商業信用、融資約束與技術創新

〔摘要〕 技術創新是經濟高質量發展的動力源泉，但其周期長、投入大、風險高的屬性，使企業面臨嚴峻的融資約束。文章以我國2774家上市公司為樣本，構建雙向固定效應模型，探索商業信用對技術創新的影響。研究表明：良好的商業信用能顯著促進企業技術創新，且融資約束在商業信用對技術創新的影響中發揮了部分中介作用。從異質性角度看，民營企業的商業信用對技術創新的促進作用比國有企業更加顯著；東部地區企業商業信用融資比中西部地區更頻繁，對技術創新的促進作用也更明顯。

〔關鍵詞〕 商業信用；融資約束；技術創新

〔中圖分類號〕F832.4；F273.1 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1008-0694（2023）05-0072-13

〔作者〕 石華平 副教授 西華大學經濟學院 成都 610039

敖蕓霜 碩士研究生 暨南大學經濟學院 廣州 510632

一、引言

中國特色社會主義進入新時代，我國經濟正由“要素驅動”向“創新驅動”轉變，亟須提高企業自主創新能力，以創新促發展。創新能力是企業最有價值的無形資產，有助于使其在行業競爭中保持領先地位，實現可持續發展^〔1-2〕。然而，技術創新不僅要投入大量研發資本，而且受逆向選擇與道德風險的影響，創新風險系數較高^〔3〕。通常而言，僅依靠企業自有資金難以維持創新的資金需求，必須努力尋求外部融資。然而，受技術創新風險和信息不對稱等因素影響，正規融資往往面臨著較大的融資約束^〔4〕，影響了創新要素投入，產生市場失靈^〔5〕。因此，企業往往借助非正規融資渠道獲取創新資金。商業信用是最常見的非正規融資方式，近年來已逐漸成為外部融資的重要途徑之一。據統計，英國、法國等歐洲國家，商業信用融資在企業總資產中占比超過20%^〔6〕。那么，商業信用作為非正式融資渠道，能否有效緩解企業融資約束？面對日益趨緊的融資約束，商業信用如何化解融資約束，為企業技術創新提供資金支持，進而促進技術創新呢？本文以2007-2020年我國2774家上市公司為樣本，構建雙向固定效應模型，試圖解答上述問題，以期為商業信用融資激勵企業技術創新提供科學依據和政策建議。

國內外學者關于商業信用與技術創新的關系已進行了諸多有益探索，研究成果豐碩。但是，學術界關于商業信用對技術創新的影響爭論已久，觀點迥異。部分研究認為，商業信用對技術創新起積極作用^〔7-8〕。一方面，商業信用融資既能顯著提高企業創新資本投入，還能維持創新投資的持續性^〔9〕，對企業技術創新發揮了積極作用^〔10-11〕。另一方面，良好的商業信用有助于提升技術創新的數量和質量^〔12〕。研究發現，我國工業企業集群的商業信用通過放寬融資約束，進而促進企業技術創新^〔13〕。然而，也有部分研究認為商業信用對企業技術創新產生顯著的抑制作用。如吳祖光等（2019）研究就發現，商業信用等級與創新投資的不利因素呈正向關系^〔14〕。企業的商業信用評價越高，就越容易陷入“資源詛咒”陷阱，越難以提升技術創新能力^〔15〕。不僅如此，還有部分學者研究發現商業信用與技術創新之間呈非線性關系。于波等（2020）研究發現，商業信用與技術創新之間呈倒U形曲線關系，當商業信用評價低于門檻值時，其對技術創新產生促進作用，而一旦超越門檻值，則會抑制技術創新^〔16〕。

綜上所述，商業信用對技術創新影響的研究結論至今未達成一致，在不同的研究視角和影響機制作用下的結論截然不同，且已有文獻關于商業信用對技術創新影響的內在機理研究相對較少，為本文研究提供了契機。本文試圖利用中介效應模型驗證“商業信用—融資約束—技術創新”的理論邏輯體系，以期為商業信用與技術創新的影響研究提供理論依據，為企業戰略融資提供參考借鑒。

二、影響機制與研究假設

1.商業信用與技術創新

與外部融資相比，企業內部融資不僅成本低、風險小，還能最大限度減少信息不對稱造成的損失。但是，對大多數企業而言，僅僅依靠企業自有資金，難以滿足技術創新的資金需求。因此，外部融資必然成為企業獲取創新資金的重要渠道。目前，國際上普遍將商業信用作為短期債務融資的重要渠道，商業信用也被廣泛應用于銀行與金融機構，成為商業融資的一種重要途徑。在自由競爭市場中，創新資金被視為沉沒成本，一旦技術創新失敗，企業將面臨巨額的財富凈損失。因此，相比一般性投資活動，技術創新投資面臨著更大的融資約束^〔17〕?；诩夹g創新投資的風險與收益不對稱，企業通過銀行等正規金融機構獲取融資的難度較大，導致技術創新資金投入不足。因此，為獲取充足的技術創新資金，企業會尋求非正規的融資渠道。商業信用融資能較好地滿足企業短期資金需求，因而商業信用作為非正規融資渠道備受融資約束的中?。ㄎⅲ┢髽I所青睞?；诖?，提出假設1。

H1：良好的商業信用能顯著促進企業技術創新。

2.商業信用、融資約束與技術創新

學術界關于融資約束與技術創新的關系研究主要集中在融資約束對技術創新的抑制作用^〔18〕。Hall et al.（2016）研究發現，無論以現金流還是以企業調查的方式來衡量，融資約束都會對企業技術創新產生負向作用^〔19〕。融資約束是企業獲取流動資金的桎梏，尤其是在經濟不景氣時期，融資約束無疑增加了企業退市的風險，使其難以進入下一階段生命周期。Agenor et al.（2017）研究發現，受融資約束影響，融資渠道不暢對企業技術創新產生了不利影響^〔20〕。眾所周知，技術創新必須具備雄厚的研發資金作為前置條件。但是，在內部資金短缺與外部融資約束的雙重制約下，容易降低企業技術創新的資金投入，降低投資經濟效益。MM定理認為，在完美的資本主義市場中，企業內部資金與外部融資可靈活轉化。倘若不受融資約束影響，企業內部資金不足時相對比較容易獲取外部融資。但是，在發展中國家，企業往往存在內外資金流動不暢的問題。如Zhu et al.（2021）研究就發現商業信用對民營企業的融資約束比銀行信貸機構更寬松^〔21〕。因此，商業信用能有效緩解企業外部融資約束，為企業開展技術創新提供資金支持，提升創新能力和水平。據此，提出假設2。

H2：良好的商業信用能通過緩解融資約束對技術創新發揮促進作用。

3.基于產權的異質性分析

國有經濟是我國非常重要的一種經濟形式，作為國民經濟的支柱，其主要目的之一就是實現政府的經濟職能。因此，國有企業需承擔更多的社會責任和國計民生等重大問題，創新活動更傾向于國家關注的重點領域^〔22〕。與民營企業相比，國有企業管理嚴格，財務經營規范，且生命周期長，在償債能力評估和未來收益預測等方面都凸顯優勢。因而，國有企業相比民營企業更容易獲得正規金融機構的外部融資。所以，產權性質決定了企業獲得外部融資的難易程度。然而，民營企業處于信用資本配置末端，期望通過政治紐帶來解決資源配置和市場競爭力的內在不足^〔23〕，進而通過“尋租”等方式獲取外部正規融資，不僅損害了資本市場的公平性，而且還會降低社會整體福利水平。因此，越來越多的民營企業借助非正規融資渠道獲取技術創新資金投入，導致商業信用在民營企業的融資結構中占比越來越大^〔24〕?；诖?，提出假設3。

H3：良好的商業信用對促進民營企業技術創新的作用更顯著。

4.基于區域異質性的分析

因區域之間的經濟、政治、文化水平差異，區域要素資源稟賦不同，導致不同區域的商業信用水平和融資約束程度也存在一定的差距。東部地區市場機制更加健全，信息開放程度更高，無論是傳統金融還是數字金融的發展程度，都顯著高于中西部地區。市場化程度越高，商業信用融資的開放程度越高，服務效率也更高。除此之外，與東部地區相比，中西部地區經濟發展水平差異顯著，融資約束也因企業自身發展狀況而不同，融資方式缺乏多樣性。雖然實施區域協同發展戰略有助于縮小地區發展差異，推動全體人民共同富裕，但是地區經濟發展仍不平衡，尤其是東西部地區發展差異仍相對比較明顯。所以，不同地區的企業在商業信用以及融資約束方面都存在顯著差異，對技術創新的作用程度也存在差異。基于此，提出假設4。

H4：東部地區的商業信用融資能顯著推動企業技術創新。

三、研究設計

1.模型構建

首先，為探討商業信用對技術創新的影響，構建如下基準模型。

Ramp;D=β₀+β₁TC+∑control+ε """（1）

其次，為探究商業信用對技術創新影響的內在機理，考察融資約束在商業信用對技術創新影響中的中介效應，借鑒溫忠麟等（2004）提出的中介效應模型，構建如下中介效應模型^〔25〕。

Ramp;D=α₀+α₁TC+∑control+ε """（2）

SA=β₀+β₁TC+∑control+ε """（3）

Ramp;D=γ₀+γ₁TC+γ₂SA+∑control+ε """（4）

最后，為避免模型內生性問題對估計結果產生的偏誤，借鑒唐松等（2020）運用的解決辦法，采用年份和行業交互項建立一個用于緩解內生性問題的高階聯合固定效應模型^〔26〕。

Ramp;D=β₀+β₁TC+∑control+year+industry+year*industry+ε """（5）

2.變量選取

（1）被解釋變量。技術創新（Ramp;D）。熊彼特將技術創新定義為“建立一種新的生產函數”，即生產要素的重新組合。也有學者認為技術創新是一個集研究、開發、生產、銷售于一體的過程，將其看作是投入與產出的過程。因此，學術界通常采用創新投入和創新產出作為衡量技術創新的指標。但馮根福等（2008）認為技術創新產出的可比性低，創新產出作為被解釋變量不太適合^〔27〕。因此，本文采用創新投入作為衡量技術創新的指標，即利用企業研發投入替代創新投入作為衡量技術創新的指標。創新投入越大，表示創新能力越強。

（2）解釋變量。商業信用（TC）。商業信用作為一個重要的融資渠道，備受企業青睞。眾所周知，商業信用等級越高，企業越容易獲取商業融資。借鑒陸正飛等（2011）的做法，采用應付賬款、應付票據和預收賬款之和占總資產的比重衡量商業融資能力，作為商業信用的替代指標^〔28〕。商業融資能力越強，表示商業信用越好。

（3）中介變量。融資約束（SA）。現有文獻中關于融資約束的衡量指標通常包含KZ指數、WW指數，以及投資—敏感型模型等^〔29-31〕。鑒于朱永明等（2017）提出KZ指數和WW指數都包含了內生性特征的融資變量，可能會產生內生性問題^〔32〕，從而借鑒孔祥貞等（2020）的做法，利用SA指數作為融資約束的衡量指標，并將SA指數定義為：

SA=-0.737Size+0.043Size²-0.040Age """（6）

其中，SA為融資約束，Size為公司總資產的自然對數，Age為公司成立年限^〔33〕。

（4）控制變量。參考相關文獻，引入以下控制變量：資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（ROA）、凈資產收益率（ROE）、總資產周轉率（ATO）、現金流比率（Cashflow）、營業收入增長率（Growth）、賬面市值比（BM）、托賓Q值（TobinQ）、股權制衡度（Balance）。各變量定義如表1所示。

3.數據來源及統計分析

本研究以2007-2020年我國4670家上市公司為初始樣本，為確保研究結果的平穩性，對原始數據進行以下處理：（1）剔除ST、*ST類樣本；（2）剔除金融類上市公司樣本；（3）剔除核心變量缺失數值的樣本。為了減少極端異常值對實證結果的不利影響，本文還對所有連續變量在1%和99%的水平上進行縮尾處理，最終得到2774家上市公司共17139個數據樣本。本文數據源自Wind和CSMAR數據庫，利用STATA16.0 軟件進行數據分析。變量描述性統計見表2。

四、實證分析

1.基準回歸估計分析

表3列（1）報告了商業信用對技術創新影響的基準回歸結果。結果顯示，商業信用對技術創新的影響在1%的統計水平上顯著為正，表明良好的商業信用能顯著促進企業技術創新，假設1得以驗證。從估計系數上看，商業信用對技術創新影響的回歸系數為1.497，表明商業信用提高1個單位，企業技術創新能力平均提升1.497個單位。商業信用作為一種重要的非正規融資渠道，為技術創新資金投入提供了新的渠道，能夠有效緩解技術創新經費短缺的難題，有利于提升企業技術創新能力。

2.內生性檢驗

雖然上述基準模型回歸分析已表明良好的商業信用評價能顯著促進企業技術創新，但是商業信用與技術創新之間仍可能存在內生性問題。其原因可能為：①存在遺漏變量。盡管基準模型中引入了諸多控制變量，但仍可能存在遺漏變量。當遺漏變量與解釋變量相關時，就可能導致解釋變量與擾動項之間存在相關關系，進而導致內生性問題。②反向因果關系。技術創新要素投入與企業規模、資本實力等因素息息相關。技術創新要素投入越多，表明企業資本實力越雄厚，從而商業信用等級越高。因此，技術創新與商業信用可能存在雙向因果關系。基于此，本文采取工具變量法和高階聯合固定效應模型來解決模型內生性問題。

（1）工具變量法。Hausman檢驗結果顯示，檢驗值“Probgt;chi2”都低于0.1，表明基準模型在某種程度存在內生性問題。為此，本文選取三個工具變量消除內生性問題對模型估計結果的影響。① 借鑒梅丹等（2021）的做法，選取公司所屬行業內商業信用滯后一期的均值^〔34〕。由于行業內企業的經營特點近似，行業商業信用均值與企業商業信用存在一定影響關系，行業商業信用均值可能對企業商業信用產生影響，因而滿足相關性原則。行業商業信用均值和企業商業信用是兩個維度的指標，前者為行業宏觀層面，后者為企業微觀層面。所以，企業技術創新要素投入不受行業商業信用均值的影響，滿足外生性原則。②借鑒曹越等（2018）和王玉澤等（2019）的做法，采用行業客戶集中度均值的一階滯后項作為工具變量^〔35-36〕。一方面，較高的行業客戶集中度向外界傳遞企業經營狀況良好和信用基礎良好的積極信號，提高企業獲得商業信用融資的機會，滿足相關性原則。另一方面，企業技術創新受財務狀況和戰略目標等因素影響，與行業客戶集中度關聯度不大，滿足外生性原則。③本文還采用了滯后一期的商業信用作為工具變量。表3中（2）-（4）列報告了工具變量回歸的結果，各核心解釋變量在1%的統計水平上均顯著為正，表明良好的商業信用能顯著促進企業技術創新。

（2）高階聯合固定效應模型。表3中列（5）報告了高階聯合固定效應的回歸結果。估計結果顯示，商業信用在5%的統計水平上顯著為正，表明在引入年份和行業交互項的固定效應后，良好的商業信用對企業技術創新仍存在顯著的促進作用。

3.中介作用機制分析

上文已從理論上探討了商業信用、融資約束和技術創新的內在機制，為檢驗商業信用、融資約束與技術創新的影響機理，本文還將融資約束作為中介變量進一步對模型（2）-（4）進行中介效應分析。表4中列（6）報告了商業信用對技術創新影響的回歸結果，與前文基準回歸結果一致。列（7）報告了商業信用對融資約束影響的估計結果，不難發現，商業信用對融資約束存在顯著的負相關關系，這與理論預期相一致。商業信用水平越高，表明企業的融資約束越寬松。由列（8）可知，考慮了融資約束的中介效應后，商業信用與技術創新之間仍存在顯著的正向關系，表明融資約束在商業信用對技術創新影響中存在部分中介效應，研究假設2得證。

4.異質性分析

（1）產權異質性。為了考察商業信用對技術創新的影響是否存在產權異質性，本文將企業的產權性質分國有企業和民營企業，分別討論商業信用對不同產權性質的企業技術創新的影響，估計結果如表5所示。表5中列（9）-（10）是按企業產權性質分組回歸的結果。在民營企業，商業信用對技術創新的影響在5%的統計水平上顯著為正，表明民營企業的商業信用對技術創新存在顯著的促進作用。然而，在國有企業則不顯著。研究假設3得以驗證。商業信用融資主要服務和支持的對象是民營企業，民營企業的飛速發展是國家經濟快速發展和技術創新的主要動力和來源。相比國有企業，民營企業受融資方式多元化和金融發展程度等因素影響，越來越傾向于依靠商業信用等非正規融資渠道來獲取技術創新資金，以提升技術創新能力。

（2）區域異質性。我國幅員遼闊，東、中、西部地區因自然條件、資源稟賦、經濟基礎和對外開放程度等因素差異，商業信用對技術創新的影響不僅受到企業產權性質的影響，還可能受到區域差異的影響。表5中列（11）-（13）是按區域差異進行分組回歸的結果東部地區是指北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南10?。ㄊ校恢胁康貐^是指山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南6??；西部地區是指內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12省（區、市）；東北地區是指遼寧、吉林和黑龍江3省。。不難發現，不同地區企業的商業信用對技術創新的影響程度有顯著差異，研究假設4得以驗證。東部地區企業商業信用對技術創新的影響在5%的統計水平上顯著為正，而中西部地區企業商業信用對技術創新的促進作用不顯著，甚至可能存在抑制作用。

5.穩健性檢驗

為確保上述估計結果的穩健性，本文還采用兩種方法進行穩健性檢驗：一是替換核心解釋變量法，二是傾向得分匹配法。

（1）替換解釋變量。用應付票據與總資產的比值作為商業信用的替代變量進行基準回歸分析，商業信用對技術創新的影響依然顯著為正受限于文章篇幅，穩健性檢驗估計結果未列出，如有讀者需要，可向作者索取。，表明模型的穩健性良好。

（2）傾向得分匹配法。本文將樣本企業商業信用分為低、中、高三個組別，以商業信用評級的高低作為標準來劃分處理組和控制組，采用Logit回歸計算傾向得分，以控制變量作為匹配標準。表6報告了傾向得分匹配的平均處理效應（ATT），匹配前后均顯著，說明在排除了其他因素影響之后，商業信用對技術創新的影響依然顯著，與基準回歸結果趨近一致，表明模型的穩健性良好。

五、結論與啟示

本文選取2007-2020年我國2774家上市公司作為樣本對象，基于雙向固定效應模型探索商業信用對技術創新的影響，并探討融資約束在商業信用對技術創新影響中的中介效應。研究顯示：（1）良好的商業信用對技術創新存在顯著的促進作用。（2）融資約束在商業信用對技術創新的影響中存在部分中介效應。（3）民營企業的商業信用對技術創新的激勵作用更顯著。（4）東部地區企業的商業信用能顯著提升技術創新。

基于上述討論，第一，積極推動非正規融資渠道與正規融資渠道協調互補。商業信用、金融投資等非正規融資渠道對技術創新的激勵作用不容小覷，要充分發揮正規融資渠道對技術創新的促進作用，同時也要暢通非正規融資渠道，減少對非正規融資方式的干預，讓其發揮對正規融資的資金補充作用，推動企業提升技術創新能力。第二，引導銀行對國有企業和民營企業平等對待，充分發揮民營企業在國家經濟建設中的作用。減輕對民營企業的限制，拓寬其融資渠道，為民營企業營造一個良好的外部融資環境，提高銀行貸款的質量和數量，不斷優化融資結構，實現國有企業與民營企業均衡穩定發展。第三，強化中西部地區金融發展，鼓勵中小企業利用非正規融資渠道獲取技術創新資金，緩解中西部地區融資約束，激勵企業技術創新，推動經濟高質量發展。第四，構建商業信用、銀行貸款等多種融資渠道相互促進的協調機制，完善企業信用評價體系，緩解企業融資約束，使商業信用對技術創新的資金投入發揮更積極的作用。

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（責任編輯 肖華堂）