片空白，本文在前人研究的基礎上，進一步探索了企業融資約束下自主創新與合作創新的關系。其二，國內外對于自主創新與合作創新的相關研究大多停留在理論建模和案例分析上，相應的實證研究相對較少，關于融資約束下自主創新與合作創新關系的直接證據匱乏，本文利用2012年世界銀行調查數據直接考察企業融資約束下兩者之間的關系，對現有研究作了重要補充。

二、實證分析

（一）數據來源與變量選取

本文的數據主要來自2012年世界銀行在中國進行的企業調查數據，數據共包含全國25個大城市的2848家企業，涉及制造業、服務業和零售業。問卷提供了企業的融資約束情況，以及企業自主創新與合作創新的信息，滿足了本文研究的數據需求。

本文的主要解釋變量為融資約束，本文用企業是否持有金融機構的貸款或授信額度來度量企業的融資約束，如果企業沒有獲得金融機構的貸款或授信，為1，否則為0。為了考察融資約束對企業自主創新與合作創新關系的影響，本文分別采用自主研發參與和合作研發參與衡量企業的自主創新決策和合作創新決策，并基于此構造新的二元變量單一創新決策與兩重創新決策。單一創新決策變量以既無自主創新也無合作創新為基準（單一創新決策為0），設置企業只自主創新或者只合作創新的決策（單一創新決策為1）。兩重創新決策變量同樣以既無自主創新也無合作創新為基準（兩重創新決策為0），設置企業同時進行自主創新與合作創新的決策（兩重創新決策為1）。

其它控制變量設置：1.企業年齡，即企業注冊年到2012年參與調查的年齡對數;2.企業規模，為企業員工人數的對數;3.所有制，國有股權超過 50%即為國有企業;4.行業競爭程度，即行業競爭對企業的負面影響程度;5.企業出口，為企業所有出口銷售的所占份額;6.員工教育水平，即完成中學教育的員工比例。

（二）實證結果

由于上述四個被解釋變量均是二元選擇變量，本文采用Probit模型對其進行估計。具體估計結果如表1所示。第（1）列與第（2）列分別對自主創新決策與合作創新決策進行檢驗，估計系數均顯著為負（1%顯著性水平），說明融資約束抑制了企業的自主創新與合作創新行為。第（3）列與第（4）列分別對單一創新決策與兩重創新決策進行檢驗，估計系數也均顯著為負（1%顯著性水平），對比發現融資約束不僅抑制了企業只進行一種創新（僅自主創新或僅合作創新）與同時參與兩種創新的行為，而且融資約束對于同時自主創新和合作創新的抑制效應更大。可見，融資約束壓縮了企業活動的可行集，迫使企業不得不在自主創新和合作創新之間做出取舍，降低了二者的互補性，而在它們之間產生了替代關系。

對比第（1）列與第（2）列的系數，自主創新的系數（-0.472）比合作創新系數（-0.280）更小，說明融資約束對自主創新的抑制作用更大。可見，融資約束下，在自主創新與合作創新的替代關系中，企業更傾向于選擇合作創新。

（三）檢驗與進一步研究

本文利用企業自主創新與合作創新投入情況，進行進一步的研究，并對上述結論進行檢驗。2012年世界銀行調查數據匯報了企業自主研發投入與合作創新投入，本文據此設置二元變量高自主創新與高合作創新，即自主創新與合作創新投入是否高于樣本企業平均值，來反映企業的創新重點。進一步地，構造新的二元變量高單一創新與高兩重創新以反映企業對不同創新的衡量。高單一創新變量以既無高自主創新也無高合作創新為基準（高單一創新為0），設置企業僅高自主創新或者僅高合作創新的行為（高單一創新為1）。高兩重創新變量同樣以既無高自主創新也無高合作創新為基準（高兩重創新為0），設置企業同時進行高自主創新與高合作創新的行為（高兩重創新為1）。

新變量均為二元變量，本文采用Probit模型對其進行估計，進一步檢驗融資約束下自主創新與合作創新的替代關系，具體結果如表2所示。第（1）列與第（2）列分別對高自主創新與高合作創新進行檢驗，估計系數均顯著為負（1%顯著性水平），與基準回歸的融資約束抑制了企業的自主創新與合作創新行為的結論一致。第（3）列與第（4）列分別對高單一創新與高兩重創新進行檢驗，估計系數也均顯著為負（1%顯著性水平），對比回歸系數發現，與只對一種創新進行高投入相比，融資約束對企業在自主創新和合作創新上均進行高投入的抑制效應更大。說明，在融資約束下，企業更傾向于僅對自主創新高投入或僅對合作創新高投入，進一步驗證了融資約束下自主創新與合作創新的替代關系。

同樣對比第（1）列與第（2）列的系數，高自主創新的系數（-0.512）遠小于合作創新系數（-0.254），說明與合作創新投入相比，融資約束對企業高自主創新投入的抑制作用更大。可見，在高自主創新投入與高合作創新投入的替代關系中，面臨融資約束的企業更傾向于對合作創新進行高投入。融資約束限制了企業的創新投入，與獨自承擔全部資金的自主創新相比，企業更愿意與其他企業或科研機構共同分擔創新投入資金，并在合作創新水平進行高投入以獲取最終共享創新成果時的相對高回報。

（四）其他穩健性檢驗

為了保證結果的穩健性，除了替換被解釋變量，本文還從替換解釋變量、模型方法方面對以上回歸做了檢驗。一則重新使用2012年世界銀行數據中的企業是否有透支額度作融資約束的度量指標進行回歸，二則采用Logit模型重新對八個被解釋變量進行回歸。所有檢驗的回歸結果顯示的結論均與前文結果一致，融資約束下，企業自主創新與合作創新之間存在替代關系，且企業更傾向于選擇合作創新。

三、結論與討論

本文利用2012年世界銀行調查數據，從創新決策與創新投入程度兩方面討論了融資約束下自主創新與合作創新之間的關系。研究結果表明融資約束抑制了企業的自主創新與合作創新，在融資約束下，企業自主創新與合作創新之間存在替代關系，且企業更傾向于選擇合作創新。

本文的研究結論具有以下政策含義。其一，鑒于融資約束對企業研發行為的約束，我國政府需要增強對企業的金融支持力度以緩解企業的融資約束，提高企業的自主創新與合作創新。其二，由于融資約束下，企業在兩種創新替代關系中更傾向于與合作創新，政府應該對合作創新予以支持，對企業間（如產業鏈上下游企業）合作或是產學研結合的合作提供更好的制度保障，以保護合作各方的利益，促進合作創新形式在國內的良好進行和廣泛使用。

參考文獻：

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*基金項目：云南省應用基礎研究計劃面上項目“我國制造企業技術選擇與創新激勵的金融錯配效應及糾正機制研究”（2018FB108）。

（作者單位：昆明理工大學管理與經濟學院）