金融綜合改革項目對企業(yè)創(chuàng)新的影響研究
——基于地級市面板數(shù)據(jù)的準自然實驗

肖 妮，林天愛

（暨南大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院金融系，廣州 510632）

一、引言

企業(yè)創(chuàng)新對于企業(yè)自身績效提高、經(jīng)濟水平增長和社會生活水平改善至關(guān)重要。由技術(shù)進步和創(chuàng)新驅(qū)動引起的生產(chǎn)率提高是經(jīng)濟增長的重要來源（F?re et al，1994）。技術(shù)變革與創(chuàng)新不僅是促進中國經(jīng)濟不斷增長、國際地位提高的內(nèi)在動力，也是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、促進可持續(xù)發(fā)展的驅(qū)動因素。運作良好的金融體系能夠催動技術(shù)進步，從而促進經(jīng)濟增長（Schumpeter，1911）。金融體制改革為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造了良好的環(huán)境與資金支持，二者息息相關(guān)，互持共進。然而，與國外高度發(fā)達的金融體系相比，我國的金融環(huán)境并沒有給企業(yè)提供充分信息支持與足夠資金扶持，企業(yè)創(chuàng)新面臨諸多制約因素。鑒于我國金融發(fā)展一直采取循序漸進模式，以及不斷探索各種金融改革政策的現(xiàn)狀，其亟待解決的問題是：金融體制改革究竟應(yīng)該如何操作才可有效促進企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展，金融體系的內(nèi)部機制與結(jié)構(gòu)應(yīng)如何調(diào)整才能良好地服務(wù)為企業(yè)的技術(shù)進步工作？

長期以來，國家不斷探索如何完善與強化金融系統(tǒng)對社會運轉(zhuǎn)的促進作用，開展金融制度全面改革，實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，尤其以2012 年以來成立的國家級金融綜合改革試驗區(qū)為重，即經(jīng)中國人民銀行、國家發(fā)展改革委、財政部等部門批準，陸續(xù)在浙江、廣東、福建、云南、廣西等地建立一系列國家級金融綜合改革試驗區(qū)，力求塑造新型金融發(fā)展模式，大力促進企業(yè)技術(shù)變革與創(chuàng)新發(fā)展，以順應(yīng)提升企業(yè)績效、增長區(qū)域經(jīng)濟水平和改善社會生活水平的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型要求。時至今日，這些井然有序地從金融體系的各個方面不斷推進金融制度的創(chuàng)新，探索經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展道路的金融綜合改革試驗區(qū)，是否能促進企業(yè)向高端技術(shù)邁進？此次自下而上的全方位試點工作促進企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展又具有什么經(jīng)驗和教訓(xùn)？試點工作的金融制度還應(yīng)怎樣優(yōu)化設(shè)計安排才能進一步提升企業(yè)創(chuàng)新能力？對此，將基于這些問題，以金融綜合改革試驗區(qū)與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系為研究對象，采集2010—2019 年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)，運用多時點雙重差分模型（difference-in-difference，DID），評估十二個國家金融綜合改革試驗區(qū)的政策效果，研究與討論金融體制改革與企業(yè)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系及影響，并提出對應(yīng)的政策建議。

二、文獻綜述

（一）金融體制改革與試點工作的研究

2012 年3 月28 日，國務(wù)院常務(wù)會議批準實施《浙江省溫州市金融綜合改革試驗區(qū)總體方案》，決定在溫州成立首個國家級金融綜合改革試驗區(qū)，以解決其存在的“民間借貸危機”，化解地方金融風(fēng)險。此后，國家又于2012—2017 年五年期間先后在廣東、福建、云南、廣西、山東、江蘇、河南、浙江、貴州、江西、新疆等地區(qū)設(shè)立了十二個國家級金融綜合改革試驗區(qū)，突出了國家針對不同所在地的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平差異，給予一系列的金融改革政策的“組合拳”支持，賦予地方較大的金融自主權(quán)，其有關(guān)政策內(nèi)容主要體現(xiàn)在金融體制的優(yōu)化、促進實體企業(yè)融資、金融業(yè)態(tài)創(chuàng)新發(fā)展與化解地方金融風(fēng)險四個方面（王賢彬等，2020）。

隨著金融綜合改革試驗區(qū)試點逐漸推開，對其項目開展研究、討論的文獻開始出現(xiàn)。其中，陳曄婷等（2018）運用合成控制法，對五個國家級金融改革試驗區(qū)開展反事實檢驗，證明不同試驗區(qū)對全生產(chǎn)要素產(chǎn)生的影響具有明顯差異，浙江省和云南省的試驗區(qū)通過擴寬融資渠道和業(yè)務(wù)創(chuàng)新能有效地促進全要素生產(chǎn)率的提升，而山東省和福建省的改革效果不甚明顯；王賢彬等（2020）通過國家金融綜合改革試驗區(qū)設(shè)立準自然試驗，運用漸進性雙重差分法考察改革政策對宏觀與微觀兩方面的影響，結(jié)果表明試驗區(qū)的設(shè)立能促進全要素生產(chǎn)率的上升，且對經(jīng)濟增長具有長期影響；周立和雷中豪（2020）運用2008—2016 年的季度面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分法考察發(fā)現(xiàn)金融改革試驗區(qū)對經(jīng)濟的增長具有倒U 型關(guān)系，政策效果先由小變大，經(jīng)濟水平不同的地區(qū)通過發(fā)展有差別的產(chǎn)業(yè)來拉動經(jīng)濟增長，后由大變小，即政府的過渡干預(yù)又會阻礙市場活力，不利于資源配置與經(jīng)濟增長；閆永生等（2022）運用多期雙重差分法，發(fā)現(xiàn)金融綜合試驗區(qū)能夠促進區(qū)域創(chuàng)新，并且具有地域異質(zhì)性。由此可見，其研究結(jié)論并非取得一致。

（二）創(chuàng)新方面的研究

國外部分學(xué)者研究金融機構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新的影響，取得了一定成果。Benfratello et al（2008）通過運用20世紀90 年代意大利企業(yè)創(chuàng)新的數(shù)據(jù)，使用Logit 模型考察銀行業(yè)發(fā)展是否影響企業(yè)層面投入創(chuàng)新過程的總體效果，發(fā)現(xiàn)對于高科技部門、更依賴外部融資的部門和較小的公司來說，銀行業(yè)的發(fā)展與工藝創(chuàng)新聯(lián)系至關(guān)重要；Amore et al（2013）將20 世紀80 年代和90 年代美國跨州銀行業(yè)放松管制的交錯過程作為美國銀行業(yè)機構(gòu)地理分布外源性變化的來源，應(yīng)用雙重差分法來研究銀行業(yè)是否能促進上市制造企業(yè)的創(chuàng)新，發(fā)現(xiàn)放松管制可驅(qū)動依賴銀行的企業(yè)的金融約束，進而影響企業(yè)創(chuàng)新。與此研究視角相對應(yīng)，另有部分文獻則探討企業(yè)自身發(fā)展對其創(chuàng)新的影響。Bernstein（2015）通過1985—2003 年的創(chuàng)新公司樣本文公司上市后對創(chuàng)新的影響，得出的結(jié)論是在公司收購方面，上市公司通過收購兼并獲得了大量專利，且獲得的專利質(zhì)量高于首次公開募股后內(nèi)部產(chǎn)生的專利。還有部分學(xué)者研究金融與創(chuàng)新之間的關(guān)系。Meierrieks（2014）使用了1993—2008 年51 個國家的面板數(shù)據(jù)，研究了金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)加強一個國家金融體系的經(jīng)濟政策可以增加創(chuàng)新活動，這反過來可能導(dǎo)致經(jīng)濟績效的提高。

國內(nèi)學(xué)者則研究政府政策對企業(yè)創(chuàng)新的影響。安同良等（2009）通過構(gòu)建理論模型推導(dǎo)研究開放補貼對企業(yè)自主創(chuàng)新的影響，分別從信息對稱、不對稱兩種條件下探討了兩種企業(yè)的行為選擇；劉小元和林嵩（2013）則以2009—2011 年的創(chuàng)業(yè)企業(yè)為研究對象，取我國的市場分割為特定背景，分析地方政府財政補貼和所得稅對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)稅收優(yōu)惠對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響，適用稅率越低對企業(yè)創(chuàng)新的激勵越大，企業(yè)創(chuàng)新的投入與產(chǎn)出也越多；方云龍和劉佳鑫（2021）通過對創(chuàng)業(yè)板上市的企業(yè)數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠通過內(nèi)源與外源兩方面發(fā)揮協(xié)同作用，顯著地影響企業(yè)創(chuàng)新水平。

在金融發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系研究方面，文獻大多從兩方面開展分析。

一是研究企業(yè)自身融資行為與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系：郝項超等（2018）運用2010—2013 年上市公司數(shù)據(jù)，通過傾向得分匹配法和雙重差分模型分析融資融券行為對企業(yè)創(chuàng)新的影響，得出的結(jié)論為融資的負面效應(yīng)大于融券的正面效應(yīng)，融資融券改革對企業(yè)創(chuàng)新的總體效果并不理想；溫軍和馮根福（2018）分別從風(fēng)險投資的增值服務(wù)和攫取行為兩個角度證明了其對企業(yè)創(chuàng)新的影響，結(jié)果表明兩者呈“U”型關(guān)系，風(fēng)險投資增加，企業(yè)的創(chuàng)新程度先下降后上升；毛其淋（2019）則從融資約束與替代效應(yīng)兩個角度闡述了外資進入自由化對企業(yè)創(chuàng)新的影響，證明引進外資與國內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，結(jié)果表明引進外資有助于企業(yè)創(chuàng)新能力提升，融資約束降低產(chǎn)生的正向影響大于替代效應(yīng)產(chǎn)生的負向影響。

二是研究金融機構(gòu)的發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系：莊毓敏等（2020）采用2008—2016 年的省級數(shù)據(jù)，應(yīng)用系統(tǒng)廣義矩估計對動態(tài)面板模型進行估計，考察了金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新、經(jīng)濟增長的影響及企業(yè)創(chuàng)新在其中的中介效應(yīng)；戴靜等（2020）采集商業(yè)銀行分支機構(gòu)數(shù)據(jù)構(gòu)造了赫芬達爾指數(shù)，通關(guān)零膨脹負二項分布模型方法和Probit 方法檢驗銀行競爭程度與企業(yè)創(chuàng)新水平之間的關(guān)系，實證表明商業(yè)銀行競爭越激烈，對企業(yè)的創(chuàng)新促進作用越明顯；蔡慶豐等（2020）根據(jù)銀行網(wǎng)點的地理位置信息，探討信貸資源對企業(yè)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)信貸資源對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用超過了促進作用，不利于企業(yè)創(chuàng)新。

還有部分學(xué)者突破企業(yè)微觀數(shù)據(jù)局限，將視角擴展到城市創(chuàng)新分析。謝呈陽和胡漢輝（2020）分析了當前土地資源的配置方式對城市創(chuàng)新的正面和負面兩方面的影響，認為不合理的土地資源配置方式對經(jīng)濟發(fā)達的東部地區(qū)的負面影響更為明顯；王春楊等（2020）以2001—2016 年地級及以上城市樣本數(shù)據(jù)，應(yīng)用雙重差分模型證研高鐵的建設(shè)是否會對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)生影響，得出的結(jié)論是高鐵的開通會對區(qū)域創(chuàng)新帶來正面影響。

（三）文獻評述

總結(jié)上述文獻，首先，其研究均提及金融綜合改革試驗區(qū)可促進經(jīng)濟增長，企業(yè)創(chuàng)新對經(jīng)濟發(fā)展具有巨大的推動力，但多數(shù)文獻將兩者之間聯(lián)系起來并不多見，尤其是實證金融綜合改革試驗區(qū)與創(chuàng)新企業(yè)的關(guān)系，考察其能否促進企業(yè)創(chuàng)新能力提升的研究，更為少見；其次，對于創(chuàng)新的研究，以往文獻也多偏重于企業(yè)微觀方面的研究，涉及宏觀政策對企業(yè)創(chuàng)新有何影響、如何影響等方面的實證性研究也不多見，且內(nèi)容多未考慮地方金融改革這一重要的因素影響評價，導(dǎo)致其研究論據(jù)不夠充分；最后，文獻多涉及金融綜合改革試驗區(qū)對企業(yè)創(chuàng)新指標的整體研究，沒有細化企業(yè)創(chuàng)新水平層面，并未重點討論試驗區(qū)可否促進企業(yè)進行高質(zhì)量創(chuàng)新，以及現(xiàn)有政策能否促使企業(yè)接近創(chuàng)新前沿。

對此，本研究將開展金融綜合改革試驗區(qū)試點政策的評估分析，從企業(yè)創(chuàng)新的視角探討金融試點工作的成效，同時，通過地級市數(shù)據(jù)的釆集，細化了各個區(qū)域的數(shù)據(jù)計量分析，可精確地反映試點效果。另外，選用DID 模型可極大地克服內(nèi)生性問題，更加穩(wěn)定實證結(jié)果?？傊?，以此實證分析金融體制改革與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系問題，論證其影響因素及程度，總結(jié)經(jīng)驗與教訓(xùn)，邏輯提出完善政策建議，無疑對今后的金融改革方向?qū)⒕哂兄卮笠饬x。

三、理論分析與假設(shè)

（一）金融綜合改革試驗區(qū)與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系

金融綜合改革試驗區(qū)的建立，使之金融背景改善而催生企業(yè)進行創(chuàng)新，在當前經(jīng)濟大環(huán)境不穩(wěn)定的情況下，將成為企業(yè)突破瓶頸的重要驅(qū)動力。這里的企業(yè)創(chuàng)新，是指產(chǎn)品與工藝方面的創(chuàng)新，系知識積累與科技變革結(jié)合而產(chǎn)生的新技術(shù)新產(chǎn)品（Becheikh et al，2006），而并不包括組織與管理創(chuàng)新。它有以下特點：耗時周期長，經(jīng)歷研發(fā)、開發(fā)、檢測與完成階段，需要不斷來回調(diào)試；技術(shù)難度大，依靠大量技術(shù)人員進行研發(fā)，且失敗率很高；創(chuàng)新結(jié)果具有不確定性，許多未來事件不可期，而且創(chuàng)新帶來的經(jīng)濟回報也具有不確定性；資金需求量大，需要大量研發(fā)投入，不少企業(yè)除了動用企業(yè)內(nèi)部資金，還需要外部資金的幫助（Holmstrom，1989）。這些特征決定了企業(yè)管理層需要較高水平和充足資金來把握創(chuàng)新決策。

企業(yè)創(chuàng)新需要投入大量資金，其中最主要的是研發(fā)投入（R&D），其在很大程度上被認為是創(chuàng)新成敗與否的關(guān)鍵（Becheikh et al，2006）。企業(yè)管理者需要決定項目資金在企業(yè)運營的各個環(huán)節(jié)中如何分配，以及將多少資金分配到企業(yè)創(chuàng)新活動當中，故創(chuàng)新過程的實質(zhì)主要是將金融資本與思想背后的人力資本相匹配，若將創(chuàng)新行為進行抽象簡化，創(chuàng)新決策便構(gòu)成投資決策，導(dǎo)致如何分配資金成為其中的標準問題（Holmstrom，1989）。

金融改革推動金融體系與金融服務(wù)的完善，有利于改善創(chuàng)新決策依賴的資金和管理問題，國家政策所帶來的的金融發(fā)展能夠?qū)?chuàng)新產(chǎn)生有利影響（Meierrieks，2014）。金融綜合改革試驗區(qū)推動金融制度變革，以金融服務(wù)實體經(jīng)濟為導(dǎo)向，通過政府大力支持，促進市場進行資源分配，充分發(fā)揮金融體系資源調(diào)度作用。金融發(fā)達地區(qū)能夠增加對增長行業(yè)的投資，減少對衰退行業(yè)的投資（Rajan 和Zingales，2001）。本研究認為，金融改革促進企業(yè)創(chuàng)新主要路徑是緩解融資約束，其機制是金融體系的發(fā)展可緩解企業(yè)的融資約束，后者將以較小成本從外部籌集充足資金，保障產(chǎn)品研發(fā)資金，進而促進能力創(chuàng)新；另外，企業(yè)創(chuàng)新也具有風(fēng)險特性，表現(xiàn)為管理層的僥幸心理，不一定總為產(chǎn)品研發(fā)提供所需資金，甚至?xí)壕徢把丶夹g(shù)的研究，導(dǎo)致創(chuàng)新活動需要接受金融監(jiān)督。而金融體系的發(fā)展可有效處理企業(yè)代理問題（郝項超等，2018），金融監(jiān)管水平的提高則可引導(dǎo)融通的資金精準地流向創(chuàng)新項目，從而促進企業(yè)創(chuàng)新水平的提升。

因此，金融綜合改革試驗區(qū)的設(shè)立能夠通過有效促進金融體系良性發(fā)展，從而提高企業(yè)創(chuàng)新能力。下面，將通過金融體系的融資與監(jiān)督兩個功能進行詳細探討。

1.企業(yè)創(chuàng)新成本與融資約束

企業(yè)的研發(fā)投入需要資金的大力支持。企業(yè)若能增加獲得外部資金的機會，通過降低成本，可能會導(dǎo)致更密集的創(chuàng)新活動，使得新產(chǎn)品和新技術(shù)的開發(fā)可以順利進行，甚至更快地采用前沿技術(shù)和實踐（Gorodnichenko 和Schnitzer，2013），另外，企業(yè)在研發(fā)過程中又會出現(xiàn)信息不對稱和道德風(fēng)險問題，由此推高外部融資成本，導(dǎo)致融資困難，創(chuàng)新受到阻礙（Hall 和Lerner，2010）。在金融體系兩種融資方式中，我國是以銀行間接融資為主導(dǎo)的金融體系，發(fā)達的銀行體系掌握著我國絕大部分的資金資源，構(gòu)成促進企業(yè)創(chuàng)新的重要融資途徑（Amore et al，2013）。金融綜合改革試驗區(qū)支持銀行業(yè)等地方金融中介機構(gòu)的發(fā)展，能通過緩解信息不對稱等問題為企業(yè)提供借貸資金。金融中介能聚集社會閑置的儲蓄，在資金的存儲與借貸過程中將儲蓄向資本轉(zhuǎn)移，有助于將儲蓄轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)性的投資機會（Blackburn 和Hung，1998）。

然而，銀行業(yè)更傾向于為國有企業(yè)和有大量固定資產(chǎn)的大企業(yè)進行融資擔保。首先，研發(fā)過程中的投入以科研技術(shù)和人力資源為主，大公司比中小企業(yè)有更多的資源來創(chuàng)新和支持風(fēng)險活動（Tsai，2001），可以受益于研發(fā)投入的規(guī)模經(jīng)濟、生產(chǎn)和營銷（Stock et al，2002），而諸多小公司則在初創(chuàng)階段并沒有充足的固定資產(chǎn)，其無形資產(chǎn)難以成為銀行貸款的抵押品，故通過銀行貸款審查概率很低。其次，有些學(xué)者認為，以融資融券為主的直接融資方式能比以金融機構(gòu)為主的間接融資方式更加高效。這是因為，基于銀行網(wǎng)絡(luò)關(guān)系的金融系統(tǒng)的一個缺點是價格信號模糊不清，而市場經(jīng)濟中的良性循環(huán)則是依靠價格進行指導(dǎo)（Rajan 和Zingales，2001）。金融綜合改革試驗區(qū)明確提出要提高直接融資比例，支持有條件的企業(yè)上市或上市公司優(yōu)化重組，實施股票債券的直接融資方式，使之資金變動與價格變化的靈活關(guān)聯(lián)，能夠更好地反映公司的價值。鑒于股票市場上的股權(quán)交易制度可轉(zhuǎn)讓公司的投資份額、話語權(quán)與控制權(quán)，其融資并不需要抵押品的轉(zhuǎn)讓（Brown et al，2009）。因此股票市場對抵押品的需求低，承受風(fēng)險能力高，可符合沒有足夠固定資產(chǎn)的小企業(yè)和以無形資產(chǎn)為主的創(chuàng)新企業(yè)的融資需求，從而降低資金成本，減緩?fù)獠咳谫Y約束，提升企業(yè)創(chuàng)新。最后，私人股本能夠促進企業(yè)創(chuàng)新，風(fēng)險資本也是如此（Lerner et al，2011），其作用在于減少融資公司的流動性不足（Rajan 和Zingales，2001）。雖然小型企業(yè)和新型創(chuàng)新企業(yè)會經(jīng)歷高資本成本，風(fēng)險資本的存在則部分緩解了高資本成本問題（Hall 和Lerner，2010）。

一個公司的資金來源多樣且復(fù)雜。強調(diào)擁有一個基于銀行或基于市場的體系本身似乎并不重要（Beck和Levine，2002）。金融系統(tǒng)擁有改善信息和交易成本的能力，而不管銀行或市場是否提供這些服務(wù)（Levine，1997）。此外，銀行和市場在提供金融服務(wù)方面可以起到互補作用（Huybens 和Smith，1999）。發(fā)達的金融市場更有可能克服信息不對稱和其他外部信貸障礙，隨著金融市場的發(fā)展，企業(yè)面臨的金融摩擦的嚴重性不斷降低，各個金融部門的深度改革可能會很好地緩解金融摩擦的不利影響（Gorodnichenko 和Schnitzer，2013）。產(chǎn)品研發(fā)活動對外部融資成本極其敏感，金融摩擦的改善對其是一個利好方向。因此金融改革所帶來的融資環(huán)境的寬余能顯著地刺激企業(yè)創(chuàng)新。

2.企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險與金融監(jiān)管

創(chuàng)新項目與其他經(jīng)營項目相比較，其承包要求高，代理成本高（Holmstrom，1989）。公司的創(chuàng)新活動和由創(chuàng)新引發(fā)的外部融資行為會引發(fā)一系列的代理問題和道德風(fēng)險等問題，主要有：發(fā)明者和投資者之間的信息不對稱；因所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離而產(chǎn)生的道德風(fēng)險；發(fā)明者方面的道德風(fēng)險（Hall，2002）。

發(fā)明者和投資者之間的信息不對稱的風(fēng)險表現(xiàn)：公司需要外部資金來進行研究和開發(fā)活動，但只有公司可以知道研究項目是否成功，這是一種私人信息，由此就會產(chǎn)生道德風(fēng)險，即公司可以聲稱項目失敗從而迴避還款（Blackburn 和Hung，1998），而且在信息不對稱下討價還價是非常困難的，代理方不會讓委托方知情所有的信息（Holmstrom，1989）。

因所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離、發(fā)明者方面而產(chǎn)生的道德風(fēng)險有：鑒于企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，經(jīng)理會有自己的考量。管理層可能傾向短視行為，通過選擇回報更快的項目，提高早期平均回報，這拔高了市場對管理層與公司潛力的預(yù)期，試圖最大化公司市值的管理層會被引導(dǎo)選擇短期項目（Holmstrom，1989），管理層有可能會將融資所獲資金投入回報較高的行業(yè)，而對研發(fā)風(fēng)險較大，失敗可能性較大，利潤確定性難以評估的研發(fā)創(chuàng)新，則因與企業(yè)短期逐利不相符而會有所怠慢。同時，除了短期逐利行為，企業(yè)高管追求安逸生活或保護聲譽都是短期行為的動機，無論哪一種都不利于企業(yè)創(chuàng)新（郝項超等，2018）。

投資者為企業(yè)提供資金后也會關(guān)注企業(yè)的研發(fā)動向并約束企業(yè)管理者的短期行為。金融體系具有監(jiān)督投資項目和公司治理的功能，其金融改革促進金融監(jiān)管體制的加強，防范金融風(fēng)險可充分發(fā)揮這一功能。金融市場通過價格機制可及時監(jiān)督企業(yè)的經(jīng)營活動，良好的股票市場與公司控制相關(guān)聯(lián)，在公司治理中占重要地位（Black 和Gilson，1998），能夠督促企業(yè)將資金用于研發(fā)活動，從而促進企業(yè)進行創(chuàng)新。而銀行等金融中介則可有效降低企業(yè)的監(jiān)管成本。金融綜合改革試驗區(qū)加強了征信體系的建立，集中銀行、擔保等機構(gòu)，提供信用調(diào)查，使得金融中介能將資金與監(jiān)管任務(wù)整合起來，所有的管控程序由金融機構(gòu)代勞，避免重復(fù)勞動，有效降低監(jiān)管成本（Blackburn 和Hung，1998）。除了銀行，風(fēng)險投資者還可對其投資的企業(yè)進行嚴密的監(jiān)督，他們可以作為外部董事參與項目評估、非正式咨詢、與客戶的會議及重要的戰(zhàn)略決策等，對私營企業(yè)起監(jiān)督作用。這些監(jiān)督作用能引導(dǎo)資金流向高性能的產(chǎn)品研發(fā)，將資金精準投入創(chuàng)新環(huán)節(jié)中，避免在其他項目過多損耗資金，從而促進企業(yè)創(chuàng)新。

（二）金融改革與企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量

企業(yè)創(chuàng)新能力不僅要求創(chuàng)新規(guī)模的擴大，還要求創(chuàng)新質(zhì)量的提升。只有不斷在科學(xué)領(lǐng)域更新?lián)Q代高技術(shù)產(chǎn)品，探索出科技領(lǐng)域具有前瞻性、突破性、先導(dǎo)性的前沿技術(shù)，成為引領(lǐng)這一產(chǎn)業(yè)的先驅(qū)與支柱，企業(yè)才能保持核心競爭力。盡管許多學(xué)者詬病專利數(shù)據(jù)衡量的是發(fā)明而不是創(chuàng)新（Becheikh et al，2006），但它仍可以直觀地反映企業(yè)推出新產(chǎn)品新技術(shù)的成果，以及其科技含量的高低。我國的專利分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利。其中，發(fā)明專利要求的科技含量最高；實用新型專利則涉及產(chǎn)品的使用、構(gòu)造，主要是產(chǎn)品形態(tài)和部分功能的改變，科技含量要求稍低；外觀設(shè)計專利是改變外觀與包裝的新穎程度，科技含量要求最低?？紤]到企業(yè)創(chuàng)新的難易程度、金融綜合改革試驗區(qū)的政策效果及滯后效應(yīng)等等因素，企業(yè)對不同的專利項目會有不同的重視程度，進行不同的規(guī)劃。金融改革項目為企業(yè)帶來的融資使得推出的實用新型產(chǎn)品達到市場飽和后，想要獲得更多利潤，就需進一步提高產(chǎn)品的技術(shù)優(yōu)勢，不斷研發(fā)出頂尖產(chǎn)品，進行更新?lián)Q代，開括新的市場。因此，三種專利中企業(yè)最有可能研究相對保守的實用新型專利?？紤]到試驗區(qū)提供的優(yōu)越制度環(huán)境，企業(yè)能夠便利地得到創(chuàng)新資金，其前沿創(chuàng)新水平將有一定提升，并會減少低水平的創(chuàng)新活動。

基于以上分析，本文根據(jù)金融綜合改革試驗區(qū)的改革措施、金融體系的功能、企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險特征及三種專利的難易程度，提出三個假設(shè)。

假設(shè)1：金融綜合改革試驗區(qū)能夠促進企業(yè)創(chuàng)新（H1）；

假設(shè)2：金融體系越發(fā)達的試驗區(qū)促進企業(yè)創(chuàng)新的程度越大（H2）；

假設(shè)3：金融綜合改革試驗區(qū)能使得企業(yè)增加高水平，減少低水平創(chuàng)新，在一定程度上進行前沿創(chuàng)新（H3）。

四、模型設(shè)定與變量說明

本研究的對象為2012—2017 年在浙江、廣東、福建、云南、廣西、山東、江蘇、河南、貴州、江西、新疆等地設(shè)立的12 個金融綜合改革試驗區(qū)，2019 年以后新設(shè)立的試驗區(qū)未納入樣本。數(shù)據(jù)選取2010—2019 年的292個地級市面板數(shù)據(jù)，剔除了四個直轄市。由于試驗區(qū)成立的時間不同，故采用多時點DID 模型。設(shè)定模型如下：

其中：innovation為被解釋變量，代表創(chuàng)新指數(shù)。以往的文獻中許多學(xué)者用研發(fā)支出來衡量企業(yè)的創(chuàng)新能力，但這兩種方法各有其缺陷。研發(fā)支出被認為是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素，但研發(fā)支出只是衡量企業(yè)創(chuàng)新投入，無法衡量創(chuàng)新產(chǎn)出，在企業(yè)創(chuàng)新不確定、無法預(yù)測的情況下，投入與產(chǎn)出不一定成比例，其關(guān)系具有高度不確定性（Hall，2002），研發(fā)投入不一定會帶來創(chuàng)新（Gorodnichenko 和Schnitzer，2013）；另外，許多創(chuàng)新產(chǎn)出也不一定是在實驗室里完成的（Michie，1998）。還有一種屬性判斷，則是鑒于知識的外溢性，創(chuàng)新帶來的社會效益會大于公司的經(jīng)濟效益，一些公司更喜歡通過其他合適的方法來保護它們的創(chuàng)新，如技術(shù)復(fù)雜性、工業(yè)秘密，以及保持領(lǐng)先于競爭對手的領(lǐng)先時間（Kleinknecht et al，2002），進而代表其創(chuàng)新標志。

本文選用的衡量企業(yè)創(chuàng)新的指標為北京大學(xué)企業(yè)大數(shù)據(jù)研究中心發(fā)布的朗潤龍信中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)，它建立了一套以企業(yè)家、資金投入和技術(shù)成果三個維度來衡量的，運用指數(shù)研究方法綜合反映地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新活力的企業(yè)創(chuàng)新指數(shù)，對各級政府的行政決策具有重要的指導(dǎo)意義，其中包括總指數(shù)得分、人均得分、單位面積得分三個綜合指標，由新建企業(yè)、吸引外來投資、吸引風(fēng)險投資、專利授權(quán)數(shù)、商標注冊數(shù)量5 個分項指標得出。

project為政策項目實施的虛擬變量。將樣本分為兩組，設(shè)立試驗區(qū)的地級市為處理組，其余地級市為對照組。若既為處理組，又為建設(shè)試驗區(qū)后的年份但不包括試驗區(qū)成立當年，政策虛擬變量取1，其他情況都取0。i為地級市，t為年份，δi為地區(qū)固定效應(yīng)，γt為時間固定效應(yīng)，μit為隨機擾動項。α為截距項，φ為控制變量系數(shù)，β為試驗區(qū)的政策效果，是重點考察指標。

X為其他影響企業(yè)創(chuàng)新的控制變量，包括人口規(guī)模（lpop）、工業(yè)化程度（lind）、教育程度（ledu）、科研投入（lsci）、外商直接投資（lfdi）。

人口規(guī)模（lpop）。人口形成人力資本，是一個城市發(fā)展的基本，是智慧的來源，人口增長能為企業(yè)創(chuàng)新帶來活力。優(yōu)秀的城市與企業(yè)必然吸引一定的人才，當人口聚集到一定規(guī)模時才會促進企業(yè)創(chuàng)新。選取指標為年末總?cè)丝?，? 取對數(shù)。

工業(yè)化程度（lind）。企業(yè)是創(chuàng)新的重要主體，創(chuàng)新往往是企業(yè)在工業(yè)化生產(chǎn)時產(chǎn)生的。因此企業(yè)創(chuàng)新與工業(yè)化程度密不可分，工業(yè)化程度越高，企業(yè)越能招商引資，為創(chuàng)新活動提供支持與保障（謝呈陽和胡漢輝，2020）。本研究選取的衡量工業(yè)化程度的指標為規(guī)模以上的工業(yè)企業(yè)個數(shù)/地級市GDP，加1 取對數(shù)。

教育程度（ledu）。研發(fā)投入或更多的支出大部分受過高等教育的科學(xué)家和工程師的工資（Hall 和Lerner，2010）。企業(yè)創(chuàng)新過程中知識和信息越來越重要，這增強了教育的作用（Beugelsdijk 和Cornet，2002）。本研究選擇各個地區(qū)的教育支出來衡量企業(yè)配備的人力資源情況。指標計算為教育事業(yè)費支出/地方一般公共預(yù)算支出，加1 取對數(shù)。

科研投入（lsci）。研發(fā)投入是創(chuàng)新過程的一個投入，投入可以或多或少地得到有效利用，是創(chuàng)新成果的重要影響指標。但按地區(qū)劃分研發(fā)資金數(shù)據(jù)的統(tǒng)計往往很難做到。因此本研究的科研投入選擇地區(qū)財政科技支出，一定程度上與企業(yè)的研發(fā)投入有關(guān)，又能避免與每個企業(yè)創(chuàng)新程度相互牽引。指標計算為地區(qū)財政科技支出/地方一般公共預(yù)算支出，加1 取對數(shù)。

外商直接投資（lfdi）。外商直接投資是資金、先進技術(shù)、企業(yè)管理方式等要素進行的跨國轉(zhuǎn)移。因此能夠?qū)馄髽I(yè)的知識、技術(shù)與經(jīng)驗擴散到本地（蔣殿春和張宇，2008）。指標計算為外商實際投資額/地級市GDP，加1 取對數(shù)。

以上所有控制變量及后續(xù)變量都來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、WIND 數(shù)據(jù)庫、EPS（economy prediction system）全球統(tǒng)計數(shù)據(jù)/分析平臺、中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺和朗潤龍信中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)。各個變量的定義與說明見表1。

表1 變量定義與說明

變量的描述性統(tǒng)計見表2。所有變量的觀測值為2000 多個，其中3 個反映企業(yè)創(chuàng)新水平的指標：創(chuàng)新總量指數(shù)得分、創(chuàng)新人均得分、創(chuàng)新單位面積得分的區(qū)間為0～100，平均數(shù)分別為51.36、50.91 和51.35；標準差約為28，比較接近。政策虛擬變量的區(qū)間為0～1，均值約為0.06，標準差約為0.24，由于地級市樣本太多，而設(shè)立試驗區(qū)的城市不多，數(shù)值較小。由于大部分控制變量采用比例數(shù)據(jù)，進行了量綱處理，且取了對數(shù)，數(shù)值較小，標準差也不大。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 是主要變量的相關(guān)系數(shù)表。從中可以看出創(chuàng)新總量指數(shù)得分、創(chuàng)新人均得分、創(chuàng)新單位面積得分兩兩高度相關(guān)，說明指標非常接近，對地級市企業(yè)創(chuàng)新水平的衡量沒有太大的出入。主要解釋變量project都對三個因變量呈顯著正相關(guān)關(guān)系，初步說明了政策虛擬變量對企業(yè)創(chuàng)新有明顯的的促進作用。

表3 相關(guān)系數(shù)表

五、實證檢驗與分析

整個實證分析過程按基礎(chǔ)回歸、共同趨勢檢驗、安慰劑檢驗、進一步分析的流程進行，如圖1所示。

圖1 實證流程圖

（一）基本實證結(jié)論

首先檢驗金融綜合改革試驗區(qū)對企業(yè)創(chuàng)新的政策效應(yīng)，表4 為根據(jù)式（1）運用DID 模型做的基礎(chǔ)回歸，因變量分別為創(chuàng)新總量指數(shù)得分、創(chuàng)新人均得分、創(chuàng)新單位面積得分；（1）列、（3）列與（5）列沒有添加控制變量；（2）列、（4）列與（6）列添加了控制變量，控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；括號中為穩(wěn)健標準誤差；星號標識系數(shù)顯著性；觀測值（N）2000 多個。

表4 試驗區(qū)對企業(yè)創(chuàng)新的影響

（1）列、（3）列與（5）列的政策虛擬變量project的系數(shù)都為正，創(chuàng)新總量指數(shù)得分的回歸結(jié)果為1.701，創(chuàng)新人均得分的回歸結(jié)果為1.323，創(chuàng)新單位面積得分的回歸結(jié)果為0.654，且（1）列與（3）列結(jié)果顯著，說明在控制了設(shè)立試驗區(qū)的地級市與其他城市差異的情況下，金融綜合試驗區(qū)能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響。創(chuàng)新總量指數(shù)得分、創(chuàng)新人均得分、創(chuàng)新單位面積得分的回歸系數(shù)由大到小，說明進行了人口與地區(qū)面積的分攤后，金融綜合試驗區(qū)能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響也逐漸減弱。（2）列、（4）列與（6）列的政策虛擬變量project的系數(shù)符號也都為正，創(chuàng)新總量指數(shù)得分的回歸結(jié)果為2.092，創(chuàng)新人均得分的回歸結(jié)果為1.440，創(chuàng)新單位面積得分的回歸結(jié)果為0.827。相對于沒有加控制變量時，數(shù)值有所上升，創(chuàng)新總量指數(shù)得分與創(chuàng)新人均得分的結(jié)果比較顯著，創(chuàng)新單位面積得分的系數(shù)不顯著，從符號為正也可以看出金融綜合試驗區(qū)能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正面影響，試驗區(qū)的建立能夠通過金融改革對企業(yè)創(chuàng)新帶來有利幫助，假設(shè)1 得到了驗證。

人口規(guī)模（lpop）、工業(yè)化程度（lind）、教育程度（ledu）3 個控制變量的系數(shù)都顯著為正。人口規(guī)模的系數(shù)結(jié)果顯著為正，說明人口集聚對企業(yè)創(chuàng)新有正面作用，為人力資源與技術(shù)變革提供保障。工業(yè)化程度的回歸結(jié)果顯著為正，證實了工業(yè)建設(shè)對企業(yè)創(chuàng)新非常重要，是企業(yè)創(chuàng)新投入中不可或缺的一環(huán)。教育程度的系數(shù)結(jié)果為正，說明教育水平的提高能有效促進企業(yè)創(chuàng)新，創(chuàng)新的成果可以由熟練技術(shù)工人提供，教育能為企業(yè)帶來知識積累，促進人力資源的創(chuàng)新性，高教育水平的管理人員也能意識到企業(yè)創(chuàng)新的重要性，對企業(yè)的創(chuàng)新活動提供更多的關(guān)注與支持?？蒲型度耄╨sci）與外商直接投資（lfdi）的系數(shù)結(jié)果有正有負，但是不顯著。

（二）共同趨勢檢驗

為了使DID 模型的檢驗結(jié)果為可靠估計，需要排除準實驗構(gòu)造中出現(xiàn)實驗組與對照組本身就有差異的情況，進而根據(jù)事件研究法（event study approach）對平行趨勢這一假設(shè)進行檢驗。

要對實驗組的政策效應(yīng)進行動態(tài)評估，需將二元變量project按時間進行分組，在政策前的第n期取-n，在政策后第n期取n，n位于0～4，超過4 仍取4，則一共分為9 組。再根據(jù)分好的組別重新生成9 個虛擬變量，政策前4 期的虛擬變量定義為D_4-D_1，政策后4 期的虛擬變量定義為D4-D1，為防止出現(xiàn)共線性問題，刪除政策當期（n=0）的虛擬變量。用D_4-D_1 和D4-D1 代替政策虛擬變量project作為解釋變量進行回歸，如果D_4-D_1 的系數(shù)在0 附近波動，即回歸結(jié)果不顯著，則說明在政策實施之前，對照組與實驗組的企業(yè)創(chuàng)新能力沒有明顯差別，共同趨勢假設(shè)成立。具體回歸模型如下：

其中：β和ω為政策虛擬變量的回歸系數(shù)。

將生成的八個虛擬變量D_4-D_1、D4-D1 和控制變量對因變量創(chuàng)新總量指數(shù)得分進行回歸，根據(jù)回歸結(jié)果做出趨勢圖，結(jié)果如圖2 所示。圓圈代表各個政策時間的回歸系數(shù)，穿過圓圈的虛線為對應(yīng)系數(shù)的置信區(qū)間，D_4-D_1 的歸回系數(shù)在0 附近波動，回歸結(jié)果不顯著，說明在政策實施之前，對照組與實驗組的企業(yè)創(chuàng)新程度沒有明顯差別，共同趨勢假設(shè)成立。政策后的虛擬變量的系數(shù)可以反映政策的動態(tài)效果，D2 和D4 系數(shù)顯著為正說明政策具有滯后效應(yīng)，金融綜合改革試驗區(qū)對企業(yè)創(chuàng)新的影響緩慢波動加大，項目大約需要實施2 期以后效果才逐漸顯現(xiàn)出來。

圖2 共同趨勢檢驗

（三）安慰劑檢驗

1.更換控制組

一個干凈可靠的準實驗的設(shè)立需要處理組與對照組符合隨機分配原則，本文采取周立和雷中豪（2020）的方法，將對照組選取為金融發(fā)展較為突出的省份，鑒于此，對照組剔除了內(nèi)蒙古、黑龍江、西藏、青海、寧夏的地級市，而處理組仍為原先設(shè)立了金融綜合改革試驗區(qū)的地級市。按上述方法處理后，實驗組與控制組的金融發(fā)展狀況都滿足符合設(shè)立試驗區(qū)的條件，人為選擇實驗組與控制組的情況可以得到很好地控制。

表5 為更換控制組后的回歸結(jié)果，因變量為創(chuàng)新總量指數(shù)得分，（1）列沒有添加控制變量，（2）列添加了控制變量，都控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。（1）列的政策虛擬變量project的回歸系數(shù)為1.717，（2）列的政策虛擬變量project的回歸系數(shù)為2.037，都顯著為正。因此試驗區(qū)對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用并不是由人為控制對照組與實驗組的分組而產(chǎn)生的。

表5 更換對照組的安慰劑檢驗

2.隨機分組與抽取政策時間

通過隨機抽取處理組與政策時間進行安慰劑檢驗，進一步將分組與時間選取的人為因素降到最低，排除對照組與政策提前的時機可能仍然會受到主觀選擇的影響。如果隨機抽取的處理組與政策時間得到的回歸結(jié)果顯著，則表示項目的實施并不是提高企業(yè)創(chuàng)新能力的原因，結(jié)果不顯著說明企業(yè)創(chuàng)新能力的提升確實是受到了試驗區(qū)項目的影響。首先將數(shù)據(jù)按照地級市分組，隨機排序，然后將前34 個地級市作為實驗組，其余地級市作為對照組。在前34 個地級市的時間變量（年份）中每個地級市隨機抽取一個年份作為其政策時間，根據(jù)實驗組、對照組的分類和政策時間生成二元變量，政策時間之后的實驗組取1，其余均取0，再根據(jù)式（1）對創(chuàng)新指數(shù)進行回歸。將以上抽取并回歸過程重復(fù)500 次，結(jié)果如圖3 所示。其中散點圖為回歸結(jié)果的系數(shù)與p值的散點圖，折線圖為500個回歸系數(shù)的核密度函數(shù)。直觀上看系數(shù)為0 的p值接近1，大部分的系數(shù)也分布在y 軸左側(cè)，符號為負，鮮有系數(shù)分布在y 軸右側(cè)且顯著。因此與基礎(chǔ)回歸結(jié)果中政策虛擬變量系數(shù)顯著為正的結(jié)果不一致，所以對照組與實驗組隨機分組并隨機設(shè)定政策時間的反事實并不會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，回歸結(jié)果通過了該安慰劑檢驗。

圖3 隨機分組與抽取政策時間的安慰劑檢驗

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

根據(jù)前文的理論分析，金融綜合改革試驗區(qū)能促進企業(yè)創(chuàng)新是因為設(shè)立試驗區(qū)的地級市進行了金融制度的改革，金融行業(yè)的發(fā)展得以通過各種方式對企業(yè)緩解融資約束及監(jiān)管公司治理，金融服務(wù)為企業(yè)創(chuàng)新提供了良好的外部條件。因此企業(yè)創(chuàng)新能力提升。那么金融改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響是否確實是受到金融發(fā)展的驅(qū)動？為了分析金融改革帶來的金融行業(yè)的發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新帶來的影響，將金融發(fā)展作為調(diào)節(jié)效應(yīng)納入模型中，從而捕捉金融改革促進企業(yè)創(chuàng)新的途徑。

表6 引入金融發(fā)展與政策虛擬變量的交互項作為調(diào)節(jié)效應(yīng)，金融發(fā)展通過兩個指標來體現(xiàn)，其一是金融業(yè)從業(yè)人員（emp），金融行業(yè)發(fā)展越壯大，其從業(yè)人員越多；其二是金融機構(gòu)人民幣存款余額（dep），金融機構(gòu)存款是金融行業(yè)運行的基礎(chǔ)，存款資金為后續(xù)的借貸等活動提供資金，是金融行業(yè)發(fā)展的源泉。模型因變量為創(chuàng)新總量指數(shù)得分，調(diào)節(jié)變量分別為金融業(yè)從業(yè)人員（emp）和金融機構(gòu)人民幣存款余額（dep）。（1）列與（3）列沒有添加控制變量，（2）列與（4）列添加了控制變量，都控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

表6 中金融業(yè)從業(yè)人員與政策虛擬變量的交互項（emp_project）系數(shù)顯著為正，沒有添加和添加控制變量的結(jié)果分別為0.179 和0.217；金融機構(gòu)人民幣存款余額與政策虛擬變量的交互項（dep_project）系數(shù)同樣顯著為正，沒有添加和添加控制變量的結(jié)果分別為0.100 和0.122。交互項系數(shù)顯著為正說明試驗區(qū)的金融行業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新具有積極影響，金融行業(yè)越發(fā)達的試驗區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力越強。因此假設(shè)2 得到驗證。

（五）對企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)水平的影響

由前文的實證結(jié)果已知試驗區(qū)能促進企業(yè)創(chuàng)新，但對企業(yè)創(chuàng)新水平?jīng)]有做具體考察。創(chuàng)新成果中包含的科研能力與技術(shù)含量有高有低，技術(shù)含量越高，越接近技術(shù)前沿，企業(yè)的核心競爭力越強，越難以被其他企業(yè)超越與取代。掌握世界頂尖技術(shù)的企業(yè)除了能維護自身的實力與優(yōu)勢，還能提升國家科技實力、競爭力與國際地位。因此前沿的創(chuàng)新水平異常重要。

專利數(shù)量意味著企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出，雖然不是所有的企業(yè)都對創(chuàng)新成果申請了專利，但專利數(shù)量所代表的新穎性創(chuàng)造性技術(shù)性的產(chǎn)品的出現(xiàn)，則可標志為產(chǎn)品不斷更新?lián)Q代的體現(xiàn)，同時，專利有著嚴格的法律規(guī)定，是法律體系對企業(yè)創(chuàng)新與技術(shù)的保護，其按照審查周期、授權(quán)率等因素的不同可分為不同的類別，有專門的的審核制度，數(shù)據(jù)公開透明，方便查詢。因此本文沿用徐潔香等（2020）的思路，采用不同類型的專利數(shù)來衡量企業(yè)創(chuàng)新成果的質(zhì)量。

我國的專利技術(shù)分為三類：發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利，發(fā)明專利研發(fā)難度、審核標準最難，所需周期最長；外觀設(shè)計專利則最容易。從三類專利的申請數(shù)量可以看出企業(yè)創(chuàng)新水平的高低。接下來分別使用發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利三種專利數(shù)量對政策虛擬變量進行回歸，考察金融制度對企業(yè)創(chuàng)新技術(shù)水平的影響。

表7 仍然為式（1）的回歸結(jié)果，（1）列、（2）列和（3）列的因變量分別替換為地級市內(nèi)企業(yè)申請的發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利數(shù)量，數(shù)據(jù)來源于朗潤龍信中國區(qū)域創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)指數(shù)的專利授權(quán)數(shù)的子維度指標。三個回歸都添加了控制變量，都控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。發(fā)明專利的回歸系數(shù)為2.336，結(jié)果顯著；實用新型專利的回歸系數(shù)為3.046，結(jié)果非常顯著；外觀設(shè)計專利的回歸系數(shù)為-1.348，結(jié)果不顯著。這說明試驗區(qū)的金融制度改革可以促使企業(yè)產(chǎn)出高質(zhì)量的創(chuàng)新成果，去追趕技術(shù)前沿，但研發(fā)資金更多地被用于實用新型專利的研發(fā)，使得企業(yè)更加注重產(chǎn)品實際效用而非外表的新穎性。因此假設(shè)3 得到驗證。

表7 對不同專利產(chǎn)出的影響

（六）融資約束改善對創(chuàng)新技術(shù)水平的影響

前面的理論分析中討論過，金融體制改革影響企業(yè)創(chuàng)新的主要途徑是緩解融資約束，即緩解公司的財務(wù)緊張，使得公司有更多的金融資源投入創(chuàng)新活動當中。通過實證發(fā)現(xiàn)，試驗區(qū)使企業(yè)主要強化實用新型創(chuàng)新，對前沿技術(shù)水平創(chuàng)新也具有一定的作用。那么試驗區(qū)內(nèi)金融資源的使用對企業(yè)創(chuàng)新水平有何影響，是否會沿襲前面的觀點？為了探討這個問題，同樣采用調(diào)節(jié)效應(yīng)，通過添加融資約束與政策虛擬變量的交互項來捕捉融資約束的改善對企業(yè)不同創(chuàng)新水平的影響。

表8 引入融資約束與政策虛擬變量的交互項作為調(diào)節(jié)效應(yīng)，融資約束的改善通過兩個指標來體現(xiàn)，其一是金融機構(gòu)人民幣貸款余額（loan），金融行機構(gòu)貸款余額越多，企業(yè)的外部融資規(guī)模越大；其二是地級市的風(fēng)險投資數(shù)量（vc），風(fēng)險投資是創(chuàng)新企業(yè)研發(fā)資金的重要融資渠道，是許多無法獲得銀行貸款或還沒上市的中小企業(yè)創(chuàng)新活動得以進行的資金保障。回歸因變量仍然為三類專利的數(shù)量，（1）列和（2）列的因變量為發(fā)明專利，（3）列和（4）列的因變量為實用新型專利，（5）列和（6）列的因變量為外觀設(shè)計專利。調(diào)節(jié)變量分別為金融機構(gòu)人民幣貸款余額（loan）和風(fēng)險投資數(shù)量（vc）。六個回歸都添加了控制變量，都控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。

表8 中發(fā)明專利數(shù)量的回歸系數(shù)分別為0.126 和0.471，都比較顯著；實用新型專利數(shù)量的回歸系數(shù)分別為0.173 和0.736，結(jié)果非常顯著；外觀設(shè)計專利數(shù)量的回歸系數(shù)分別為-0.053 和-0.114，結(jié)果不顯著。與表7一樣，無論是金融機構(gòu)貸款的增加還是企業(yè)吸引的風(fēng)險投資數(shù)目的增加，都對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生了促進作用。企業(yè)融資所得的資金可以推動企業(yè)走向技術(shù)前沿，但比不上對實用產(chǎn)品的創(chuàng)新，這也符合企業(yè)創(chuàng)新難度大、不確定性、與不可預(yù)見性的特征，企業(yè)出于風(fēng)險考量，不一定會將資金都用于前沿研究，而更多地考慮改良產(chǎn)品的性能。因此企業(yè)更多地傾向于實用新型專利的研究。

表8 融資約束改善對不同專利產(chǎn)出的影響

六、結(jié)論與政策建議

以金融綜合改革試驗區(qū)為試點的金融改革工作，活躍民間資本，擴寬融資渠道，引導(dǎo)高效投資，加強企業(yè)監(jiān)管，防范金融風(fēng)險，為促進企業(yè)創(chuàng)新作出了突出貢獻，也為全國的金融發(fā)展與金融改革提供了寶貴經(jīng)驗。為考察金融綜合改革試驗區(qū)與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，首先，選用2010—2019 年的地級市面板數(shù)據(jù)，運用多時點DID 模型，對2012—2017 年的12 個金融改革綜合試驗區(qū)的政策效果開展評估分析，并通過構(gòu)造準自然試驗分析試點項目是否對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響；其次，用共同趨勢檢驗判斷了準自然實驗的前提的合理性，再通過變換對照組、隨機抽取回歸兩種方法進行安慰劑檢驗，以證明基礎(chǔ)回歸結(jié)果的可靠性；最后，通過調(diào)節(jié)效應(yīng)和變換因變量進一步研究政策效果和考察試點項目對企業(yè)創(chuàng)新影響的途徑。

基于以上實證考察步驟，得到以下結(jié)論：

一是根據(jù)DID 模型實證分析得出政策虛擬變量顯著為正，說明金融綜合改革試驗區(qū)對企業(yè)創(chuàng)新有積極影響。試驗區(qū)通過金融制度改革，促進金融體系的發(fā)展，使得金融體系能夠充分發(fā)揮集中儲蓄、調(diào)動資源、促進風(fēng)險交易、監(jiān)督投資和實施公司治理等功能，能夠緩解企業(yè)融資約束，為企業(yè)創(chuàng)新活動提供更多的外部資金，金融體系的資金委托方也能監(jiān)管企業(yè)治理，關(guān)注企業(yè)創(chuàng)新項目進展，提高企業(yè)的創(chuàng)新積極性。因此能提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。

二是引入金融發(fā)展指標與政策虛擬變量的交互項后，交互項的系數(shù)顯著為正，說明金融綜合改革試驗區(qū)對企業(yè)的促進作用是由金融發(fā)展程度來調(diào)節(jié)的。試驗區(qū)的金融改革措施落到實處，金融制度確實能使企業(yè)享受到金融資源的合理配置帶來的好處，才能為企業(yè)創(chuàng)新活動提供活力。因此金融體系的健康發(fā)展才是企業(yè)創(chuàng)新的有利保障。

三是分別以發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利為因變量，對其進行回歸后，對發(fā)明專利的回歸結(jié)果符號顯著為正，對實用新型專利的回歸結(jié)果為正且非常顯著，對外觀設(shè)計專利的回歸結(jié)果為負，加入融資約束與政策虛擬變量的調(diào)節(jié)項后依然如此。這說明試驗區(qū)對企業(yè)創(chuàng)新水平的提升有很大的促進作用，試驗區(qū)為企業(yè)創(chuàng)新提供的資金優(yōu)勢與監(jiān)督職責能減少企業(yè)的低水平創(chuàng)新，使企業(yè)將精力轉(zhuǎn)移到較高水平的創(chuàng)新上去，企業(yè)也會有一定的前沿技術(shù)研究。

依據(jù)研究結(jié)論，提出以下政策建議：

一是繼續(xù)深化金融綜合改革工作，完善試驗區(qū)的試點制度設(shè)計安排。規(guī)范與發(fā)展民間融資，引導(dǎo)民間資本進入合規(guī)合法的金融市場，而不是停留在風(fēng)險較大、制度不規(guī)范的民間借貸市場。支持中小企業(yè)信貸，擴大中小企業(yè)信貸規(guī)模，降低中小企業(yè)融資門檻，緩解中小企業(yè)融資約束，促進中小企業(yè)蓬勃發(fā)展，活躍金融市場與信貸業(yè)務(wù)。豐富金融產(chǎn)品類型，提供覆蓋全面、能滿足各種需求的融資理財產(chǎn)品，為企業(yè)的外部融資提供多種渠道。

二是加強對企業(yè)的監(jiān)管措施，促進企業(yè)創(chuàng)新活力。構(gòu)建清晰合理的產(chǎn)權(quán)交易制度，出臺系統(tǒng)完善的經(jīng)濟產(chǎn)權(quán)法，為經(jīng)濟業(yè)務(wù)提供法律依據(jù)與法制保障，提供有法可依的市場環(huán)境，促進企業(yè)間合作，擴大貿(mào)易投資規(guī)模，加大風(fēng)險投資力度。建立健全征信體系和完善地方金融監(jiān)管，強化全社會信用體系，推進商務(wù)誠信，做到信息公開，增加透明度，嚴懲失信企業(yè)與高管，使得企業(yè)融資的創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)投資落到實處，將金融資源合理運用到創(chuàng)新項目當中。

三是為高科技企業(yè)提供多方面全方位的扶持政策，在金融風(fēng)險可控的情況下，支持創(chuàng)新企業(yè)上市融資，走向國際舞臺，探索前沿科技。鼓勵高學(xué)歷科研人員到創(chuàng)新企業(yè)工作，加大人才吸引力度，提供充足的福利保障措施，加強企業(yè)的人才資源優(yōu)勢，培養(yǎng)艱苦奮斗的創(chuàng)新精神，提高科技創(chuàng)新水平，向世界科技前沿不斷奮進。