朱永明　賈明娥

內容提要：基于我國市場制度背景，本文以2010-2014年高新技術上市企業(yè)為樣本，運用SA指數(shù)作為融資約束代理變量，采用分組回歸分析的方法檢驗企業(yè)外部區(qū)域市場化程度差異對融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新的影響。結果表明：市場化進程對融資約束與企業(yè)技術創(chuàng)新水平的負相關關系起加強作用；市場化進程較高的地區(qū)政治干預減少，非國有上市公司比國有上市公司的融資約束與技術創(chuàng)新的相關關系更顯著；市場化進程較低的地區(qū)，由于存在國有控制特殊性，國有上市公司對這種影響的彈性更大，表現(xiàn)為國有上市公司融資約束的存在降低了技術創(chuàng)新水平。

關鍵詞：市場化進程；融資約束；技術創(chuàng)新

中圖分類號：F83文獻標識碼：A文章編號：1001-148X（2017）01-0049-08

一、引言

根據(jù)現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論，技術創(chuàng)新是決定企業(yè)實力強弱的重要因素，也是保證本國經(jīng)濟高速增長的基本條件，尤其對于高新技術企業(yè)來說，創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的源動力，企業(yè)技術創(chuàng)新的效率直接決定著自身的存亡。融資約束是制約技術創(chuàng)新與產(chǎn)業(yè)結構升級的重要因素，技術創(chuàng)新在很大程度上依賴于企業(yè)獲得外部融資的多少。

在融資約束對技術創(chuàng)新的影響研究中發(fā)現(xiàn)，進行技術創(chuàng)新活動的企業(yè)，傾向于發(fā)行股票和債券等方式進行融資，且更容易受到外部融資約束的影響（Aghion等，2004）；同時，受到的融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新決策、創(chuàng)新意愿、創(chuàng)新產(chǎn)出也存在一定的負面影響（Savignac，2008）。一方面，企業(yè)從外部取得融資的難度加大，融資成本上升，企業(yè)只能選擇內部融資，但是內部融資提供的資金不足以支撐技術創(chuàng)新的持續(xù)性，因此會抑制企業(yè)技術創(chuàng)新；另一方面，技術創(chuàng)新需要研發(fā)人員的投入和知識的積累，一旦創(chuàng)新資金投入不足或中斷，創(chuàng)新活動無以為繼，導致企業(yè)人力資本和知識的損失，企業(yè)技術創(chuàng)新的惡性循環(huán)將會給企業(yè)帶來不可估計的損失。

從融資約束的代理指標來看，大量文獻表明學者在研究技術創(chuàng)新和融資約束關系時多采用投資—現(xiàn)金流敏感度、KZ指數(shù)等代理變量。此類指標存在著較多的質疑，例如在中國投資—現(xiàn)金流敏感度更多反映代理問題（連玉君和程建，2007）、KZ指數(shù)度量的融資約束存在與事實不符的現(xiàn)象（Whited和Wu，2006）。從技術創(chuàng)新的研究角度來看，國外學者的研究以發(fā)達資本市場為背景，研究結論是否具有本土適應性還有待考量；國內學者對技術創(chuàng)新的影響因素研究則多從股權結構、市場競爭等角度出發(fā)，從融資約束角度對企業(yè)技術創(chuàng)新活動的影響研究相對較少，其中，或側重于融資約束對創(chuàng)新投資的緩解作用，或側重于金融發(fā)展、財政分權、市場競爭等單一視角出發(fā)探討融資約束對技術創(chuàng)新的影響，較少有學者從外部整體市場化進程角度研究融資約束和企業(yè)技術創(chuàng)新的關系。

樊綱和王小魯（2011）對我國省市的市場化水平的比較分析得出，不同地區(qū)市場化進程存在一定程度的差異，那么各地區(qū)企業(yè)的技術創(chuàng)新活動所面臨的宏觀環(huán)境和條件也不同。在市場化程度高的轄區(qū)，政府對企業(yè)經(jīng)營干預較少，法制監(jiān)管環(huán)境較完備，資本市場要素和發(fā)展水平較高，不僅為企業(yè)進行R&D投入和技術創(chuàng)新開展提供良好的市場環(huán)境，而且通過健全的競爭環(huán)境擴大技術創(chuàng)新的價值效應；位于市場化進程較高地區(qū)的企業(yè)，較之落后地區(qū)的企業(yè)，能更多關注技術創(chuàng)新的投入和質量水平，促進企業(yè)進行更多的技術創(chuàng)新活動（Yang等，2009）。

基于國有和民營區(qū)分的產(chǎn)權異質性對企業(yè)的技術創(chuàng)新也有很大的影響，這種影響一方面表現(xiàn)在國有企業(yè)的創(chuàng)新效率低于民營企業(yè)（肖興志和謝理，2011），另一方面因政治關聯(lián)的優(yōu)勢，即便是創(chuàng)新效率低的國有企業(yè)在獲得信貸資金方面依然優(yōu)于民營企業(yè)。市場化進展程度不同，地區(qū)的政府監(jiān)管水平、關系經(jīng)濟作用力等差異較大，不同產(chǎn)權性質的企業(yè)進行技術創(chuàng)新的動機和面臨的外部環(huán)境不同；同時市場化差異導致政治干預程度、政策傾向、經(jīng)濟政策和信息披露政策的地區(qū)差異，市場化進程對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響也不同。在市場化進程低的地區(qū)，高新技術產(chǎn)業(yè)、新興科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展落后，為促進本地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新升級，國有控股企業(yè)通常被政府或政策賦予示范帶頭作用，肩負研發(fā)創(chuàng)新的任務和義務。當企業(yè)資金充足時，國有上市公司為完成創(chuàng)新指標，會加大技術創(chuàng)新的投入、提高創(chuàng)新質量水平；相反，一旦國有企業(yè)融資約束相比研發(fā)投入水平更大，或者面臨較大的融資約束，國有企業(yè)選擇更進一步維系“關系網(wǎng)絡”，得到政策便利，在研發(fā)創(chuàng)新投入上的投入相對更少。

本文在我國新興市場制度背景下，加入市場化進程和產(chǎn)權性質變量，檢驗融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，從新的視角認識融資約束的作用以及市場化進程對融資約束和技術創(chuàng)新的作用機理。其貢獻在于：（1）運用SA指數(shù)作為融資約束的代理變量，較好地契合了融資約束概念本身，可以較為客觀地衡量融資約束程度；（2）豐富了融資約束和技術創(chuàng)新研究領域的內容，從市場化進程視角出發(fā)，探析企業(yè)所受融資約束和宏觀環(huán)境對微觀企業(yè)的影響，進一步揭示融資約束和技術創(chuàng)新的關系；（3）本文對調節(jié)變量的檢驗采用了分組回歸的方法，克服了沒有區(qū)分調節(jié)變量類型進行簡單回歸的結果偏差，提高了檢驗的準確度。

二、理論分析與假設提出

技術創(chuàng)新活動所需要的投資額數(shù)目大、時間長，僅僅依靠內部融資和一般性貸款很難解決企業(yè)進行創(chuàng)新活動所需要的資金問題，企業(yè)通?？紤]外部融資來解決創(chuàng)新資金不足的問題。不同于企業(yè)日常經(jīng)營活動的資金需要，首先，技術創(chuàng)新的項目通常作為內部機密，企業(yè)不會主動披露相關信息，外部投資者沒有辦法獲得有效的創(chuàng)新信息，與企業(yè)之間存在著在技術創(chuàng)新層面上的信息不對稱；其次，由于創(chuàng)新活動的收益和風險具有高度不確定性，投資者難以估計可靠的未來收益；最后，在企業(yè)創(chuàng)新投入中，技術人員的工作狀態(tài)、研發(fā)資金流動、創(chuàng)新效率等難以把控，道德風險和資金風險不確定性大。因此，企業(yè)存在較大逆向選擇和委托代理問題，外部投資者難以做出技術創(chuàng)新投資的決策，企業(yè)面臨嚴重的創(chuàng)新融資約束?，F(xiàn)有研究從企業(yè)、行業(yè)等不同層面上表明融資約束對技術創(chuàng)新活動存在顯著影響（Hall等，2010）；另有學者將融資約束作為技術創(chuàng)新的內生因素，發(fā)現(xiàn)融資約束對企業(yè)技術創(chuàng)新活動有顯著的抑制作用（Silva，2012）；進一步地延伸研究角度，不同國家的發(fā)展程度不同，外部融資環(huán)境限制了本土企業(yè)的創(chuàng)新活動，同時創(chuàng)新性企業(yè)更容易受到融資約束的影響（Gorodnichenko和Schnitzer，2013）。

有關技術創(chuàng)新的研究主要集中在企業(yè)治理層面，事實上企業(yè)的發(fā)展除了受內部治理的影響，還較大程度上受到外部環(huán)境的制約。在我國經(jīng)濟發(fā)展中，企業(yè)所受到的外部環(huán)境影響主要分為宏觀環(huán)境和市場環(huán)境，這兩種環(huán)境又是相互作用、相互協(xié)調的（王化成等，2011）。市場化進程是衡量企業(yè)外部環(huán)境的綜合指標，是一系列經(jīng)濟、制度、法律的綜合，因此本文選擇市場化進程這一指標來研究企業(yè)外部環(huán)境。環(huán)境、政策、發(fā)展程度的不同，中國各地區(qū)市場化進程具有明顯差異，區(qū)域間市場化程度的不同對企業(yè)融資約束和技術創(chuàng)新之間關系的影響引起了學者的關注。

市場本身研究出發(fā)，我國上市公司的運作與地區(qū)的市場化程度正相關（鄭國堅和魏明海，2007），在市場化進程較低時，企業(yè)面臨的融資約束相對較強（楊興全和張照南，2009）；在金融發(fā)展程度與融資約束的關系中，市場化進程高的地區(qū)，金融體系發(fā)達，融資渠道多，可以緩解企業(yè)面臨的融資約束（李科和徐炳龍，2011）；此外，外部的制度環(huán)境對企業(yè)的研發(fā)和技術創(chuàng)新也產(chǎn)生了重要的影響，尤其對于我國這樣一個處于經(jīng)濟轉型中的國家，以市場化為導向的制度改革在技術創(chuàng)新中扮演起著重要作用（成力為和孫偉，2012）。市場化水平對我國高新技術產(chǎn)業(yè)的R&D全要素生產(chǎn)率提高有著顯著的正向作用，政府干預程度有著相反的作用；對于高新技術產(chǎn)業(yè)，隨著市場化程度的提高，優(yōu)化了本產(chǎn)業(yè)的資源配置，產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率和技術水平也隨之提高（戴魁早，2011）。

在市場化程度高的地區(qū)，法律監(jiān)管環(huán)境、金融發(fā)展程度高，政府干預較少，一定程度上減輕了企業(yè)與投資者之間的信息不對稱和代理問題，企業(yè)的創(chuàng)新融資契約可以更多地通過市場開展，減弱了企業(yè)進行外部融資約束的成本，也緩解了企業(yè)的融資約束程度；與此同時，隨著市場化進程的發(fā)展，政府、市場關系的改變將減少企業(yè)尋租行為，提高創(chuàng)新效率，降低企業(yè)技術創(chuàng)新的投資風險，同時市場和需求對企業(yè)創(chuàng)新活動提出了新的要求，發(fā)達市場的知識產(chǎn)權保護程度高，多重效應激勵企業(yè)更多進行技術創(chuàng)新活動。在市場化進程低的區(qū)域，投資者和企業(yè)之間信息不對稱問題加劇，企業(yè)所受融資約束較大，企業(yè)技術創(chuàng)新活動難以為繼；市場化進程緩慢的地方，市場競爭有所緩解，企業(yè)進行技術創(chuàng)新的動機不明顯；此外，政府為了地方發(fā)展、財政收入等目標，有較強的動機干預企業(yè)的創(chuàng)新貸款決策，企業(yè)要獲得有利于自身發(fā)展的“經(jīng)濟租”，要付出額外的“關系成本”，這使得企業(yè)對于創(chuàng)新的投資強度降低，在一定程度上抑制了企業(yè)的技術創(chuàng)新。由此可以看出，市場化進程通過融資約束對技術創(chuàng)新確實存在影響。因此，本文提出假設：

假設1：市場化進程對企業(yè)的融資約束和技術創(chuàng)新投入的關系具有調節(jié)作用。即市場化進程較高的地區(qū)，受到融資約束越大的企業(yè)，技術創(chuàng)新投入越低。

市場化進程通過影響企業(yè)所在地區(qū)法律、經(jīng)濟、政治環(huán)境等影響企業(yè)的外部環(huán)境，另一方面，企業(yè)內部的產(chǎn)權性質也會影響企業(yè)獲取信貸資源的能力，企業(yè)的政治關聯(lián)在一定程度上緩解所受到的融資約束（于蔚等，2012）。國有企業(yè)更容易通過銀行貸款獲得政府補貼，完成政府的目標可能性更大；企業(yè)獲取政府補貼充實的利潤比其他獲取利潤的方式更容易，扭曲市場配置資源的能力，抑制了企業(yè)的技術創(chuàng)新（肖興志和王伊攀，2014）。隨著市場化進程的發(fā)展，金融業(yè)得到更多自由的發(fā)展機會，民間流動資本在市場比例增加，國有企業(yè)的預算軟約束越來越硬化，銀行分配信貸資金的市場化程度加強，拓寬了民營企業(yè)的融資渠道，緩解民營企業(yè)的融資約束；良好的金融體系不僅能夠向企業(yè)技術創(chuàng)新提供大量的資金，緩解企業(yè)的融資約束，還能夠通過市場向企業(yè)提供長效的激勵和分散風險的機會，促進技術創(chuàng)新活動的長期化、持續(xù)化。

對于國有企業(yè)來說，政府作為企業(yè)的控股股東，擁有最高的行政權力，市場規(guī)則制定和執(zhí)行者的雙重身份使得政府絕對指導企業(yè)。首先，政府在綜合權衡就業(yè)、穩(wěn)定與政績考核，更傾向于可預期性高、見效快的投資項目，對于投資周期長、不確定性高的項目，例如技術創(chuàng)新活動，地方政府缺乏內在機制和動力；其次，國有企業(yè)的技術創(chuàng)新開展很大程度上依賴于政府的支持，難以實現(xiàn)“兩權統(tǒng)一”，缺乏創(chuàng)新的制度基礎；最后，國有企業(yè)技術創(chuàng)新的利益分配不明確，國家享有創(chuàng)新成果，企業(yè)承擔債務和風險，經(jīng)營者承擔責任，國有企業(yè)對于技術創(chuàng)新的開展和效率的提高積極性較低（馮根福等，2008）。在市場化進程低的地區(qū)，國有上市公司更多的利用關系資源得到較大的競爭優(yōu)勢，為了獲得有利于自身發(fā)展的“經(jīng)濟租”，企業(yè)付出較大的“關系成本”，在創(chuàng)新研發(fā)上的投入相對較少；一旦企業(yè)受到一定的融資約束，國有控股背景下的企業(yè)會加大與政府的政治關聯(lián)，在政府庇護下通過盈余管理實現(xiàn)“朽而不倒”，從而進一步削減對技術創(chuàng)新的投入。

相較于國有企業(yè)而言，非國有企業(yè)技術創(chuàng)新自由度更大，非國企的R&D投資較少受到政府的直接干預，其更易受市場競爭的驅動，基于產(chǎn)權異質性的影響使得民營企業(yè)的創(chuàng)新效率高于國有企業(yè)（肖興志和謝理，2011）。在市場化進程高的地區(qū)，法律法規(guī)相對健全，金融環(huán)境良好，市場競爭機制較為完備，一定程度上緩解了民營企業(yè)的融資約束，企業(yè)更多地依靠技術創(chuàng)新來獲得長久的發(fā)展；另一方面，當企業(yè)受到較為嚴重的融資約束時，資金鏈不足以供應創(chuàng)新活動的持續(xù)性，對企業(yè)的技術創(chuàng)新的抑制作用加強，又因為民營企業(yè)不具備國有控股背景，比之國有企業(yè)更容易受到外部融資的約束，從而更大程度影響企業(yè)創(chuàng)新的投入和產(chǎn)出。因此，非國有企業(yè)所受到的融資約束對技術創(chuàng)新的影響更大。據(jù)此，進一步提出以下兩個假設：

假設2a：市場化程度低的地區(qū)，國有上市公司融資約束對技術創(chuàng)新的影響較非國有上市公司更顯著。

假設2b：市場化程度高的地區(qū)，非國有上市公司融資約束對技術創(chuàng)新的影響較之國有上市公司更顯著。

三、樣本選取與模型設計

（一）樣本選取與篩選

本文研究以滬、深A股上市的高新技術企業(yè)為初始樣本，選取標準為2010年以前上市，且通過《高新技術企業(yè)認定管理辦法》認定的所有A股上市公司，剔除ST（包括*ST）和財務數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終樣本為2010-2014年200個企業(yè)的平行面板數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)來源于：（1）市場化進程指標參照樊綱和王小魯著作《中國市場化指數(shù)2011》；（2）融資約束和企業(yè)的技術創(chuàng)新涉及的相關財務指標來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和CCER數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理采用Excel和SPSS19.0完成。

（2）變量選擇與定義

本文研究企業(yè)融資約束與技術創(chuàng)新之間的關系時，按照文中的假設對相關變量進行分析，加入市場化進程調節(jié)變量，另外仍有一些因素會對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生影響，本文將這些變量定義為控制變量。解釋變量、被解釋變量、調節(jié)變量及控制變量所采用的計算方法和指標如下：

1.被解釋變量

企業(yè)技術創(chuàng)新的度量指標一般從技術創(chuàng)新投入與產(chǎn)出兩方面選擇。技術創(chuàng)新投入指標包括研發(fā)費用的投入、研發(fā)人員和物資投入等，技術創(chuàng)新產(chǎn)出選用企業(yè)擁有的專利數(shù)量、新產(chǎn)品開發(fā)數(shù)量、全要素生產(chǎn)率等。馮根福和溫軍（2008）指出，技術創(chuàng)新產(chǎn)出之間的可比性差異大，產(chǎn)出成果受外生性變量影響較大，不受企業(yè)控制，因此不宜將創(chuàng)新產(chǎn)出作為技術創(chuàng)新的代理變量。本文采用研發(fā)投入強度來衡量企業(yè)的技術創(chuàng)新活動，研發(fā)投入強度（R&D）指標定義為企業(yè)研發(fā)投入與凈資產(chǎn)之間的比值，該比值越大，表明企業(yè)研發(fā)投入強度越大。

2.解釋變量

關于融資約束的衡量問題依舊沒有確定統(tǒng)一的標準，單變量衡量指數(shù)包括股利支付率、股權結構等，綜合變量衡量指數(shù)包括投資-現(xiàn)金流敏感度、基于財務指標綜合加權的KZ指數(shù)、WW指數(shù)等。但是，單一變量的衡量存在較大誤差， KZ指數(shù)和WW指數(shù)都包含了內生性特征的融資變量，所受內生性干擾嚴重。因此，借鑒陳希敏等（2016）衡量融資約束的方法，采用Hadlock和Pierce（2009）用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個外生變量構建的SA指數(shù)作為融資約束的代理變量，計算公式如下：

SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age（1）

其中，Size為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)，Age為觀測年度與企業(yè)注冊年度的差值，SA值越小，表明企業(yè)受到的融資約束越嚴重。

根據(jù)上市公司年報披露的控股股東信息，將企業(yè)產(chǎn)權性質分為國有控股和非國有控股（劉啟亮等，2012），設置國有控股上市公司虛擬變量值為1，非國有上市公司虛擬變量。

3.調節(jié)變量

借用《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》中各地區(qū)的市場化指標作為衡量區(qū)域市場化進程的參考。以2005-2009年連續(xù)5年排名前四位的廣東、上海、江蘇、浙江四個省份作為市場化水平高的地區(qū)，設置虛擬變量1，其余省份為0。

4.控制變量

影響企業(yè)技術創(chuàng)新的因素很多，控制變量有效地控制了其他變量對技術創(chuàng)新的影響，保證對于預估結果的無偏性。本文選擇如下控制變量：企業(yè)年齡（Age），定義為觀測年度與企業(yè)注冊年度的差值；企業(yè)規(guī)模（Size），定義為企業(yè)年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；負債比率（LEV）；凈資產(chǎn)收益率（ROE），反映股東權益的收益水平；總資產(chǎn)增長率（TAGR），反映企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的增長情況；股權結構（CR1），定義為第一大股東持股比率；兩職分離（Duality），反映總經(jīng)理與董事長兩職設置情況的變量，若兩職合一則取值為1，否則為0。 此外，因為企業(yè)在技術創(chuàng)新過程中會受到國家政策和環(huán)境的變化，因此在模型中加入時間效應t控制對回歸結果的影響。

（三）模型設計

調節(jié)作用是影響因變量和自變量之間關系強弱、方向的變量，調節(jié)效應通過如圖1來表示。

調節(jié)效應模型為Y=aX+bM+cXM+e，即Y=（a+ cM） X+bM+e；若M定，則Y與X的關系取決于（a+ cM）的值，該模型的調節(jié)效應大小由c來衡量，若c顯著，表明M對模型存在調節(jié)效應。

基于本研究所提出的假設，建立多元回歸方程研究市場化進程、融資約束和技術創(chuàng)新三者之間的關系。為檢驗假設1，構建如下兩個模型：

模型（2）：

R&Di，t=α0+α1SAi，t+αiControli，t+ε（2）

模型（3）：

R&Di，t=β0+β1SAi，t+β2MP+β3SAi，t×MP+βiControli，t+ε（3）

若β3為負且顯著，則表示市場化進程能夠加強企業(yè)融資約束和技術創(chuàng)新二者之間的負相關關系；進一步，若β1+β3×MP<α1，表明在市場化進程高的地區(qū)，受到融資約束越大越高，公司的技術創(chuàng)新投入越少。

為了檢驗假設2a、2b，本文構建模型（4）：

R&Di，t=γ0+γ1SAi，t+γ2MP+γ3SAi，t×MP+γ4GOV+γiControli，t+ε（4）

檢驗市場化程度較低的地區(qū)，融資約束和企業(yè)技術創(chuàng)新的關系。當MP為0時，若γ1<β1+β3×MP，則表示在市場化程度較低的地方，市場化進程對融資約束和技術創(chuàng)新之間調節(jié)效應較市場化程度高的地方明顯減弱；更進一步，MP為0，若GOV取值為0的同時，相關系數(shù)γ1小于GOV取值1時的相關系數(shù)γ1′，表示在市場化程度低的地方，國有上市公司融資約束對組織技術創(chuàng)新的影響更顯著。同樣，MP取值為1，GOV取值為0時的相關系數(shù)γ1大于GOV取值1時的相關系數(shù)γ1′，表示在市場化程度高的地方，非國有上市公司所受融資約束對技術創(chuàng)新的影響較之國有上市公司更顯著。模型變量定義見表1。

四、實證研究結果及分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

為了驗證市場化進程對融資約束和企業(yè)技術創(chuàng)新的關系存在的影響，本文對200個樣本公司按照市場化程度進行分組，檢驗在市場化水平不同的條件下，兩組樣本同等融資約束水平條件下技術創(chuàng)新的差異，初步驗證在市場化進程不同的條件下，融資約束和技術創(chuàng)新的負相關關系。將樣本公司分為市場化進程較高組（MP=1）和市場化進程較低組（MP=0），根據(jù)組內樣本融資約束的均值劃分融資約束水平高、低組（MP=1，SA=366；MP=0，SA=393），相關的描述性統(tǒng)計見表2。

由表2得知，在市場化進程較高組、高融資約束水平內的技術創(chuàng)新投入的均值和中位數(shù)分別為476和404，而在市場化進程較低組、高融資約束水平內的技術創(chuàng)新投入的均值和中位數(shù)分別為570和446；數(shù)據(jù)表明，市場化進程較高轄區(qū)內的上市公司，受到融資約束水平高的公司技術創(chuàng)新投入相較于市場化進程低區(qū)域內的企業(yè)更低，進一步說明市場化進程不同的地區(qū)，融資約束和企業(yè)技術創(chuàng)新之間的關系存在差異。另一方面，所在市場化進程較高的公司技術創(chuàng)新投入的標準差低于所在地市場化進程低的公司，說明市場化進程較高地區(qū)的公司，技術創(chuàng)新投入的精度和穩(wěn)定性更強。

（二）市場化進程對融資約束和技術創(chuàng)新投入水平的調節(jié)作用檢驗

由表3得知，adjR2值

程新生（2011）指出市場化進程指數(shù)應在模型研究中作為調節(jié)變量來解釋，在本文研究中，需要進一步確定市場化進程指數(shù)在技術創(chuàng)新影響機制中是作為調節(jié)變量還是解釋變量，因此，采用分層回歸的方法驗證市場化進程的調節(jié)變量作用。表3檢驗結果得知，SigF change值小于005，調節(jié)效應存在；SA*MP交互項的sig值小于005，說明本文中市場化進程作為調節(jié)變量而非解釋變量對技術創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響；此外由表3得知SA的系數(shù)小于零，即融資約束和技術創(chuàng)新投入之間呈負相關關系。

（三）基于市場化進程分組的融資約束和技術創(chuàng)新投入關系的回歸分析

在對調節(jié)變量的調節(jié)作用檢驗時，市場化進程（MP）是類別變量，解釋變量融資約束水平是連續(xù)型變量，借鑒溫忠麟等（2006）的研究成果，對市場化進程分別按照MP=0和MP=1分組回歸，檢驗結果如表4所示。

市場化進程較高組和較低兩組的回歸方程的分組差異具有顯著性，表明市場化進程這一變量具有顯著的調節(jié)效應。表4回歸結果顯示，技術創(chuàng)新投入R&D和融資約束SA、融資約束和市場化進程交叉項顯著相關，判斷其調節(jié)作用是增強還是減弱可以用求偏導數(shù)的方法：R&DSA=β1+β3×MP。沒有加入市場化進程調節(jié)變量時，融資約束和創(chuàng)新投入之間的相關系數(shù)為α1=-0187（見表1），加入市場化進程變量的調節(jié)效應后，融資約束和技術創(chuàng)新投入之間的相關關系β1+β3×MP=-0416<-0187，因此，加入調節(jié)變量以后回歸模型的斜率變大，表明調節(jié)變量對模型的結果起到了加強效果，支持假設1。

進一步地，本文采用分組回歸的方法，對樣本公司按照產(chǎn)權性質進行分組，從政府和企業(yè)關系角度考慮，進一步衡量市場化進程對融資約束和技術創(chuàng)新投入之間的差異作用。在MP=0和MP=1的市場化水平分組下，國有上市公司和非國有上市公司的市場化進程、融資約束和技術創(chuàng)新投入的回歸比較，可以看出在市場化進程較低的地區(qū)，國有上市公司相比非國有上市公司，融資約束與技術創(chuàng)新投入的相關系數(shù)明顯增大，且大于均值，即γ1=-0177<γ1′=-0211；而在市場化進程較高組，非國有上市公司融資約束與技術創(chuàng)新投入的相關系數(shù)增大，即γ1′=-0199<γ1=-0207，表明非國有上市公司融資約束的存在降低了公司更低的技術創(chuàng)新，假設2a成立，假設2b得到了驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

進一步檢驗研究結論的穩(wěn)健性，進行了如下穩(wěn)健性驗證：（1）利用WW指數(shù)衡量融資約束水平進行檢驗；（2）將數(shù)據(jù)按照市場化進程和產(chǎn)權性質進行分別分組檢驗。檢驗結果與上文結論無實質性差異，故本文結論較為穩(wěn)健。

五、結論及啟示

本文以2010-2014年上市高新技術企業(yè)為研究對象，從市場化進程不同的綜合制度背景下出發(fā)，在構建SA指數(shù)衡量融資約束水平的前提下，用研發(fā)投入指標衡量企業(yè)技術創(chuàng)新水平，采用分組回歸深入研究了融資約束和企業(yè)技術創(chuàng)新的相關性。實證結果表明，在市場化進程高的地區(qū)，融資約束和技術創(chuàng)新水平之間反向關系更加顯著；在市場化進程低的地區(qū)，相比于非國有上市公司，國有公司的融資約束對技術創(chuàng)新水平的作用相對顯著。

對政府而言，應該進一步深化金融改革和市場化改革，加快金融市場的發(fā)展和市場化進程的步伐，促進總體經(jīng)濟的快速增長。在考量企業(yè)技術創(chuàng)新水平時，政府和企業(yè)應該將市場化進程和企業(yè)內部治理相結合，基于企業(yè)地區(qū)異質性、股權異質性的雙重角度，構建與我國市場化進程相匹配的創(chuàng)新激勵和促進制度。政府需將技術創(chuàng)新投入與投資價值效應等指標納入政府業(yè)績考核框架，改變國企（尤其是由地方政府控制的國企）技術創(chuàng)新投資動力不足問題。

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Abstract： Based on the background of market system and taking the empirical data of listed high-tech companies in China in 2010-2014 as samples， this paper studied the influence of differences level of enterprise external area marketization on financial onstraints and enterprise technology innovation with SA indicators which present the financial constraint and the method of grouping regression analysis. Research showed the marketization process strengthened the negative correlation between financial constraints and innovation； in the regions of higher marketization process， which are affected by weak government intervention， the non-state-owned listed companies showed a higher correlation with financial constraints and enterprise technology innovation than the state-owned listed companies； in the region of lower marketization process， due to the control of state-owned， state-owned listed companies present the more resilient facing the influence because the financial constraints reduced the lower level of technology innovation.

Key words：marketization process； financial constraints； technology innovation

（責任編輯：維翰）