银行发展对企业技术创新的作用效果检验——基于省际面板数据的分析

朱 欢

（中国矿业大学 管理学院，江苏 徐州 221116）＊

一、引 言

有关金融发展与技术创新关系的研究，是从20世纪90年代以来才广泛开展起来的。相关研究综述见张杰和刘志彪（2007）［1］、江春和滕云（2010）［2］等。作为企业技术创新的传统融资渠道，商业银行能否促进企业技术创新，既有文献的研究结论并不一致。商业银行有利于企业技术创新的观点认为，银行能够利用自身的业务规模和内部规则对企业的技术创新活动提供有保障的金融支持［3］。相反的观点认为，强有力的银行体系会利用自己在金融交易中的强势地位侵占企业技术创新活动带来的收益，从而削弱企业通过技术创新来获得成长机会的激励动机，并且有保护现有大规模企业、阻碍创新企业进入的内在动机［4，5］。另外，银行特有的风险谨慎性又使其对于高风险的创新性投资项目具有内生性规避动机，从而不利于企业创新活动［6］。商业银行对企业技术创新的效应也取决于银行业的竞争程度。垄断性的银行结构对企业创新租金的掠夺程度较大，从而抑制了企业的创新活动［7］。相反，适度竞争的银行结构能够有效满足企业技术创新的外部融资需求［8］。可见，商业银行是否能促进技术创新企业的发展有截然不同的两种观点。整体上，大部分研究认为商业银行可以在一定程度上促进技术创新企业的发展，而且认为银行业结构对企业的创新活动有很大影响。

在典型的实证研究中，Ana Maria Herrera and Raoul Minetti（2007）以主银行信贷关系的时间长度作为银行发展指标，发现信贷关系时间越长，主银行拥有的企业信息越多，越有利于促进企业技术创新［9］。Luigi Benfratello，Fabio Schiantarelli and Alessandro Sembenelli（2008）以银行业分支机构密度作为银行发展指标，认为银行分支机构密度的增加会降低甄选成本和监督成本，从而使信贷供给曲线向外移动和促进银行业的竞争，因而能有效促进企业技术创新［10］。林毅夫、孙希芳（2008）［11］以银行业结构的演化来代表银行发展，该指标由中小银行业金融机构的市场份额来度量。认为中小商业银行数量越多，越有利于促进企业技术创新。

上述研究为分析我国银行发展对企业技术创新的作用提供了理论基础和研究路径参考，本文在上述实证研究的基础上，选择更具代表性的代理指标来检验我国商业银行对企业技术创新的作用效果，并得到了支持银行发展能够促进企业技术创新的结论，但其作用效果取决于市场化程度等非金融因素的影响。

二、实证研究

（一）指标选取

根据前述分析，银行发展将被视为实证分析中的自变量，而企业技术创新则作为因变量，具体的衡量指标及控制变量分述如下：

1.银行发展指标。在中国的金融市场上，银行业结构状况是影响我国商业银行支持企业技术创新作用发挥的一个关键因素［11］。根据《中国银行业监督管理委员会2011年报》数据，截至2011年，我国的5家大型商业银行在机构数量上仅占商业性银行金融机构的0.13%，但是总资产却占到商业性银行金融机构的62.68%。可见，几家国有银行占绝对主导地位的单一结构还没有完全改变，银行业的全面市场竞争尚未形成。

我国目前的企业发展状况则是为数众多、规模较小的非国有经济在经济总量中占据了过半的份额。根据《中国统计年鉴2011年》数据，截至2010年，私营工业企业家数是国有及国有控股工业企业家数的13.49倍，私营工业企业的工业总产值是国有及国有控股工业企业工业总产值的1.15倍。银行信贷投放结构中向非国有经济投放力度的增加可以更有效地促进企业技术创新水平的提高。

因而，本文选取以下两项指标近似地衡量各省（市／区）银行业发展状况：（1）非国有金融机构吸收存款／全部金融机构吸收存款（YJ1），该指标反映银行业结构，该比例越大，说明我国的中小商业银行的规模越大，越有利于促进企业技术创新；（2）非国有企业贷款／金融机构贷款总额（YJ2），这一指标反映我国银行信贷向非国有企业投放的力度。该比率越大，说明银行信贷投向非国有企业的越多，越有利于促进企业的技术创新。这两个指标同时也反映了银行业的市场竞争程度。

2.企业技术创新指标。专利作为企业技术创新的替代指标虽然有缺陷，但是由于数据获取的便利性，目前仍是研究企业技术创新领域中使用最频繁的指标。专利指标可分为申请量与批准量，由于二者有极高的相关度，而后者更能体现企业技术创新的质量，最终选择专利的审批量作为企业技术创新的代理变量（T1）。技术市场是从事技术中介服务和技术商品经营活动的场所。企业是我国技术市场的主要参与者。技术市场成交额也是企业技术创新水平的良好替代指标，而且可以克服专利指标经济价值难以衡量的缺陷。因而选取技术市场成交额（T2）作为企业技术创新的另一代理变量，该值越高企业技术创新水平越高。

3.控制变量。除金融因素外，还有许多其他的因素会影响企业的技术创新，因而设置以下控制变量：政府对企业的干预、企业负担、商品市场上的地方保护及外商直接投资等。由于前三个指标对企业技术创新的影响是负向的，因而对其进行反向处理，使处理后的数据与企业技术创新正相关，分别记为K1、K2、K3，连同外商直接投资（K4）一起作为分析我国各地区银行发展对企业技术创新影响的控制变量。

（二）数据说明及实证方法

文中数据来自中国经济改革研究基金会国民经济研究所的研究报告——《中国市场化指数》［12］。到目前为止该研究报告共出版六期，本文使用数据的时间跨度是2000～2009年，包括31个省（市／区）级地区。数据类型为面板数据。

实证方法采用面板数据模型，经平稳性检验之后，分别用两个银行发展指标对企业技术创新的线性回归结果来测量其作用效果的大小。

（三）实证结果

平稳性检验结果说明原序列是非平稳的，一阶单整之后各序列均平稳。协整检验结果说明，企业技术创新指标与银行发展指标和控制变量之间均存在两两的协整关系，即变量之间存在长期均衡关系。F检验和Hausman检验结果表明应建立个体固定效应模型。模型检验结果如下：

1.在不考虑控制变量下，两个代表银行发展的指标都能很好地解释专利数指标T1（均通过了1%的显著性检验），回归系数分别达1.45和0.70。YJ1对技术市场成交额指标T2的增加有正的贡献（回归系数为0.21），YJ2对T2的作用不显著且系数为负。

2.加入控制变量后，所有模型拟合优度（R2）均提高，且指标YJ1和YJ2对T1的解释力度下降，但基本都能通过显著性检验，YJ1对T2的贡献度提高，YJ2对T2有显著负向作用。

3.银行发展对专利数（T1）作用效果的地区差异非常显著，地区贡献度最大的前五个省市分别为广东、浙江、上海、北京和江苏，地区差异贡献度最低的省市分别为河南、河北、陕西、云南和宁夏。银行发展对技术市场成交额（T2）作用效果的地区差异也非常显著，地区贡献度最大的前五个省市分别为天津、北京、上海、重庆和西藏，贡献度最低的省市分别为贵州、宁夏、河南、吉林和山西。

4.从时间效应模型的检验结果看，随着我国经济体制和金融体制的改革，商业银行的银行业结构和信贷投放结构在不断地改善，其对企业技术创新的作用力度整体上呈现越来越强的趋势，作用效果多数通过了显著性检验，有力地说明银行发展更好地促进了企业技术创新的发展。

三、讨 论

（一）银行业的发展促进了企业的技术创新

在不考虑各控制变量的模型中，无论是银行业结构（YJ1）指标还是信贷资金向非国有经济的前期投入力度（YJ2）指标都与专利数据有比较显著的正相关关系，银行业结构指标对技术市场成交额有显著的正相关关系，信贷投放结构对技术市场成交额有显著负相关关系。而且，随着金融体制和经济体制的改革，银行业结构和信贷投放结构不断地改进，银行发展对企业技术创新的作用效力也在不断地提高，作用效果显著。这些说明商业银行对我国企业技术创新的发展有促进作用，原因在于：给定内部投入的质量，银行发展的程度会直接影响创新的产出，这是因为银行发展会影响被选项目的风险属性、企业内部投入的数量以及这些因素对产生创新的有效性；此外，银行发展也会直接影响企业的研发和投资支出规模；最后，合理的银行业结构和信贷安排能在一定程度上缓解那些信息不透明的技术创新企业的融资约束。

然而，加大对非国有信贷投放力度会增加专利批准量，却对技术市场成交额产生了负向影响。其原因可能在于：当向非国有的中小企业投放更多的信贷资金时，会降低它们的资金使用成本（信贷市场上的利率由ro降低到r1），中小企业将有更多资金用于研发活动，并导致专利数量大幅增加（专利市场上的专利供给由So增加到S1），但由于中小企业的专利技术转让市场竞争比较激烈，供给增加会导致专利价格大幅下降（即专利的需求价格弹性小于1），从而导致专利市场的总成交额下降（即P1Q1＜P0Q0）；与此相反，当信贷资金分配给国有大型企业时，研发也会更加活跃，但因企业数量少，专利技术高端，且专利转让市场竞争程度低，专利数量增加的幅度小于中小企业专利数量增加的幅度，而专利转让价格却远远高于中小企业专利转让价格，即国有企业的专利转让市场的需求价格弹性较大。因而非国有信贷资金增加带给企业的总专利数量提高，却降低了企业的总专利成交额（见图1）。

图1 银行信贷结构改变对专利数量和技术市场成交额的影响

虽然如此，我国商业银行还是应加大对非国有经济的信贷投放力度，因为非国有企业都是各行业的中小企业，中小企业为了在市场竞争中立足和发展，纷纷加大创新力度。加大对非国有经济的信贷投放力度就会在一定程度上增加对企业技术创新的资金支持。

（二）银行对企业技术创新的作用效力受制于企业所处地区

从区域差异来看，技术创新水平的区域差异明显。整体上看，市场经济发展快的东部省份企业自发的技术创新水平比较高，而市场经济发展较慢的中西部省份企业自发的技术创新水平比较低。市场经济发展越完善，市场竞争越充分，越有利于企业技术创新。

就专利数而言：一方面，在社会主义市场经济较发达、经济体制改革较深化的地区，市场需求较为旺盛，且市场细分化程度提高以及顾客对产品需求差异化提高，企业为满足市场需求在竞争中立于不败之地，必须彻底改变生产技术落后、缺乏核心技术支持的发展格局，实现从依靠廉价生产要素参与竞争向主要依靠先进生产技术参与竞争的转变，因而企业必须加大创新。另一方面，市场化程度较高的地区其对外经济交流也较充分，随着经济全球化过程产品差异化需求的提高，产品差异化程度较高的研发禀赋更有助于提高出口业绩：一是通过技术资源供给的增加，有助于企业开发新型高效生产工艺，获得成本竞争优势；二是通过产品创新，有助于企业增加产品花色品种、提高产品质量，形成企业产品差异化竞争优势。创新产生的竞争优势会给企业进入国际市场、提高企业市场业绩及其国际竞争力以更大激励。不管是国内还是国外市场的需求与竞争，技术创新企业通过技术创新最终实现利润增加，竞争力提高，进而进一步促进企业的创新投入和创新成果的产出（见图2）。

就技术市场成交额而言：东部省份成为技术的主要输出地区，面向中西部地区技术转移、扩散的辐射效应更加突出。中西部地区技术需求持续旺盛，吸纳技术交易额明显超过输出技术交易额，中西部地区技术转移能力还需进一步加强。从经济区域看，环渤海地区技术交易最为活跃，长三角地区和珠三角地区紧随其后，而中西部地区进行产业转移和升级需要大量的技术投入，东北老工业基地加速改造也需要技术的流动和更新换代。我国技术市场的区域发展不平衡的根本原因在于：其一，技术市场的市场化程度差异较大。由于还没有完全实现向市场经济的转变，我国中西部的技术市场仍然处于非完全竞争的条件下，技术商品的供给与需求在某种程度上严重脱节。其二，技术市场发展极不均衡。农村和中西部地区技术市场发展缓慢，限制了先进技术通过市场机制向当地转移扩散的进程，成为制约农民增收和当地科技、经济发展的重要因素。

（三）银行对企业技术创新作用效力受制于外部环境

从全面检验结果可以看出，在没有考虑控制变量时，银行业结构（YJ1）和信贷资金向非国有经济的前期投入力度（YJ2）对两个技术创新指标贡献度比较大，回归效果也比较显著。在加入控制变量后，模型拟合优度（R2）提高，两个银行发展指标的解释力度仍然强劲，而控制变量的解释能力也较强，多数控制变量均能通过显著性检验。但是解释变量和控制变量对代表企业技术创新水平的两个指标的作用效力不同。银行业结构和银行信贷投放结构对专利数的作用效力较大，对技术市场成交额的作用效力较弱，甚至信贷投放结构对技术市场成交额没有显著作用。控制变量中，减少政府对企业干预（K1）、非国有经济发展（K2）和减少商品市场上的地方保护（K3）对技术市场成交额的作用效力大于对专利数的作用效力。法律制度环境（K4）对专利数有显著作用，对技术市场成交额没有显著作用。引进外资（K5）对专利数和技术市场成交额均没有显著影响。上述分析均说明，控制变量中所设置的外部环境因素对银行发展作用于企业技术创新的效力有约束或促进作用。

综上所述，今后的研究应着重探讨政府干预、民营经济发展和地方保护程度等环境因素的约束机理和作用效果。从政策层面，提高金融发展的市场化程度，会更充分地发挥银行发展对企业技术创新的促进作用。

［1］张杰，刘志彪.金融结构对技术创新与产业结构影响研究评述［J］.经济学动态，2007，（4）：115－119.

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