融資約束、經(jīng)濟(jì)周期與研發(fā)投入

程惠芳， 文 武

(1.浙江工業(yè)大學(xué) 經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院，浙江 杭州 310023； 2.浙江理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

融資約束、經(jīng)濟(jì)周期與研發(fā)投入

程惠芳1， 文 武2

(1.浙江工業(yè)大學(xué) 經(jīng)貿(mào)管理學(xué)院，浙江 杭州 310023； 2.浙江理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州 310018)

本文在兩期世代交替模型中引入融資約束，考察研發(fā)投入的周期特征。研究發(fā)現(xiàn)，在完善的金融市場(chǎng)中，機(jī)會(huì)成本效應(yīng)導(dǎo)致研發(fā)投入逆周期變化，而在不完善的金融市場(chǎng)中，當(dāng)融資約束程度較高、足以抵消機(jī)會(huì)成本效應(yīng)的影響時(shí)，研發(fā)投入順周期變化，且融資約束程度越高，研發(fā)投入水平越低，其順周期變化的特征越明顯。隨后，本文利用55個(gè)國(guó)家和我國(guó)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)與Sys-GMM方法，對(duì)理論分析結(jié)論進(jìn)行了考察與驗(yàn)證。

研發(fā)投入；經(jīng)濟(jì)周期；融資約束；周期特征

技術(shù)創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源動(dòng)力，而研發(fā)投入是技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵要素，研發(fā)投入隨經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)將導(dǎo)致創(chuàng)新引入頻率的變化并最終可能加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。本文從融資約束的視角考察研發(fā)投入周期特征及其成因，這對(duì)平滑研發(fā)投入、進(jìn)而減少經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)有重要現(xiàn)實(shí)意義。Schumpeter(1939[1]；1942[2])最早注意到創(chuàng)新投入周期性變化行為，他提出機(jī)會(huì)成本假說(shuō)，并指出創(chuàng)新活動(dòng)集中在經(jīng)濟(jì)緊縮期。后續(xù)研究基于機(jī)會(huì)成本假說(shuō)從多方面論證了創(chuàng)新活動(dòng)的周期行為(Walde，2002[3]；Francois和Lloyd-Ellis，2003[4]；Barlevy和Tsiddon，2006[5]等)，涉及勞動(dòng)力搜尋匹配、企業(yè)重組、新技術(shù)應(yīng)用、生產(chǎn)率和研發(fā)投入等。其中，Matsuyama(1999[6]；2001[7])建立包含創(chuàng)新與資本積累的兩階段模型，論證經(jīng)濟(jì)增速不同時(shí)研發(fā)投入的非連續(xù)變化；Walde(2002)強(qiáng)調(diào)資本積累和研發(fā)活動(dòng)邊際產(chǎn)出的相對(duì)變化導(dǎo)致資源在兩種活動(dòng)間流動(dòng)；Francois和Lloyd-Ellis(2003)在新技術(shù)應(yīng)用周期中將研發(fā)活動(dòng)內(nèi)生化，均發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入逆周期變化。然而，大量基于發(fā)達(dá)國(guó)家宏觀與產(chǎn)業(yè)層面數(shù)據(jù)的實(shí)證研究均表明研發(fā)投入順周期變化(Walde和Woitek，2004[8]；Quyang，2011[9])。鑒于此，Harashima(2005)[10]、Comin和Certler(2006)[11]加入對(duì)外生沖擊來(lái)源的考慮；Barlevy(2007)[12]強(qiáng)調(diào)研發(fā)活動(dòng)的動(dòng)態(tài)外部性對(duì)經(jīng)濟(jì)主體研發(fā)投入決策的影響，Shinagawa(2013)[13]考慮人口增長(zhǎng)與負(fù)外部性對(duì)研發(fā)效率的沖擊，對(duì)早期理論研究進(jìn)行補(bǔ)充修正并解釋研發(fā)投入順周期變化的原因。

以上研究均基于完善金融市場(chǎng)的前提假設(shè)，即企業(yè)內(nèi)部、外部資金完全替代，研發(fā)投入決策獨(dú)立于金融因素。然而現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，金融市場(chǎng)并不完善，信息成本、交易成本、委托代理問(wèn)題的存在使外部融資成本明顯高于內(nèi)部融資，而研發(fā)活動(dòng)因其較大的不確定性面臨較強(qiáng)融資約束，經(jīng)濟(jì)主體研發(fā)投入決策受制于金融因素，即內(nèi)部融資能力、貸款和資本市場(chǎng)融資的可獲得性等外部融資能力 (Fazzari等，1988[14])。因此，本文參考Aghion等(2010[15]；2012[16])和Quyang(2011)的分析框架，引入融資約束，建立一個(gè)非連續(xù)時(shí)間的兩期世代交替模型，著重在不完善金融市場(chǎng)情形中討論研發(fā)投入的周期特征，以及融資約束對(duì)研發(fā)投入水平及其周期特征的影響，并利用55個(gè)國(guó)家和我國(guó)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)與Sys-GMM方法驗(yàn)證本文理論分析結(jié)論并對(duì)現(xiàn)實(shí)情況進(jìn)行考察。

一、理論分析

(一)模型假設(shè)

經(jīng)濟(jì)中存在n個(gè)相同經(jīng)濟(jì)主體i(i=1,2,…,n)，其僅存活兩期(t期和t+1期)，每期被賦予一單位有效勞動(dòng)Ht與資本品結(jié)合生產(chǎn)商品供消費(fèi)。為簡(jiǎn)化分析，假設(shè)經(jīng)濟(jì)主體生產(chǎn)決策獨(dú)立于有效勞動(dòng)存量，其效用函數(shù)為：

Ut=Ct,t+βCt,t+1(1)

其中，Ct,t與Ct,t+1分別為經(jīng)濟(jì)主體在t期和t+1期的消費(fèi)，β是主觀貼現(xiàn)率。第一期初，經(jīng)濟(jì)主體出生并得到1個(gè)單位外生給定財(cái)富Wt，用于購(gòu)買短期生產(chǎn)資本Kt與長(zhǎng)期生產(chǎn)資本Zt，分別投入短期生產(chǎn)活動(dòng)與研發(fā)活動(dòng)。短期生產(chǎn)活動(dòng)回報(bào)周期較短，在第一期末獲得回報(bào)，產(chǎn)出取決于當(dāng)期短期生產(chǎn)資本、勞動(dòng)投入與外生沖擊：

Yt=AtF(Kt,Ht) (2)

At為t期發(fā)生的外生沖擊， F(K,H)=KαH1-α，是新古典生產(chǎn)函數(shù)。研發(fā)活動(dòng)在第二期末獲得回報(bào)，回報(bào)率更高但回報(bào)周期較長(zhǎng)，降低資產(chǎn)流動(dòng)性。經(jīng)濟(jì)主體在第一期初投入研發(fā)活動(dòng)后，經(jīng)濟(jì)中出現(xiàn)流動(dòng)性沖擊Lt使其面臨流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，經(jīng)濟(jì)主體必須對(duì)外融資以應(yīng)對(duì)流動(dòng)性沖擊。若未成功獲得融資，研發(fā)活動(dòng)失敗且產(chǎn)出為零，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)主體成功獲得融資時(shí)，研發(fā)活動(dòng)得以完成并在t+1期獲得產(chǎn)出為：

Yt,t+1=At+1F(Zt,Ht) (3)

其中，At+1表示t+1期的外生沖擊。若經(jīng)濟(jì)主體成功應(yīng)對(duì)流動(dòng)性沖擊，即對(duì)外融資以支付Lt的成本，其將在t+1期獲得數(shù)額為β-1Lt的額外收益，這確保流動(dòng)性沖擊只影響研發(fā)活動(dòng)總成本與總收益，而不影響預(yù)期回報(bào)凈現(xiàn)值。在不完善的金融市場(chǎng)中，經(jīng)濟(jì)主體可以其第一期期末財(cái)富Xt作為抵押獲得數(shù)額為(1+m)Xt的貸款，m≥0 ，其第一期預(yù)算約束可表示為：

Ct,t+Pt(Kt+Zt)+Ltet,t=Wt+Bt+Yt,t

(4)

Bt與Yt,t分別是經(jīng)濟(jì)主體獲得貸款與來(lái)自于生產(chǎn)性投資的產(chǎn)出，Bt≤mYt,t,Pt是資本品價(jià)格水平。若經(jīng)濟(jì)主體成功應(yīng)對(duì)流動(dòng)性沖擊，則et,t=1，否則為0。經(jīng)濟(jì)主體第二期預(yù)算約束為：

Ct,t+1=(Yt,t+1+β-1Lt)et,t-(1+Rt)Bt(5)

Yt,t+1表示研發(fā)活動(dòng)的產(chǎn)出，Rt為t期利率，(1+Rt)Bt是經(jīng)濟(jì)主體第二期需要償還的借款額。經(jīng)濟(jì)主體只存活兩期，在第二期不能借貸。假設(shè)流動(dòng)性沖擊與Ht同比例增長(zhǎng)以確保流動(dòng)性沖擊不會(huì)隨經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而消失，即1t=Lt/Ht，且1t[0,1max]，其分布函數(shù)為φ(1)=(1/1max)φ，當(dāng)1>1max時(shí)，φ(1)=1，其中，1max為流動(dòng)性沖擊的最大值。外生沖擊A是經(jīng)濟(jì)周期性波動(dòng)的來(lái)源，根據(jù)Quyang(2011)的研究，假設(shè)外生沖擊服從馬爾可夫過(guò)程，非條件均值為1，t期經(jīng)濟(jì)主體對(duì)t+1期外生沖擊的預(yù)期為：Et-1At=At-1p，其中，p(0,1)，它的取值使外生沖擊有均值回歸的特征。

(二)完善金融市場(chǎng)中的分析

完善金融市場(chǎng)中不存在融資約束，經(jīng)濟(jì)主體總能獲得所需資金，則et,t=1。由于效用函數(shù)是線性的，均衡時(shí)，市場(chǎng)利率為Rt=β-1，經(jīng)濟(jì)主體終生效用函數(shù)可以表示為：

Ut=Ct,t+βCt,t+1=Pt(Wt-Kt-Zt)+Yt,t-Lt+β(Yt,t+1+β-1Lt) (6)

令kt=Kt/Ht、zt=Zt/Ht，經(jīng)濟(jì)主體最優(yōu)化問(wèn)題可改寫為：

其中，f(kt)與f(zt)分別為單位有效勞動(dòng)衡量的生產(chǎn)性投資產(chǎn)出與研發(fā)投入產(chǎn)出。資本品的價(jià)格Pt是外生的，獨(dú)立于生產(chǎn)決策之外，均衡時(shí)，價(jià)格水平會(huì)自動(dòng)調(diào)整使得經(jīng)濟(jì)主體對(duì)兩種資本品的超額總需求為0，即預(yù)算約束為Kt+Zt=Wt。式(7)分別向kt、 zt求導(dǎo)并利用EtAt+1=Atp可得：

不難看出，1-p>0，在其他條件不變時(shí)，研發(fā)投入zt與外生沖擊At反方向變動(dòng)，即其逆周期變化，這是經(jīng)濟(jì)主體權(quán)衡研發(fā)投入預(yù)期回報(bào)與機(jī)會(huì)成本的結(jié)果。

(三)不完善金融市場(chǎng)中的分析

不完善的金融市場(chǎng)中，企業(yè)外部融資成本顯著高于內(nèi)部融資，這意味著流動(dòng)性沖擊導(dǎo)致研發(fā)活動(dòng)失敗的概率嚴(yán)格為正。只有流動(dòng)性沖擊滿足Lt≤∏t+1時(shí)，經(jīng)濟(jì)主體才能成功對(duì)抗流動(dòng)性沖擊，其中，∏t=(1+m)Yt,t+RtPt(Wt-Kt-Zt)，是第一期產(chǎn)出、貸款與剩余財(cái)富的總和。經(jīng)濟(jì)主體終生效用函數(shù)可表示為：Ut=Ct,t+βCt,t+1=Pt(Wt-Kt-Zt)+Yt,t-Ltet,t+β(Yt,t+1+β-1Lt)et,t，其選擇生產(chǎn)性投資與研發(fā)投入量以最大化其終生效用：

(9)

其中，λt=φ(πt)，為經(jīng)濟(jì)主體有足夠資金應(yīng)對(duì)流動(dòng)性沖擊的概率。式(9)分別向kt、zt求導(dǎo)得：

Et[Atf'(kt)]=βEt[(1-τt)At+1f'(zt)]

(10)

(12)

不難看出，1>τt>0，τt反映了信貸摩擦對(duì)短期生產(chǎn)性投入與研發(fā)投入產(chǎn)生的影響。根據(jù)式(10)可知，τt的存在降低了研發(fā)投入預(yù)期邊際產(chǎn)出，其他條件不變時(shí)，均衡狀態(tài)下研發(fā)投入水平將低于完善金融市場(chǎng)中的水平。如前文所述，價(jià)格水平會(huì)自動(dòng)調(diào)整到使經(jīng)濟(jì)主體對(duì)兩種資本品的超額總需求為零的水平，降πt=(1+m)Atf(kt)代入式(12)可得：

(13)

結(jié)合式(11)與式(13)，將式(10)改寫為：

(14)

結(jié)合式(10)可知：

(15)

融資約束可分為資金價(jià)格的約束與資金數(shù)量的約束(Almeida和Campello, 2001)，即融資約束增大不僅表現(xiàn)為φ取值的增大，而且表現(xiàn)為m的減少，即可獲得資金量的減少。將λt=Φ(πt)=((1+m)Atf(kt)/1max)φ代入式(15)，對(duì)τt向m求導(dǎo)得：

可見，τt是m的減函數(shù)，融資約束增大(m減小)使得τt增大，進(jìn)一步減小研發(fā)投入的預(yù)期邊際產(chǎn)出，研發(fā)投入下降。

命題1：在不完善的金融市場(chǎng)中，研發(fā)投入水平低于完善金融市場(chǎng)中的均衡水平；同時(shí)，融資約束程度越高，研發(fā)投入水平越低。

(16)

可見， zt與τt反方向變化，即逆周期變化的信貸摩擦將使得經(jīng)濟(jì)主體在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期增加研發(fā)投入，并在經(jīng)濟(jì)緊縮期減少研發(fā)投入，但此時(shí)機(jī)會(huì)成本效應(yīng)對(duì)研發(fā)投入的影響仍然存在，并對(duì)其產(chǎn)生反方向作用力，欲深入考察研發(fā)投入的周期特征，還需進(jìn)一步分析。將λt=[(1+m)Atf(kt)/1max]φ與式(15)代入式(16)可得：

可以看出，當(dāng)φ>(1-ρ)時(shí)①ρ取值越大，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)粘持性(persistence of the business cycle)越強(qiáng)，研發(fā)投入預(yù)期收益和機(jī)會(huì)成本差距越小，削弱機(jī)會(huì)成本效應(yīng)。，zt與At同方向變動(dòng)，且φ的取值越大，研發(fā)投入zt對(duì)At變化做出的反應(yīng)幅度越大。

命題2：在不完善的金融市場(chǎng)中，當(dāng)融資約束對(duì)研發(fā)投入的影響足以抵消機(jī)會(huì)成本效應(yīng)時(shí)，研發(fā)投入順周期變化。

命題3：融資約束的程度越高，研發(fā)投入順周期變化的特征越明顯。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)研究設(shè)計(jì)

1．模型設(shè)定與指標(biāo)選取

為考察各國(guó)研發(fā)投入的周期特征并驗(yàn)證融資約束對(duì)研發(fā)投入及其周期特征的影響，本文采用一階段計(jì)量模型設(shè)定方法，將計(jì)量模型設(shè)定如下：

△LNZit=α+β1LNZit-1+β2Gapit+β3Controlit+εit

(18)

△LNZit=α+β1LNZit-1+β2Gapit+β3Creditit+β4Gapit×Creditit+β5Controlit+εit

(19)

Zit代表i國(guó)t期的研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出，Gap為經(jīng)濟(jì)周期指標(biāo)，使用產(chǎn)出缺口表示。Credit表示融資約束，其與經(jīng)濟(jì)周期指標(biāo)的交互項(xiàng)用來(lái)檢驗(yàn)融資約束對(duì)研發(fā)投入周期特征的影響。Control是一系列控制變量，用來(lái)控制其他因素對(duì)研發(fā)投入的影響，包括政府支持程度GOV、人力資本水平H、貿(mào)易開放水平OPEN以及金融危機(jī)虛擬變量Year①*為具體年份，見后文。。在計(jì)量模型中，對(duì)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出進(jìn)行對(duì)數(shù)化以降低其與其他變量之間的量級(jí)差。研發(fā)活動(dòng)具有連續(xù)性，當(dāng)期研發(fā)投入和前期有較高相關(guān)性，因此計(jì)量模型中引入研發(fā)強(qiáng)度的一階滯后項(xiàng)LNZit-1作為解釋變量。各變量的指標(biāo)選取方法如下：

(2)融資約束Credit。本文根據(jù)陳仲常和余翔(2007)[17]的研究，采用科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集總額中金融機(jī)構(gòu)貸款所占比重來(lái)衡量研發(fā)活動(dòng)面臨融資約束程度。由于大部分國(guó)家并沒有科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集來(lái)源的統(tǒng)計(jì)，無(wú)法在國(guó)家層面上構(gòu)造融資約束指標(biāo)，因此，本文僅基于我國(guó)30個(gè)省市的面板數(shù)據(jù)來(lái)考察融資約束對(duì)研發(fā)投入及其周期特征的影響。其余控制變量選取方法見表1：

表1 各項(xiàng)指標(biāo)與衡量方法

2．?dāng)?shù)據(jù)說(shuō)明

考慮到數(shù)據(jù)完整性和可獲得性，本文選取29個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家與26個(gè)發(fā)展中國(guó)家與我國(guó)30個(gè)省市1998-2011年的數(shù)據(jù)為樣本。各國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出的數(shù)據(jù)來(lái)源于經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織和聯(lián)合國(guó)教科文組織的統(tǒng)計(jì)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)際貨幣基金組織的世界經(jīng)濟(jì)展望報(bào)告，高等學(xué)校入學(xué)率與進(jìn)出口總額來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)的統(tǒng)計(jì)。為使各國(guó)數(shù)據(jù)之間更具可比性，各變量均使用美元作為統(tǒng)一計(jì)量單位。我國(guó)各地區(qū)研發(fā)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集總額以及科技經(jīng)費(fèi)籌集總額中政府資金的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，各地區(qū)進(jìn)出口總額的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，各種受教育水平的受教育人數(shù)來(lái)源于《中國(guó)人口年鑒》。

3．估計(jì)方法

本文面板數(shù)據(jù)時(shí)間跨度相對(duì)于截面數(shù)據(jù)較少，且模型中研發(fā)投入與經(jīng)濟(jì)周期有反向因果關(guān)系，會(huì)產(chǎn)生內(nèi)生性問(wèn)題，因此采用動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)與系統(tǒng)廣義矩方法進(jìn)行處理。計(jì)量過(guò)程中，為保證估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性，將對(duì)工具變量有效性進(jìn)行Hansen過(guò)度識(shí)別約束檢驗(yàn)，對(duì)隨機(jī)誤差項(xiàng)的二階序列相關(guān)進(jìn)行Aerllano-Bond檢驗(yàn)， 并盡可能使工具

變量數(shù)不超過(guò)截面數(shù)，同時(shí)，遵循Bond(2002)[18]提出的一個(gè)原則：如果滯后項(xiàng)的GMM估計(jì)值介于固定效應(yīng)估計(jì)值和混合OLS估計(jì)值之間，則GMM估計(jì)是可靠有效的。本文所選控制變量中，個(gè)別國(guó)家沒有對(duì)高等院校入學(xué)率與研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出中政府籌集比例的統(tǒng)計(jì)，而我國(guó)缺少2009-2011年科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)籌集中政府資金數(shù)額的統(tǒng)計(jì)，為在盡可能保留信息量的前提下保證估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健性，本章將建立非平衡面板數(shù)據(jù)對(duì)計(jì)量模型進(jìn)行逐步估計(jì)。

(二)估計(jì)結(jié)果及分析

1．各國(guó)研發(fā)投入周期特征

(1)發(fā)達(dá)國(guó)家研發(fā)投入周期特征

本文利用三種方法對(duì)式(18)逐步回歸，估計(jì)結(jié)果見表2。不難看出，表2第(3)列與第(6)列Sys-GMM估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健可靠的，理由是：① Hansen檢驗(yàn)不能拒絕工具變量有效的原假設(shè)；② AR(2)檢驗(yàn)不能拒絕一階差分方程的隨機(jī)誤差項(xiàng)中不存在二階序列相關(guān)的原假設(shè)；③ 工具變量數(shù)不大于截面數(shù)(29)；④ 第(3)列與第(6)列滯后項(xiàng)估計(jì)值介于OLS估計(jì)值與FE估計(jì)值之間；⑤ 第(6)列與加入控制變量后，與第(3)列估計(jì)結(jié)果相比，經(jīng)濟(jì)周期指標(biāo)系數(shù)沒有發(fā)生明顯變化。下面根據(jù)第(6)列估計(jì)結(jié)果進(jìn)行分析。

估計(jì)結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)周期指標(biāo)Gap系數(shù)顯著為正，說(shuō)明發(fā)達(dá)國(guó)家研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出呈順周期變化的特征，這表明，融資約束對(duì)研發(fā)活動(dòng)的影響足以抵消機(jī)會(huì)成本效應(yīng)，即融資約束是研發(fā)投入決策的決定性因素。經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張期，融資約束程度降低，經(jīng)濟(jì)主體可以獲得更多內(nèi)外部資金投入研發(fā)活動(dòng)，研發(fā)投入提高。其他影響研發(fā)投入的控制變量估計(jì)結(jié)果表明，貿(mào)易開放帶來(lái)的“技術(shù)外溢”與競(jìng)爭(zhēng)程度的提高有助于增加發(fā)達(dá)國(guó)家研發(fā)投入；人力資本水平越高，越有利于對(duì)技術(shù)外溢的吸收與企業(yè)家創(chuàng)新精神的發(fā)揮，促進(jìn)研發(fā)投入；然而，政府支持程度的變化對(duì)研發(fā)投入影響不顯著，這是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家技術(shù)創(chuàng)新以企業(yè)為主體，政府對(duì)研發(fā)活動(dòng)的干預(yù)較少。最后，金融危機(jī)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家研發(fā)投入沒有顯著影響。

(2)發(fā)展中國(guó)家研發(fā)投入周期特征

這里使用相同方法并利用發(fā)展中國(guó)家的面板數(shù)據(jù)對(duì)計(jì)量模型再次估計(jì)，根據(jù)表3第(6)列估計(jì)結(jié)果，發(fā)展中國(guó)家研發(fā)投入順周期變化， 但研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的反應(yīng)力度較發(fā)達(dá)國(guó)家更大。根據(jù)本文分析，這是因?yàn)?，發(fā)展中國(guó)家融資約束程度較發(fā)達(dá)國(guó)家更高，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的反應(yīng)力度增大，而研發(fā)投入波幅增大將導(dǎo)致創(chuàng)新引入頻率的變化并最終可能加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

表2 研發(fā)投入周期特征——基于29個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家面板數(shù)據(jù)的研究

表3 研發(fā)投入周期特征——基于26個(gè)發(fā)展中國(guó)家面板數(shù)據(jù)的研究

其他控制變量的估計(jì)結(jié)果中，首先，政府支持并不利于研發(fā)投入。原因是，發(fā)展中國(guó)家政府對(duì)研發(fā)活動(dòng)干預(yù)過(guò)多①2011年，阿根廷、巴西與俄羅斯等主要發(fā)展中國(guó)家研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出中政府籌集比例分別為71.56%、52.64%與67.8%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于美國(guó)、日本和韓國(guó)的31.17%、16.4%、24.9%；，產(chǎn)生擠出效應(yīng)(康志勇，2013[19])。其次，人力資本水平的提高并沒有促進(jìn)研發(fā)投入。這可能因?yàn)?，人力資本作用的發(fā)揮存在門檻效應(yīng)(孫健、齊建國(guó)，2009[20])，發(fā)展中國(guó)家人力資本水平較低，無(wú)法發(fā)揮其對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用?？紤]到金融危機(jī)的傳導(dǎo)時(shí)滯，本文利用Year2008控制金融危機(jī)對(duì)發(fā)展中國(guó)家研發(fā)投入的影響，估計(jì)結(jié)果表明，金融危機(jī)使研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出增長(zhǎng)速度下降，這是因?yàn)榻鹑谖C(jī)對(duì)發(fā)展中國(guó)家企業(yè)流動(dòng)性產(chǎn)生較大沖擊，限制研發(fā)投入。

2．融資約束對(duì)研發(fā)投入及其周期特征的影響

為檢驗(yàn)融資約束程度對(duì)研發(fā)投入水平及其周期特征的影響，本文在計(jì)量模型中引入融資約束指標(biāo)，使用三種方法對(duì)式(19)進(jìn)行估計(jì)，如上所述，因數(shù)據(jù)可得性問(wèn)題，這里僅利用我國(guó)30個(gè)省市面板數(shù)據(jù)估計(jì)計(jì)量模型，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

如表4第(3)列估計(jì)結(jié)果所示，融資約束程度越高，研發(fā)投入水平越低(這里選取的融資約束代理指標(biāo)是個(gè)反向指標(biāo))，驗(yàn)證了命題1。這個(gè)結(jié)果可以部分解釋研發(fā)投入水平的地區(qū)差異。根據(jù)表4第(6)列估計(jì)結(jié)果，Gap×Credit的系數(shù)顯著為負(fù)，表明在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度一定的情況下，融資約束程度越高，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的反應(yīng)力度越大，即其順周期變化的特征更加明顯，驗(yàn)證了命題3。

周期性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生于非連續(xù)和非均衡性的技術(shù)創(chuàng)新行為，創(chuàng)新引入頻率的變化促使經(jīng)濟(jì)周期產(chǎn)生(Schumpter, 1912; 吳曉波等, 2011[21])，作為技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵要素，研發(fā)投入周期性變化同樣可能加劇經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)。融資約束增大將提

表4 融資約束對(duì)研發(fā)投入水平及其周期特征的影響

(1)LNZ_1，Gap是內(nèi)生變量，其余是外生變量；(2)為了滿足工具變量數(shù)不大于截面數(shù)及工具變量的有效性，第(3)與第(6)列中，對(duì)內(nèi)生變量滯后兩期并用了collapse，對(duì)于因變量的一階滯后用了滯后兩期。

高研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的反應(yīng)力度，導(dǎo)致其波動(dòng)幅度增大，引起創(chuàng)新引入頻率的變化，加速宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，不利于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)。根據(jù)本文實(shí)證分析，發(fā)展中國(guó)家融資約束程度較高，研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的反應(yīng)力度大于發(fā)達(dá)國(guó)家，這可在一定程度上解釋發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度大于發(fā)達(dá)國(guó)家的原因①據(jù)本文研究，發(fā)展中國(guó)家產(chǎn)出缺口標(biāo)準(zhǔn)差為8.9531，大于發(fā)達(dá)國(guó)家的6.2726。。

從這個(gè)角度看，緩解經(jīng)濟(jì)主體面臨融資約束，降低研發(fā)投入對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的反應(yīng)力度，將有利于平滑研發(fā)投入并減少經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

三、研究結(jié)論

本研究發(fā)現(xiàn)，在不完善的金融市場(chǎng)中，融資約束成為研發(fā)投入決策的重要影響因素，當(dāng)融資約束程度較高，足以抵消機(jī)會(huì)成本效應(yīng)的影響時(shí)，研發(fā)投入順周期變化，融資約束程度越高，研發(fā)投入水平越低、且順周期變化的特征越明顯。

隨后，本文利用29個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家、26個(gè)發(fā)展中國(guó)家及我國(guó)30個(gè)省市1998-2011年的面板數(shù)據(jù)對(duì)本文理論分析結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各國(guó)融資約束程度較高，機(jī)會(huì)成本效應(yīng)的影響相對(duì)較弱，導(dǎo)致研發(fā)投入順周期變化。同時(shí)，發(fā)展中國(guó)家因融資約束程度更高，研發(fā)投入順周期變化的特征更明顯。隨后，本文在計(jì)量模型中引入融資約束指標(biāo)利用我國(guó)30個(gè)省市面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，融資約束的存在降低了研發(fā)投入水平，并使其對(duì)經(jīng)濟(jì)周期的反應(yīng)力度加大，即融資約束程度提高將加大研發(fā)投入的周期性波動(dòng)幅度，導(dǎo)致創(chuàng)新引入頻率變化，并最終可能加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，不利于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定增長(zhǎng)。

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(責(zé)任編輯：金一超)

Financial Constraint, Business Cycle and R&D Expenditure

CHEN Huifang1， WEN Wu2

(1. College of Economics and Management, Zhejiang University of Technology, Hangzhou 310023, China;2. School of Economics and Management, Zhejiang SCI-TECH University, Hangzhou 310018, China)

This paper investigates the cyclical characteristic of R&D expenditure from the aspect of financial constraint and finds that the existence of financial constraint has changed its counter-cyclical characteristics caused by opportunity effect. When financial constraint is enough tight to offset the impact of opportunity effect, R&D expenditure moves pro-cyclically. The tighter financial constraint is, the lower level of R&D expenditure, and it shows more obvious pro-cyclical characteristic. At last, this paper examines the theoretical result based on the panel data of 55 countries and 30 provinces of China.

R&D expenditure; business cycle; financial constraint; pro-cyclical

2015-05-19

程惠芳(1953-)，女，浙江東陽(yáng)人，浙江省特級(jí)專家，教授，博導(dǎo)，博士，從事國(guó)際貿(mào)易、國(guó)際直接投資、跨國(guó)公司創(chuàng)新能力研究；文 武(1986-)，男，陜西眉縣人，講師，博士，從事經(jīng)濟(jì)周期與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究。

F202

A

1006-4303(2015)03-0241-08