（廈門(mén)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 福建廈門(mén) 361005）

一、引 言

黨的十九大報(bào)告強(qiáng)調(diào)了創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的第一推動(dòng)力，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的支撐。近年來(lái)，國(guó)家加大研發(fā)投入，2018 年研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度達(dá)2.18%，人均R&D 支出達(dá)46.91 萬(wàn)元，國(guó)際市場(chǎng)上我國(guó)產(chǎn)品的競(jìng)爭(zhēng)力也逐步提升，實(shí)現(xiàn)“中國(guó)制造”向“中國(guó)創(chuàng)造”的轉(zhuǎn)變。但總體來(lái)看，我國(guó)的創(chuàng)新之路仍任重道遠(yuǎn)，2018 年美國(guó)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入強(qiáng)度約為2.84%，日本約為3.50%；此外，根據(jù)歐盟的統(tǒng)計(jì)，2018 年美國(guó)企業(yè)研發(fā)投入占全球37%、歐盟27%、日本14%，而中國(guó)占比只有10%。因此，想要全面提升我國(guó)企業(yè)的核心競(jìng)爭(zhēng)力，重點(diǎn)仍在于提高自主創(chuàng)新能力，這就要求我們必須準(zhǔn)確認(rèn)識(shí)和把握影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵因素。

企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有資金占用大、周期長(zhǎng)及回報(bào)不確定的特點(diǎn)，因而易面臨融資約束（Hall，2002）。而由于我國(guó)資本市場(chǎng)的不完善，借貸是企業(yè)主要的外源融資手段，根據(jù)信貸來(lái)源的不同，主要有正規(guī)金融與非正規(guī)金融兩種融資方式。正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有促進(jìn)作用，然而我國(guó)以銀行信貸為主導(dǎo)的正規(guī)金融體系發(fā)展不夠充分，無(wú)法滿足企業(yè)龐大的融資需求，以民間借貸、商業(yè)信用為代表的非正規(guī)金融可以在一定程度上彌補(bǔ)正規(guī)金融體系的功能缺位和效率損失。綜觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，鮮有關(guān)于非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的研究。因此，本文通過(guò)探究?jī)煞N融資方式對(duì)中國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響來(lái)彌補(bǔ)該研究領(lǐng)域的不足。

本文的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：（1）細(xì)化研究金融與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系?，F(xiàn)有關(guān)于金融與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的文獻(xiàn)集中在宏觀層面或正規(guī)金融領(lǐng)域，本文從微觀角度考察兩種融資方式對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響，是對(duì)相關(guān)研究的深化和補(bǔ)充。（2）本文使用中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查樣本進(jìn)行實(shí)證分析。非正規(guī)金融的測(cè)度及統(tǒng)計(jì)存在較大的難度，對(duì)實(shí)證研究造成一定影響，而私營(yíng)企業(yè)調(diào)查中包含了較多關(guān)于企業(yè)正規(guī)與非正規(guī)金融融資、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)特征的相關(guān)信息，為本研究提供了較為全面的數(shù)據(jù)支持。（3）參考現(xiàn)有研究，分別構(gòu)建了正規(guī)與非正規(guī)金融的工具變量并證實(shí)了工具變量的合理性和有效性，盡可能合理地緩解內(nèi)生性問(wèn)題。（4）本文嘗試從企業(yè)異質(zhì)性以及區(qū)域異質(zhì)性的角度考察兩種融資方式對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響效果的差異。

本文的后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述；第三部分是相關(guān)理論分析與研究假設(shè)；第四部分是計(jì)量模型與變量選擇；第五部分是實(shí)證結(jié)果分析；第六部分是主要結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

金融發(fā)展可以促進(jìn)研發(fā)創(chuàng)新，而研發(fā)創(chuàng)新具有技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)從而可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Brown 等，2009）。國(guó)外學(xué)者對(duì)金融發(fā)展與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的研究起步較早。1912 年熊彼特提出的技術(shù)創(chuàng)新理論中就強(qiáng)調(diào)金融可以通過(guò)影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。現(xiàn)有研究普遍認(rèn)為國(guó)家、地區(qū)金融的完善可以鼓勵(lì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（Brown 和Peterson，2011；Chowdhury 和Maung，2012）。Ayyagari 等（2011）、Amore 等（2013）的研究均表明外部融資偏好創(chuàng)新型項(xiàng)目，從而促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。對(duì)于內(nèi)在的影響機(jī)制，國(guó)外學(xué)者的研究主要集中在分散風(fēng)險(xiǎn)、減少信息不對(duì)稱兩方面。金融市場(chǎng)存在分擔(dān)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)的功能，Levine（1991）認(rèn)為股票市場(chǎng)的存在促使投資者選擇流動(dòng)性差但預(yù)期收益高的技術(shù)創(chuàng)新項(xiàng)目。企業(yè)創(chuàng)新融資過(guò)程因信息不對(duì)稱存在逆向選擇及道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題，而完備的金融體系擁有信息揭示機(jī)制，同時(shí)金融中介可以降低信息獲取成本，優(yōu)化對(duì)創(chuàng)新型項(xiàng)目的評(píng)審及監(jiān)督流程，進(jìn)而推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的開(kāi)展（Laeven 和Valencial，2012）。

國(guó)內(nèi)相關(guān)研究起步較晚。理論研究方面，王莉（2007）分析了不同金融體系結(jié)構(gòu)對(duì)不同層面技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)影響的差異；張?jiān)嫉龋?016）采用綜合序參量模型和容量耦合系數(shù)模型研究了中國(guó)金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的互動(dòng)機(jī)制。實(shí)證研究方面，基于中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，國(guó)內(nèi)學(xué)者證實(shí)了金融發(fā)展對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的正向促進(jìn)作用（曹霞與張路蓬，2017；李泉和郭佳衛(wèi)，2018），還分析了不同金融市場(chǎng)以及企業(yè)異質(zhì)性方面的影響差異，郭熙保和桂立（2017）認(rèn)為信貸市場(chǎng)抑制技術(shù)創(chuàng)新，股票市場(chǎng)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新；米展（2016）的研究結(jié)論與此相反。王昱等（2017）發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著的門(mén)限特征，私營(yíng)、中低技術(shù)企業(yè)的門(mén)限值較高。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者基本肯定金融對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的正向促進(jìn)作用，然而立足的視角不同，結(jié)論也不盡相同。由于中國(guó)金融結(jié)構(gòu)的二元性明顯，正規(guī)金融發(fā)展不完善，非正規(guī)金融成為中小企業(yè)的重要融資方式。正規(guī)與非正規(guī)金融的不同特征，使其對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響也存在差異。聶高輝等（2018）間接測(cè)度中國(guó)非正規(guī)金融并利用時(shí)變參數(shù)向量自回歸模型證實(shí)了非正規(guī)金融可以促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，劉政和楊先明（2017）考察了商業(yè)信用對(duì)中國(guó)制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，其余文獻(xiàn)鮮有涉及非正規(guī)金融對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。因此，本文系統(tǒng)考察正規(guī)與非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響差異。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)融資理論與企業(yè)創(chuàng)新融資缺口

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)離不開(kāi)金融支持，根據(jù)技術(shù)創(chuàng)新企業(yè)融資理論，企業(yè)的外部融資分為正規(guī)金融與非正規(guī)金融兩類。前者以銀行信貸為主，后者包括民間借貸、個(gè)人借貸、商業(yè)信用等其他融資方式。受金融市場(chǎng)發(fā)展尚未成熟和轉(zhuǎn)型體制的影響，中國(guó)金融市場(chǎng)正規(guī)與非正規(guī)金融并存。

企業(yè)的研發(fā)信息與其發(fā)展戰(zhàn)略高度相關(guān)，為保證商業(yè)安全企業(yè)無(wú)法將這些信息完全披露出來(lái)，因而技術(shù)創(chuàng)新的投資者與實(shí)施者之間存在高度的信息不對(duì)稱問(wèn)題，使得融資約束成為制約企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的根本原因之一。從投資者的角度來(lái)看，技術(shù)創(chuàng)新具有三個(gè)鮮明的特征。一是投資較大、調(diào)整成本高。技術(shù)創(chuàng)新的投入主要以無(wú)形資產(chǎn)的形式體現(xiàn)在人力資本中，而人員的流動(dòng)會(huì)造成無(wú)形資產(chǎn)的流失與創(chuàng)新知識(shí)的外流，企業(yè)的調(diào)整成本較高，因此其會(huì)盡可能平滑在研發(fā)上的支出，使得創(chuàng)新投資能夠持續(xù)、累積地注入（Hall，2002）。二是投資周期長(zhǎng)。從創(chuàng)意的提出、研發(fā)投入、轉(zhuǎn)化為無(wú)形資產(chǎn)到最終形成產(chǎn)品收益的過(guò)程極為漫長(zhǎng)，這決定了創(chuàng)新投資回報(bào)的滯后性。三是風(fēng)險(xiǎn)高、不確定性大。初期如果創(chuàng)新項(xiàng)目缺乏基礎(chǔ)科學(xué)的可行性與收益可得性的論證，研發(fā)失敗可能性極高；后續(xù)過(guò)程也存在技術(shù)瓶頸導(dǎo)致研發(fā)失敗、市場(chǎng)營(yíng)銷推廣不利以及財(cái)務(wù)破產(chǎn)等風(fēng)險(xiǎn)。此外，技術(shù)創(chuàng)新投資的產(chǎn)出回報(bào)是與生產(chǎn)及服務(wù)相關(guān)的知識(shí)，知識(shí)具有非排他性，而技術(shù)創(chuàng)新投資不具有獨(dú)占性，不能阻止其他企業(yè)“搭便車”的行為，因此面臨極大的不確定性?；谏鲜鋈齻€(gè)特征，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新往往面臨融資約束。

從資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的角度來(lái)看，一方面，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入大多以專有技術(shù)、人力資本及商譽(yù)等無(wú)形資產(chǎn)的形式存在，因而創(chuàng)新投入的增加會(huì)造成有形資產(chǎn)比重的減少；另一方面，無(wú)形資產(chǎn)缺乏明確的估值方式、變現(xiàn)能力較差且存在貶值風(fēng)險(xiǎn)，而企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的投資者傾向于用有形資產(chǎn)作為抵押物。故而企業(yè)的創(chuàng)新投入會(huì)抑制其外部融資能力，尤其是來(lái)自銀行的融資。

正規(guī)與非正規(guī)金融是企業(yè)外部融資的主要方式，兩者的差異主要體現(xiàn)在規(guī)模優(yōu)勢(shì)、信息優(yōu)勢(shì)與交易成本三個(gè)方面。第一，正規(guī)金融是通過(guò)一些正式的金融中介機(jī)構(gòu)和金融市場(chǎng)而進(jìn)行的資金融通，因此它具有規(guī)模優(yōu)勢(shì)和資金成本優(yōu)勢(shì)（Lee 和Persson，2016）；而非正規(guī)金融零星分散、缺乏規(guī)模優(yōu)勢(shì)，且除了親友借貸通常不需要支付利息外，其他非正規(guī)金融的資金使用成本往往較高（Madestam，2014）。第二，正規(guī)金融具備通過(guò)大數(shù)據(jù)獲取信息的能力，其在收集和處理財(cái)務(wù)信息、客戶信用記錄等公開(kāi)信息上具有優(yōu)勢(shì)；而非正規(guī)金融往往建立在地緣、血緣與人緣的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)上，借貸雙方往來(lái)頻繁，貸款人對(duì)于借貸企業(yè)的收入狀態(tài)、企業(yè)目前的經(jīng)營(yíng)情況和還款能力等一些難以量化和傳遞的信息具有比較優(yōu)勢(shì)。第三，正規(guī)金融具有標(biāo)準(zhǔn)化實(shí)施運(yùn)營(yíng)流程，交易成本較高，包括金融中介分支網(wǎng)絡(luò)運(yùn)營(yíng)費(fèi)用、風(fēng)險(xiǎn)確認(rèn)成本、監(jiān)督實(shí)施成本、搜尋成本等；而非正規(guī)金融的形式靈活、結(jié)構(gòu)松散，具有金融互助屬性（張海洋，2017），且多數(shù)位于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)，交易成本較低。

基于上述分析，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)往往面臨融資約束問(wèn)題，而正規(guī)和非正規(guī)金融通過(guò)緩解融資約束促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，由于兩種融資方式優(yōu)勢(shì)不同，決定了其具有互補(bǔ)性。鑒于融資約束程度高的企業(yè)往往是一些從正規(guī)金融渠道獲取資金困難的企業(yè)，可能的結(jié)果就是非正規(guī)金融對(duì)這些企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提升作用更明顯。由此提出假說(shuō)1。①因篇幅所限，本文省略了機(jī)制傳導(dǎo)圖，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。

假說(shuō)1：正規(guī)與非正規(guī)金融都是我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新融資的重要來(lái)源，二者通過(guò)緩解企業(yè)融資約束促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，并且非正規(guī)金融對(duì)強(qiáng)融資約束企業(yè)的促進(jìn)效果更明顯。

（二）異質(zhì)性因素的影響

正規(guī)與非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響會(huì)因企業(yè)的異質(zhì)性而產(chǎn)生差異。就企業(yè)規(guī)模而言，與大型企業(yè)相比，中小企業(yè)規(guī)模小、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)相對(duì)不規(guī)范，同時(shí)更易受到經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，導(dǎo)致生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的不確定性高，而企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)不僅需要較大的前期投入，后續(xù)還需要持續(xù)的資金注入，受制于規(guī)模小、風(fēng)險(xiǎn)大的特點(diǎn)，一方面中小企業(yè)自主創(chuàng)新的意愿和動(dòng)力會(huì)降低，另一方面正規(guī)和非正規(guī)金融向中小企業(yè)授信的意愿也可能會(huì)降低，這會(huì)在一定程度上影響中小企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

假說(shuō)2：正規(guī)金融與非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響因企業(yè)規(guī)模的異質(zhì)性而存在差異。

中國(guó)省份之間城鎮(zhèn)化差異明顯，城鎮(zhèn)化率高的地區(qū)正規(guī)金融的經(jīng)營(yíng)網(wǎng)點(diǎn)較多，企業(yè)貸款相對(duì)便利；而城鎮(zhèn)化率低的地區(qū)尤其是農(nóng)村地區(qū)，銀行網(wǎng)點(diǎn)少且正規(guī)金融機(jī)構(gòu)入駐時(shí)間較短，同時(shí)相對(duì)落后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平放大了貸款風(fēng)險(xiǎn)，加劇了企業(yè)的貸款難度。同樣地，金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效果會(huì)受到地區(qū)開(kāi)放程度的影響，貿(mào)易開(kāi)放度高的地區(qū)與海外國(guó)家的接觸更頻繁，有利于海外資本的流入和先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)與設(shè)備的引進(jìn)，使得這些地區(qū)的企業(yè)更易獲得正規(guī)金融的資金支持；低貿(mào)易開(kāi)放度的地區(qū)與外界往來(lái)較少，阻礙了其生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)和市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大，也使其較不易獲得正規(guī)金融的支持。而非正規(guī)金融可以彌補(bǔ)城鎮(zhèn)化率低、貿(mào)易開(kāi)放度低的地區(qū)正規(guī)金融的不足。因此，我們提出假說(shuō)3。

假說(shuō)3：正規(guī)金融與非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響存在明顯的地域差異，正規(guī)金融對(duì)城鎮(zhèn)化率高、貿(mào)易開(kāi)放度高的地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)作用更顯著，而非正規(guī)金融能在相對(duì)落后的地區(qū)彌補(bǔ)正規(guī)金融的不足。

四、計(jì)量模型與變量選擇

（一）模型設(shè)定

本文重點(diǎn)考察正規(guī)金融與非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響，基礎(chǔ)回歸模型如下：

其中，i、p、t、r分別表示企業(yè)、行業(yè)、年份及省份；Innovationiptr代表企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；Financeiptr表示正規(guī)金融或非正規(guī)金融兩種融資方式；CViptr表示控制變量，包括企業(yè)異質(zhì)性和企業(yè)家異質(zhì)性指標(biāo)；γt、δp和μr分別表示年份、行業(yè)和省份的固定效應(yīng)；εiptr為殘差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源和變量選擇

1.數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究立足于企業(yè)層面，重點(diǎn)考察正規(guī)與非正規(guī)金融對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查（Chinese Private Enterprise Survey，CPES）數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)擁有豐富的企業(yè)融資方式信息、企業(yè)主個(gè)人信息等，可以為本研究提供數(shù)據(jù)支撐。私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)每?jī)赡赆槍?duì)私營(yíng)企業(yè)家進(jìn)行抽樣問(wèn)卷調(diào)查，每次抽樣調(diào)查的內(nèi)容有所不同，且每次調(diào)查的主體選擇也不存在連續(xù)性。因此，本文篩選了歷次調(diào)查問(wèn)卷中與本研究主題相關(guān)且具有連續(xù)性的指標(biāo)，最終選取2002 年至2008 年四次調(diào)查的混合截面數(shù)據(jù)，同時(shí)刪除了指標(biāo)缺失與存在明顯常識(shí)性錯(cuò)誤的樣本，并對(duì)最終樣本的主要變量進(jìn)行1%的雙尾縮尾處理，以消除異常值對(duì)樣本分析和實(shí)證研究存在的不利影響。

2.核心變量

本文回歸模型的被解釋變量為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。根據(jù)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)可得性，本文選取企業(yè)R&D 支出的對(duì)數(shù)值作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，記為RD。

研究中分別考慮了正規(guī)金融與非正規(guī)金融對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的影響。中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)中，正規(guī)金融的來(lái)源分為國(guó)有銀行貸款余額、股份制銀行貸款余額、城市商業(yè)銀行貸款余額、境外銀行貸款余額，其中城市商業(yè)銀行貸款余額及境外銀行貸款余額是后期才開(kāi)始統(tǒng)計(jì)的指標(biāo)，出于指標(biāo)連續(xù)性考量，本文選用國(guó)有銀行與股份制銀行的貸款余額總和的對(duì)數(shù)值（Formal）作為正規(guī)金融的代理變量。非正規(guī)金融的來(lái)源分為民間借貸余額、個(gè)人借貸余額及商業(yè)信用，其中個(gè)人借貸余額也是后期才開(kāi)始統(tǒng)計(jì)的指標(biāo)，因此選用民間借貸余額與商業(yè)信用之和的對(duì)數(shù)值（Informal）作為非正規(guī)金融的代理變量，商業(yè)信用對(duì)數(shù)值記為Informalcc，民間借貸余額對(duì)數(shù)值記為Informalpl。

3.控制變量

本文從企業(yè)異質(zhì)性與企業(yè)家異質(zhì)性兩方面選取相關(guān)變量來(lái)控制其對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)可能造成的影響。企業(yè)異質(zhì)性方面的指標(biāo)包括：企業(yè)銷售收入的對(duì)數(shù)值（Sale）、企業(yè)年齡的對(duì)數(shù)（Firmage）及企業(yè)的知識(shí)產(chǎn)權(quán)擁有量（IPR）；此外，許多文獻(xiàn)表明企業(yè)家異質(zhì)性會(huì)影響企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，女性管理者相較于男性管理者更傾向于低風(fēng)險(xiǎn)戰(zhàn)略決策，可能規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)較大的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；年紀(jì)輕的企業(yè)家喜歡嘗試創(chuàng)新性的冒險(xiǎn)行為，而年齡較大的企業(yè)家更加保守，依賴于原有的經(jīng)驗(yàn)不愿意嘗試技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；教育水平能夠反映企業(yè)家的認(rèn)知能力，學(xué)歷越高的企業(yè)家越能夠接受和承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，更容易接受技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，因此本文選取企業(yè)家性別（Gender）、企業(yè)家年齡的對(duì)數(shù)值（Age）以及企業(yè)家受教育程度（College）作為控制變量，其中企業(yè)家性別為男性，Gender取1，否則為0；企業(yè)家受教育程度為大學(xué)及以上，College取1，否則為0。

4.工具變量

本文選取工具變量來(lái)緩解內(nèi)生性問(wèn)題。正規(guī)金融工具變量包括虛擬變量在清朝時(shí)是否被英國(guó)殖民（British）和位于同一城市及行業(yè)的企業(yè)正規(guī)金融融資的均值（Mean_x），非正規(guī)金融的工具變量包括社會(huì)資本（SC）和地區(qū)腐敗程度（Corrput）。社會(huì)資本用省區(qū)社會(huì)團(tuán)體個(gè)數(shù)與省區(qū)人口總數(shù)之比測(cè)度，社會(huì)團(tuán)體個(gè)數(shù)來(lái)源于《中國(guó)民政統(tǒng)計(jì)年鑒》，人口總數(shù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；地區(qū)腐敗程度用省區(qū)腐敗立案（包括貪污腐敗與瀆職兩部分）數(shù)量與政府部門(mén)在職職工人數(shù)。腐敗立案數(shù)來(lái)源于《中國(guó)檢察年鑒》，政府部門(mén)在職人數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。工具變量的合理性和有效性見(jiàn)后文分析。①變量列表和變量的描述性統(tǒng)計(jì)請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

五、實(shí)證結(jié)果分析

本文的實(shí)證檢驗(yàn)分為如下幾步：首先，通過(guò)OLS 模型聚類回歸的基準(zhǔn)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)正規(guī)與非正規(guī)金融能否促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；其次，分別引入兩種融資方式的工具變量采用2SLS 模型緩解內(nèi)生性，并通過(guò)Heckman 兩階段模型驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性；最后，分組檢驗(yàn)企業(yè)異質(zhì)性與區(qū)域異質(zhì)性的影響差異。

（一）基準(zhǔn)回歸分析

本文采用OLS 回歸方法和省級(jí)層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)了正規(guī)金融和非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果如表1 所示。表1 中第（1）—（3）列僅對(duì)年份、省份和行業(yè)特征進(jìn)行控制，在1%的顯著性水平下，正規(guī)金融的系數(shù)為0.229，非正規(guī)金融的系數(shù)為0.172，第（3）列同時(shí)加入正規(guī)和非正規(guī)金融后，二者系數(shù)值雖有所下降，但依舊顯著，表明正規(guī)與非正規(guī)金融融資額的增加均能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的增加。第（4）—（6）列進(jìn)一步控制企業(yè)特征，第（7）—（8）列進(jìn)一步控制企業(yè)家的特征，回歸結(jié)果均顯著，具體來(lái)看，控制所有相關(guān)因素后，在1%的顯著性水平下，正規(guī)金融和非正規(guī)金融的系數(shù)分別為0.087、0.070，標(biāo)準(zhǔn)化后分別為0.122 和0.051，說(shuō)明正規(guī)金融融資額、非正規(guī)金融融資額變化1 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入變化0.122 和0.051 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，驗(yàn)證了假說(shuō)1中“正規(guī)與非正規(guī)金融都是我國(guó)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新融資的重要來(lái)源”。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

續(xù)表1

表1 中企業(yè)特征方面的控制變量的估計(jì)系數(shù)均在1%水平下顯著為正，說(shuō)明銷售收入大的企業(yè)更具有技術(shù)創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)，更愿意在技術(shù)創(chuàng)新方面進(jìn)行投入；企業(yè)的專利儲(chǔ)備越多，技術(shù)創(chuàng)新投入的意愿越大；且年齡越大的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入越多。企業(yè)家異質(zhì)性方面的控制變量?jī)H企業(yè)家教育水平的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明企業(yè)家的受教育程度能促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，而企業(yè)家年齡與性別對(duì)技術(shù)創(chuàng)新沒(méi)有顯著的影響。

（二）內(nèi)生性處理與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性處理

企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力越強(qiáng)，越能吸引投資者與借貸者，導(dǎo)致高創(chuàng)新的企業(yè)擠占更多的融資，即企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新與融資方式之間可能存在反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。因此，本文參考現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)正規(guī)金融與非正規(guī)金融各自選取兩個(gè)工具變量，試圖緩解模型潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。正規(guī)金融方面，第一個(gè)工具變量是省份級(jí)別虛擬變量——在清朝時(shí)（1840—1911年）是否被英國(guó)統(tǒng)治（British）。外國(guó)勢(shì)力的統(tǒng)治會(huì)通過(guò)建立自己的銀行與發(fā)行貨幣來(lái)影響當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)活動(dòng)，也會(huì)影響銀行發(fā)展水平，而英國(guó)是殖民區(qū)域最大、對(duì)銀行業(yè)和當(dāng)?shù)亟鹑诔潭扔绊懽钌畹囊粋€(gè)國(guó)家，且1949 年后的銀行體系大多建立在原有的外國(guó)銀行體系之上。因此，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的銀行貸款與清朝英國(guó)殖民正相關(guān)（Julan 和Yi，2012），而歷史情況與企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)相關(guān)性低，滿足外生性條件；借鑒張璇等（2017）的方法，第二個(gè)工具變量是同一城市和行業(yè)的企業(yè)正規(guī)金融融資的平均額度（Mean_x）。同一地區(qū)銀行網(wǎng)點(diǎn)數(shù)量相同，為了分散化風(fēng)險(xiǎn)，正規(guī)金融流向同一行業(yè)的資金有限，因此同一地區(qū)和行業(yè)的企業(yè)的平均融資額與該企業(yè)的融資額具有強(qiáng)的相關(guān)性，而該地區(qū)行業(yè)內(nèi)企業(yè)融資的平均值與該企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)性低。非正規(guī)金融的產(chǎn)生建立在當(dāng)?shù)氐纳鐣?huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)之上，受到當(dāng)?shù)匦庞盟降挠绊?，因此本文根?jù)張順葆（2014）的研究思路選取非正規(guī)金融的工具變量，第一個(gè)工具變量是社會(huì)資本（SC），社會(huì)資本越高的地方，人們?cè)饺菀捉⑵鹦湃侮P(guān)系，信用的違約風(fēng)險(xiǎn)也越低，企業(yè)將通過(guò)非正規(guī)金融方式獲得更多的融資；第二個(gè)工具變量是省級(jí)地區(qū)腐敗程度（Corrupt），地區(qū)腐敗程度越高，人們之間的信用度越低，企業(yè)通過(guò)非正規(guī)金融的融資難度越大。因此，地區(qū)信用水平與非正規(guī)金融具有強(qiáng)相關(guān)性，且現(xiàn)有文獻(xiàn)未見(jiàn)地區(qū)信用水平與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在顯著關(guān)系，滿足外生性條件。

本文采用兩階段估計(jì)法進(jìn)行回歸分析。第一階段，使用工具變量對(duì)解釋變量進(jìn)行回歸；第二階段，在控制了內(nèi)生性之后，繼續(xù)驗(yàn)證正規(guī)與非正規(guī)金融融資額對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 工具變量回歸結(jié)果

采用兩階段估計(jì)法進(jìn)行回歸分析。第一階段結(jié)果表明各工具變量與相應(yīng)解釋變量的估計(jì)系數(shù)均顯著，P值均小于0.01，表明工具變量對(duì)內(nèi)生變量有較好的解釋力，且F值均大于10，說(shuō)明工具變量滿足相關(guān)條件，不存在弱工具變量問(wèn)題。①第一階段回歸的結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。此外，第二階段報(bào)告的HansenJ統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值均在0.1 以上，接受了工具變量不存在過(guò)度識(shí)別的原假設(shè)，表明工具變量是外生的，因此所選工具變量是合理有效的。依據(jù)第二階段回歸結(jié)果，除了以企業(yè)商業(yè)信用表征的非正規(guī)金融的系數(shù)不顯著外，其余解釋變量系數(shù)均在1%水平下顯著為正，反映控制內(nèi)生性問(wèn)題后，正規(guī)與非正規(guī)金融融資額的增加依舊可以促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)一步證實(shí)假說(shuō)1。表1 中基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示兩者的估計(jì)系數(shù)差別不大，而表2 前兩列結(jié)果顯示正規(guī)和非正規(guī)金融的估計(jì)系數(shù)分別為0.332 和0.556，第（3）列兩者的估計(jì)系數(shù)分別為0.359 和0.434，非正規(guī)金融的系數(shù)大于正規(guī)金融，表明在控制內(nèi)生性問(wèn)題后，非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用顯著高于正規(guī)金融。非正規(guī)金融可以細(xì)分為民間借貸與商業(yè)信用，表2 第（4）—（7）列的回歸結(jié)果顯示，商業(yè)信用回歸系數(shù)不顯著，但民間借貸的估計(jì)系數(shù)在1%的顯著性水平下為0.556 和0.434，說(shuō)明民間借貸對(duì)技術(shù)創(chuàng)新有顯著的促進(jìn)作用。這是因?yàn)槊耖g借貸對(duì)基于地緣、血緣與人緣的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的依賴度更高，貸款人對(duì)借貸企業(yè)的收入狀態(tài)、經(jīng)營(yíng)情況和還款能力等信息較為了解，能夠減少創(chuàng)新融資過(guò)程中的信息不對(duì)稱問(wèn)題，企業(yè)更易獲取貸款進(jìn)而促進(jìn)其技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有非隨機(jī)特征，可能存在樣本選擇偏誤問(wèn)題，本文選用Heckman 兩階段模型做進(jìn)一步分析，第一步運(yùn)用Probit 模型對(duì)企業(yè)是否進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行估計(jì)，可以得到逆米爾斯比；第二歩將逆米爾斯比加入企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新決策方程中進(jìn)行估計(jì)，從而避免選擇偏誤帶來(lái)的影響。表3 的回歸結(jié)果顯示，正規(guī)和非正規(guī)金融的回歸系數(shù)在選擇方程和決策方程中均顯著為正，因此二者不僅會(huì)提高企業(yè)創(chuàng)新選擇的概率，還會(huì)提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的水平。逆米爾斯比均不顯著，表明樣本選擇偏差問(wèn)題不顯著，結(jié)果穩(wěn)健。

表3 Heckman 兩階段模型估計(jì)結(jié)果

（三）異質(zhì)性視角的分析

1.融資約束分組估計(jì)

假說(shuō)1 提出二者是通過(guò)緩解企業(yè)融資約束促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。為驗(yàn)證該機(jī)制，首先，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，參考許和連和王海成（2018）的做法，使用企業(yè)應(yīng)收賬款和銷售收入的比值作為融資約束的代理變量。應(yīng)收賬款通常是在產(chǎn)品賒銷過(guò)程中產(chǎn)生的，反映了企業(yè)被購(gòu)買(mǎi)方占用的資金，值越大，表明資金周轉(zhuǎn)期越長(zhǎng)，壞賬的可能性越大，會(huì)影響企業(yè)的償債能力，因而融資約束越大。分組回歸結(jié)果如表4 所示，在高融資約束組，正規(guī)和非正規(guī)金融估計(jì)系數(shù)分別為0.423 和0.500，后者大于前者，表明非正規(guī)金融對(duì)高融資約束企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用強(qiáng)于正規(guī)金融；而在低融資約束組，正規(guī)和非正規(guī)金融估計(jì)系數(shù)分別為0.401和0.325，正規(guī)金融的促進(jìn)效果強(qiáng)于非正規(guī)金融。各項(xiàng)針對(duì)工具變量有效性的檢驗(yàn)，也驗(yàn)證了本文所選擇的工具變量的有效性。此外，為驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用SA 指數(shù)來(lái)進(jìn)行融資約束分組。①融資約束按SA 指數(shù)分組回歸的結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。回歸結(jié)果與表4 相近，假說(shuō)1 得證。

2.企業(yè)規(guī)模分組估計(jì)

企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)受到企業(yè)規(guī)模的影響，本文按員工數(shù)量是否大于150 人設(shè)定為“大規(guī)模企業(yè)”組和“小規(guī)模企業(yè)”組。通過(guò)按企業(yè)規(guī)模分組的融資來(lái)源描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，小規(guī)模企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的投入力度不強(qiáng)，存在較大的融資缺口；大規(guī)模企業(yè)是技術(shù)創(chuàng)新的投入主體，正規(guī)金融是其主要融資方式。分組回歸結(jié)果顯示，正規(guī)金融融資額和非正規(guī)金融融資額的提高對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用在兩個(gè)樣本下均顯著，非正規(guī)金融對(duì)大規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用大于小規(guī)模企業(yè)，且非正規(guī)金融對(duì)強(qiáng)融資約束的小規(guī)模企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效果強(qiáng)于正規(guī)金融，證實(shí)非正規(guī)金融能夠緩解小規(guī)模企業(yè)的強(qiáng)融資約束難題，與表4 的結(jié)果一致。①按企業(yè)規(guī)模分組的融資來(lái)源的描述性統(tǒng)計(jì)和按企業(yè)規(guī)模分組的回歸結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

表4 融資約束分組估計(jì)結(jié)果

3.地區(qū)異質(zhì)性分析

根據(jù)理論分析，本文選取城鎮(zhèn)化率及貿(mào)易依存度對(duì)樣本進(jìn)行地域分組，考察正規(guī)與非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新影響的地域差異。其中城鎮(zhèn)化率為城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎?、貿(mào)易依存度為貿(mào)易總額與國(guó)民生產(chǎn)總值的比值，數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文按31 個(gè)省區(qū)城鎮(zhèn)化率及貿(mào)易依存度的中位數(shù)進(jìn)行分組，城鎮(zhèn)化率大于中位數(shù)的地區(qū)為高城鎮(zhèn)化地區(qū)，否則為低城鎮(zhèn)化率地區(qū)②高城鎮(zhèn)化率地區(qū)包括北京、天津、內(nèi)蒙古、遼寧、吉林、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、山東、湖北、廣東、海南、重慶等；低城鎮(zhèn)化地區(qū)包括河北、山西、安徽、江西、河南、湖南、廣西、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆等。；貿(mào)易依存度高于中位數(shù)的地區(qū)為高貿(mào)易依存度地區(qū)，否則為低貿(mào)易依存度地區(qū)③高貿(mào)易依存度度地區(qū)包括北京、天津、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、江西、山東、廣東、海南、西藏、青海、新疆等；低貿(mào)易依存度度地區(qū)包括河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、安徽、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、寧夏等。。

按城鎮(zhèn)化率的分組回歸結(jié)果顯示，正規(guī)金融對(duì)高城鎮(zhèn)化率地區(qū)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平有顯著的提升效果，對(duì)低城鎮(zhèn)化率地區(qū)無(wú)顯著影響。而非正規(guī)金融對(duì)高城鎮(zhèn)化率地區(qū)和低城鎮(zhèn)化率地區(qū)提升效果均顯著為正，且對(duì)低城鎮(zhèn)化率地區(qū)的技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)效果更強(qiáng)。按貿(mào)易開(kāi)放度的分組回歸結(jié)果顯示，正規(guī)金融能顯著提高高貿(mào)易開(kāi)放地區(qū)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，而非正規(guī)金融對(duì)低貿(mào)易開(kāi)放地區(qū)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平有促進(jìn)效果。①地區(qū)異質(zhì)性的分組回歸結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”?？梢?jiàn)，非正規(guī)金融一定程度上可以彌補(bǔ)正規(guī)金融的不足，假說(shuō)3 得到證實(shí)。

六、主要結(jié)論與政策建議

隨著經(jīng)濟(jì)全球化的發(fā)展，世界各國(guó)之間的經(jīng)貿(mào)活動(dòng)日益頻繁，企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)越發(fā)激烈，技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)謀求生存與發(fā)展的必備條件，通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新建立企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，有利于企業(yè)在嚴(yán)峻的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中立于不敗之地。而企業(yè)融資是技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵問(wèn)題，本研究發(fā)現(xiàn)正規(guī)與非正規(guī)金融通過(guò)緩解融資約束促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。兩種融資方式對(duì)小規(guī)模和大規(guī)模企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新均有促進(jìn)作用，非正規(guī)金融對(duì)大規(guī)模企業(yè)的促進(jìn)效果強(qiáng)于小規(guī)模企業(yè)，且非正規(guī)金融對(duì)強(qiáng)融資約束的小規(guī)模企業(yè)促進(jìn)效果比正規(guī)金融更明顯。此外，正規(guī)金融存在明顯的地域偏好，其對(duì)高城鎮(zhèn)化率及高貿(mào)易開(kāi)放度地區(qū)的企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新促進(jìn)作用強(qiáng)，而對(duì)低城鎮(zhèn)化率及低貿(mào)易開(kāi)放度地區(qū)的企業(yè)促進(jìn)作用不明顯；非正規(guī)金融恰好可以彌補(bǔ)正規(guī)金融在低城鎮(zhèn)化率和低貿(mào)易開(kāi)放度地區(qū)的缺失，促進(jìn)這些地區(qū)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。

基于上述結(jié)論，為更好地發(fā)揮我國(guó)金融市場(chǎng)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的推動(dòng)作用，本文提出以下政策建議：

第一，正規(guī)金融發(fā)展不平衡，存在低效率與信貸錯(cuò)配等現(xiàn)象。大型企業(yè)占用大量信貸而創(chuàng)新力度不足，中小創(chuàng)新型企業(yè)難以得到充分的資金支持；同時(shí)區(qū)域發(fā)展不平衡現(xiàn)象較嚴(yán)重，不利于相對(duì)落后地區(qū)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)?？刂苾?nèi)生性問(wèn)題后的實(shí)證結(jié)果表明非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用強(qiáng)于正規(guī)金融，并且對(duì)融資約束強(qiáng)的企業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)效果更強(qiáng)。這在一定程度上反映了我國(guó)正規(guī)金融體系沒(méi)有很好地承擔(dān)為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供融資支持的責(zé)任。我國(guó)的正規(guī)金融體制由銀行主導(dǎo)，受政府政策影響較大，市場(chǎng)化程度不高，對(duì)此建議我國(guó)政府應(yīng)當(dāng)加速推進(jìn)與深化金融體系改革，提高正規(guī)金融體系的市場(chǎng)化水平，減少不當(dāng)干預(yù)以及信貸錯(cuò)配現(xiàn)象的發(fā)生；還可以通過(guò)建立研發(fā)支出專項(xiàng)基金等手段提供信貸支持，為更多企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)提供資金支持；同時(shí)，政府應(yīng)適當(dāng)鼓勵(lì)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)扶持中小微企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，為發(fā)展?jié)摿Υ蟆⑿庞昧己?、符合地方?jīng)濟(jì)發(fā)展的企業(yè)提供擔(dān)保，完善企業(yè)與正規(guī)金融機(jī)構(gòu)之間的溝通機(jī)制，減少融資過(guò)程中的信息不對(duì)稱問(wèn)題，充分發(fā)揮正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極作用。

第二，在肯定了非正規(guī)金融對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用后，我們發(fā)現(xiàn)非正規(guī)金融的資金也更多地流向大規(guī)模企業(yè)，且回歸結(jié)果顯示其對(duì)大企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)效果強(qiáng)于中小企業(yè)，這對(duì)中小企業(yè)的發(fā)展造成消極的影響?；诖耍环矫?，政府可出臺(tái)相應(yīng)的政策適當(dāng)放寬管制，降低非正規(guī)金融的準(zhǔn)入門(mén)檻，使得非正規(guī)金融可以與銀行等正規(guī)金融機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)，從而降低中小企業(yè)的融資成本；也可以適當(dāng)?shù)貫榭焖侔l(fā)展、創(chuàng)新性強(qiáng)、信息披露規(guī)范的中小企業(yè)提供信用背書(shū)，鼓勵(lì)以民間資本為代表的非正規(guī)金融扶持中小企業(yè)及創(chuàng)新型公司的發(fā)展。另一方面，政府應(yīng)出臺(tái)相應(yīng)的政策法規(guī)，規(guī)制非正規(guī)金融市場(chǎng)上高利貸、非法集資等行為，引導(dǎo)非正規(guī)金融的陽(yáng)光化發(fā)展，以發(fā)揮其在聲譽(yù)、關(guān)系及信息獲取方面的優(yōu)勢(shì)，為正規(guī)金融做出補(bǔ)充。通過(guò)鼓勵(lì)與規(guī)范相結(jié)合的方式，不僅有利于增強(qiáng)非正規(guī)金融對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的正面影響，而且能有效防控非正規(guī)金融風(fēng)險(xiǎn)。

第三，精準(zhǔn)定位正規(guī)金融與非正規(guī)金融的服務(wù)對(duì)象，并積極引導(dǎo)兩者之間的合作。非正規(guī)金融在服務(wù)低端市場(chǎng)及短期資金需求方面具有比較優(yōu)勢(shì)，而正規(guī)金融的比較優(yōu)勢(shì)在于中高市場(chǎng)及長(zhǎng)期資金支持，因此雖然非正規(guī)金融能在短期內(nèi)解決中小企業(yè)的融資困境，但長(zhǎng)期的資本投入仍需尋求正規(guī)金融方式。因而政府應(yīng)積極促進(jìn)兩種融資方式之間的互補(bǔ)合作，實(shí)現(xiàn)二者的合理融合對(duì)接，有效拓寬企業(yè)的融資渠道，提高不同規(guī)模企業(yè)研發(fā)投入的積極性，形成有動(dòng)力、有活力、有競(jìng)爭(zhēng)力的企業(yè)創(chuàng)新市場(chǎng)氛圍。