郭金錄 金 寧 張 婕 張 云

一、引言

“雙循環(huán)”新發(fā)展格局是我國在新形勢下提出的重大戰(zhàn)略，這意味著相應(yīng)的科技創(chuàng)新需要盡快彌補關(guān)鍵技術(shù)短板，加快發(fā)展相適應(yīng)的科技創(chuàng)新模式。2021年7月，《國務(wù)院辦公廳關(guān)于完善科技成果評價機制的指導意見》指出，推動技術(shù)產(chǎn)出高質(zhì)量成果、營造良好創(chuàng)新生態(tài)，有利于夯實“雙循環(huán)”的發(fā)展根基。高新技術(shù)企業(yè)是我國主要的科技創(chuàng)新經(jīng)濟體，對創(chuàng)新研發(fā)資金的需求比其他類型企業(yè)都要強烈。科技金融是釋放創(chuàng)新潛能、提升企業(yè)競爭力的重要助推器(程翔等，2020[1])，2022年《政府工作報告》也提出，促進創(chuàng)業(yè)投資發(fā)展，創(chuàng)新科技金融產(chǎn)品和服務(wù)，不斷培育壯大新動能。

長三角位于全國最大的經(jīng)濟核心區(qū)，科技創(chuàng)新資源富集，在國家現(xiàn)代化建設(shè)中具有重要地位。2020年12月，科技部印發(fā)《長三角科技創(chuàng)新共同體建設(shè)發(fā)展規(guī)劃》，表明在新的歷史發(fā)展格局下長三角科創(chuàng)一體化發(fā)展是大勢所趨。長三角城市群積極開展科技金融建設(shè)，推進長三角科技創(chuàng)新共同體建設(shè)。例如上海市通過搭建科技履約貸、微貸通、創(chuàng)投貸等“3+X”科技金融產(chǎn)品體系等細化金融機構(gòu)服務(wù)、健全金融政策環(huán)境；江蘇省以蘇南自主創(chuàng)新示范區(qū)為重點先試先行，打造智權(quán)融資、設(shè)立“種子基金”等舉措，引導蘇南、蘇中與蘇北發(fā)揮自身金融優(yōu)勢；浙江省杭州市積極打造科技金融的“杭州模式”，協(xié)同多種科技金融手段，營造良好融資環(huán)境。但區(qū)域間客觀存在的發(fā)展差距、科創(chuàng)型企業(yè)生命周期不穩(wěn)定、風險價值波動較大等因素，導致長三角區(qū)域科技金融發(fā)展呈現(xiàn)出政府資金、社會資金與科技創(chuàng)新的結(jié)合度不高，區(qū)域內(nèi)科技金融資源配置不平衡的發(fā)展趨勢。例如在研發(fā)(R&D)經(jīng)費投入強度方面，江蘇、上海、浙江在全國具有明顯的領(lǐng)先優(yōu)勢，而安徽的R&D經(jīng)費投入強度連續(xù)三年低于全國平均水平，與其他兩省一市差距較大；部分科技金融政策標準較高，傾向服務(wù)于成熟期科創(chuàng)企業(yè)，對于種子期、成長期企業(yè)來說，政策覆蓋率較低，容易淪為空政策(楊璐，2021[2])。

若金融要素與科技要素未達到合理的分配預期，可能會導致資金供需不匹配，融資效果較差。在科創(chuàng)驅(qū)動“中國制造”邁向“中國創(chuàng)造”的背景下，長三角城市群作為我國科技金融發(fā)展試點區(qū)域，科技金融政策是否真正有助于緩解高新技術(shù)企業(yè)“融資難”的現(xiàn)象是一個值得探討的問題。本文以長三角城市群高新技術(shù)企業(yè)作為樣本，分析區(qū)域科技金融發(fā)展水平影響高新技術(shù)企業(yè)融資效率的傳導機制，以期能夠精準破解企業(yè)的融資難題，增強區(qū)域協(xié)同發(fā)展示范效應(yīng)，為長三角一體化發(fā)展提供實踐參考。本文的主要貢獻在于：(1)從金融視角探討科技金融政策在企業(yè)層面的微觀實施效應(yīng)，研究宏觀區(qū)域科技金融發(fā)展水平對微觀高新技術(shù)企業(yè)融資效率的影響。(2)探討了區(qū)域科技金融發(fā)展對高新技術(shù)企業(yè)融資效率的影響機制?；诮鹑谂c科技雙視角，檢驗融資約束與技術(shù)創(chuàng)新擴散的中介作用是否是科技金融發(fā)展對高新技術(shù)企業(yè)融資效率產(chǎn)生影響的兩條路徑。(3)以長三角城市群高新技術(shù)企業(yè)作為研究對象，既有效契合了科技金融政策的服務(wù)主體，也突出了長三角三省一市引領(lǐng)全國科技創(chuàng)新發(fā)展的重要意義。

二、文獻綜述

在“后金融危機”時代，科技創(chuàng)新鏈條與金融市場鏈條的融合創(chuàng)新、聯(lián)合發(fā)展是科學技術(shù)進步的必然要求。在國內(nèi)，“科技金融”概念最早出現(xiàn)在1993年，是指促進科技開發(fā)、成果轉(zhuǎn)化和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一系列金融工具、金融制度、金融政策與金融服務(wù)的系統(tǒng)性、創(chuàng)新性安排(趙文昌等，2009[3])。

已有研究主要圍繞科技金融發(fā)展體系、科技金融對科技創(chuàng)新的作用效果以及科技金融對經(jīng)濟增長的影響三個方面展開?？萍冀鹑诎l(fā)展體系從多個指標反映各地區(qū)的科技金融發(fā)展情況。張玉喜和趙麗麗(2015)[4]以資源投入主體為切入點，從政府、企業(yè)、金融市場與中介機構(gòu)四個方面構(gòu)建科技金融體系；在各類金融資源主體參與科技創(chuàng)新的基礎(chǔ)上，王宏起和徐玉蓮(2012)[5]從科技金融資金總量指數(shù)、科技金融投資績效指數(shù)、科技金融結(jié)構(gòu)指數(shù)、科技金融環(huán)境指數(shù)四個角度出發(fā)，構(gòu)建科技金融評價指標體系。在科技金融與科技創(chuàng)新相互影響方面，Chowdhury和Maung(2012)[6]分別以發(fā)達國家和新興國家為例進行研究，結(jié)果表明金融市場的發(fā)展水平對科技創(chuàng)新的投入有明顯的促進作用。張芷若和谷國鋒(2019)[7]研究科技金融與科技創(chuàng)新的耦合關(guān)系，認為差異化的科技金融與科技創(chuàng)新政策，更有利于促進二者的協(xié)同發(fā)展。在科技金融的影響方面，張婕等(2021)[8]以長三角G60科創(chuàng)走廊為例，研究表明，與科技資本市場投入和企業(yè)自有資金相比，財政科技投入和金融機構(gòu)科技信貸更能促進企業(yè)績效提升。周應(yīng)春(2021)[9]基于空間計量模型研究發(fā)現(xiàn)，科技金融發(fā)展不僅顯著提升城市本身的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，還帶動周圍城市的經(jīng)濟增長。

在企業(yè)融資效率的內(nèi)涵方面，西方學者未給融資效率的概念加以界定，主要研究籌資方式與企業(yè)績效兩者關(guān)系，Sarriaallende等(2002)[10]認為企業(yè)選擇股權(quán)、債券、內(nèi)源三種不同融資方式會產(chǎn)生不同的融資成本，長期會影響企業(yè)未來的融資效率。國內(nèi)學者探討了融資效率的概念以及企業(yè)融資效率的影響因素。宋文兵(1997)[11]認為融資效率包括交易效率和配置效率，投資者既能夠最低成本獲取金融資源，又能夠利用有限資源進行最優(yōu)化生產(chǎn)(肖勁和馬亞軍，2004[12]；盧福財，20010[13])。張玉喜和趙麗麗(2014)[14]進一步細化融資效率概念，認為企業(yè)融資效率是指企業(yè)在進行融資活動時，能夠以最優(yōu)收益成本比和最低風險幫助企業(yè)獲得金融資本的能力。影響企業(yè)融資效率的因素包括宏觀因素和微觀因素。宏觀影響因素包括經(jīng)濟環(huán)境、政策環(huán)境、競爭環(huán)境、信息環(huán)境、金融環(huán)境等。熊正德等(2011)[15]對比分析特定時期的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)金融支持效率，認為宏觀經(jīng)濟形勢越好，產(chǎn)業(yè)從金融市場上獲得的融資支持效率越高。張云等(2022)[16]從政策環(huán)境出發(fā)，通過構(gòu)建企業(yè)房產(chǎn)資產(chǎn)權(quán)重函數(shù)，發(fā)現(xiàn)“房住不炒”政策對企業(yè)股票短期和長期回報均有較為顯著的抑制作用。股票收益下降代表企業(yè)股權(quán)融資的報酬率下降，會對企業(yè)股權(quán)融資效率產(chǎn)生負向影響。微觀企業(yè)因素包括融資結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、治理結(jié)構(gòu)、盈利能力和償債能力等。Wang(2014)[17]認為與私有企業(yè)和外商投資企業(yè)相比，國有企業(yè)的融資效率相比較低。崔杰等(2014)[18]研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模、治理結(jié)構(gòu)和主營業(yè)務(wù)情況對融資效率影響最大，盈利能力與償債能力影響程度一般。因此，提升企業(yè)治理能力，優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)，有利于提高資金配置效率，改善融資效率(姜妍，2020[19])。

三、理論分析和研究假設(shè)

房漢廷(2010)[20]指出，科技金融運行機制在于：金融資本對科技資源進行開發(fā)，實現(xiàn)科技資源的風險分散和價值發(fā)現(xiàn)；同時，科技資源利用金融資本進行知識和技術(shù)創(chuàng)新，使金融資本具備未來的高收益性。因此，金融資本與科技創(chuàng)新是研究科技金融影響高新技術(shù)企業(yè)融資效率的基本視角，具體理論框架圖如圖1所示。

圖1 區(qū)域科技金融發(fā)展對企業(yè)融資效率的影響機制示意圖

區(qū)域科技金融發(fā)展對企業(yè)融資效率的影響反映在融資成本和融資收益兩個方面。一是科技金融針對性引導社會資金供給流向，構(gòu)建多渠道融資格局，降低融資成本。為促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以政府資金為杠桿撬動社會資金，科技金融提供了一系列金融工具、金融政策與金融服務(wù)，具體包括財政創(chuàng)業(yè)引導基金、科技銀行、科技擔保、知識產(chǎn)權(quán)質(zhì)押貸款等各種股權(quán)融資和債務(wù)融資方式(馬凌遠和李曉敏，2019[21])。傳統(tǒng)融資方式伴隨高昂的銀行貸款利息和擔保費用，而科技金融創(chuàng)新降低了企業(yè)融資門檻，不僅使企業(yè)免受多重融資成本，而且政府、科技企業(yè)和金融機構(gòu)多方合作的融資模式，有利于形成完善的創(chuàng)新風險規(guī)避機制，構(gòu)建多主體、多渠道的風險共擔新型融資格局(唐雯等，2011[22])。二是科技金融針對性引導企業(yè)加強融資管理，增強資金配置效率，提高融資收益?？萍紕?chuàng)新活動風險與機遇并存，科創(chuàng)型企業(yè)通常要經(jīng)歷初創(chuàng)期、成長期、成熟期等階段，對技術(shù)創(chuàng)新具有強烈依賴性，信息不對稱使其在尋求市場上的投融資機制方面缺失一定的敏銳性(侯世英和宋良榮，2020[23])。科技金融根據(jù)科創(chuàng)型企業(yè)成長的不同階段，面臨的不同壓力和需要解決的問題，提供針對性的融資模式，變“人找政策”為“政策找人”，化解高新技術(shù)企業(yè)的資金瓶頸?？苿?chuàng)型企業(yè)則根據(jù)自身發(fā)展規(guī)劃結(jié)合科技金融提供的社會融資方案，優(yōu)化自主創(chuàng)新資金投入配置，有效管理研發(fā)資金，提高融通資金的使用效率(周澤炯和陸苗苗，2019[24])?；谝陨戏治?，本文認為，高新技術(shù)企業(yè)的融資效率會因為企業(yè)所處的科技金融發(fā)展環(huán)境的完善而不斷提高，這種改善可能通過多融資渠道、低融資成本、高融資收益來體現(xiàn)，是三者綜合作用的結(jié)果。

因此，本文提出假設(shè)1：

H1：科技金融發(fā)展對高新技術(shù)企業(yè)融資效率有直接的促進作用。

基于金融資本視角，科技金融主要解決的是高新技術(shù)企業(yè)的融資約束問題。第一，科技金融能夠為科技創(chuàng)新市場引入多元創(chuàng)新的金融市場狀態(tài)，降低投資者的創(chuàng)新風險和融資成本，為創(chuàng)新要素的聚集和科技成果的轉(zhuǎn)化提供充足資金，緩解創(chuàng)新投資的融資約束問題。在傳統(tǒng)信貸市場，由于信息不對稱，多數(shù)科創(chuàng)型企業(yè)只能以高于市場利率成本獲得貸款，加上手續(xù)費、承諾貼息、評估費、擔保費、咨詢費等各種費用，造成企業(yè)外部融資成本高(馬軼群和郭家寶，2021[25])。內(nèi)部和外部融資成本差異越大，說明需要支付更多的額外成本去完成外部融資這一行為，企業(yè)面臨的融資約束就越強烈(沈紅波等，2010[26])?？萍冀鹑趯⒏咝录夹g(shù)企業(yè)從一般企業(yè)分離，設(shè)立定向貸款、科技保險、天使投資等科技金融工具，拓寬融資渠道，降低融資成本，緩解創(chuàng)新投資的融資約束問題(Love，2001[27])。第二，高新技術(shù)企業(yè)通過科技金融緩解融資約束，使得企業(yè)有更多的資金從事科技創(chuàng)新活動，獲取創(chuàng)新收益，從而提高資金的分配效率和效益。高新技術(shù)企業(yè)存在一定程度的融資約束，會限制R&D投資(盧馨等，2013[28])。因此，緩解融資約束，可以增加企業(yè)的R&D投資(鄭毅和徐佳，2018[29])。Demirguc-Kunt和Maksimovic(1998)[30]認為當企業(yè)所處的金融環(huán)境允許企業(yè)以較低的成本獲得外部資金時，企業(yè)傾向于用外部資金代替內(nèi)部資金，支持企業(yè)成長。高新技術(shù)企業(yè)獲得充足外部資金投入研發(fā)、生產(chǎn)、運營等環(huán)節(jié)，保證科技創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)鏈整體運作效率平穩(wěn)，加之融資企業(yè)自身的管理運營，可以使科技創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)鏈利益最大化，提高企業(yè)實際融資效率(楊利娟，2020[31])?；诮鹑谫Y本視角，科技金融發(fā)展降低企業(yè)融資成本，為企業(yè)帶來融通資金，緩解企業(yè)融資約束，進而使得創(chuàng)新項目有充足的資金去實現(xiàn)其高收益性，最終提升了高新技術(shù)企業(yè)的融資效率。

綜上所述，本文提出假設(shè)2：

H2：融資約束在科技金融與高新技術(shù)企業(yè)融資效率的關(guān)系中發(fā)揮了顯著的中介作用。

基于科技創(chuàng)新視角，科技金融可以引導金融資本進入科技產(chǎn)業(yè)，在行業(yè)內(nèi)形成技術(shù)創(chuàng)新擴散效應(yīng)。第一，技術(shù)創(chuàng)新擴散是影響創(chuàng)新發(fā)展的重要因素，熊彼特在《經(jīng)濟發(fā)展理論》中認為：技術(shù)創(chuàng)新的擴散實質(zhì)上是一種企業(yè)模仿行為，在市場參與者不斷對新技術(shù)進行模仿創(chuàng)新的過程中產(chǎn)生技術(shù)擴散，拉動整個行業(yè)的創(chuàng)新效益。在科技金融資源投入高新技術(shù)企業(yè)運作后，企業(yè)通過增加研發(fā)投資，獲得收益增加和市場份額擴大帶來的示范效應(yīng)(張紫璇和趙麗萍，2019[32])。R&D投資越大，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成功率越大，生產(chǎn)產(chǎn)品附加值越高，帶來的技術(shù)創(chuàng)新成果越顯著，例如專利數(shù)、新技術(shù)的產(chǎn)品數(shù)或者新產(chǎn)品的銷售額等，都能提高企業(yè)自身收益(崔松虎和金福子，2008[33])。同時，同一行業(yè)的其他企業(yè)，在經(jīng)濟利益的驅(qū)使下，相互之間模仿學習，擴大技術(shù)和知識的擴散范圍。當技術(shù)創(chuàng)新成果在行業(yè)內(nèi)實現(xiàn)充分交換與替代時，整個行業(yè)的創(chuàng)新績效就會得到顯著提升，帶動個體企業(yè)融資收益的增加(李兆偉和毛梅，2021[34])。第二，當高新技術(shù)企業(yè)內(nèi)部的技術(shù)價值增加后，可提高其信用程度，這樣企業(yè)就能夠以較低的成本獲得銀行信貸或擔保公司擔保貸款等更多融資渠道，形成良好的融資效率循環(huán)。在技術(shù)創(chuàng)新擴散的作用下，行業(yè)的創(chuàng)新效益聚集使得行業(yè)內(nèi)的企業(yè)在模仿創(chuàng)新中實現(xiàn)資本積累，自有資金增加，企業(yè)便有能力更多地依賴成本較低的內(nèi)部融資。外部融資方面，財政資金支持政策，如對技術(shù)型企業(yè)融資費用給予補貼和對入駐高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)企業(yè)給予的獎勵，可以幫助企業(yè)在初期發(fā)揮杠桿作用，撬動社會資本加速流向企業(yè)創(chuàng)新活動，降低外部融資難度(畢海霞，2021[35])。此外，高新技術(shù)企業(yè)內(nèi)部的技術(shù)增量、成果孵化率、固定資產(chǎn)存量大大提升，可以通過知識產(chǎn)權(quán)質(zhì)押、固定資產(chǎn)抵押等形式以較低的成本獲得銀行信貸或擔保公司擔保貸，降低企業(yè)外部融資成本?；诳萍紕?chuàng)新視角，科技金融發(fā)展為企業(yè)帶來的金融資源可以使得科技要素的價值得到最大限度的實現(xiàn)，研發(fā)企業(yè)獲得示范效應(yīng)，促進業(yè)內(nèi)其他企業(yè)的模仿學習，進而形成技術(shù)創(chuàng)新擴散效應(yīng)，提高行業(yè)內(nèi)整體企業(yè)融資效益，同時高附加值的企業(yè)可以有更多的機會使用內(nèi)部融資、降低外部融資成本，最終提升了高新技術(shù)企業(yè)的融資效率。

綜上所述，本文提出假設(shè)3：

H3：技術(shù)創(chuàng)新擴散在科技金融與高新技術(shù)企業(yè)融資效率的關(guān)系中發(fā)揮了顯著的中介作用。

四、實證模型和數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型

1.基準回歸模型設(shè)定。

為了驗證假設(shè)1，檢驗長三角科技城市群金融發(fā)展正向影響高新技術(shù)企業(yè)融資效率的可能性，將高新技術(shù)企業(yè)融資效率(FE)作為被解釋變量，區(qū)域科技金融發(fā)展水平(TF)作為解釋變量，構(gòu)建如式(1)所示的基準回歸模型。

(1)

式(1)中，F(xiàn)Eit是高新技術(shù)企業(yè)i在t年的融資效率，TFit表示高新技術(shù)企業(yè)i在t年所享受的區(qū)域科技金融發(fā)展水平?？刂谱兞堪ó斈甑钠髽I(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)報酬率(ROA)、財務(wù)杠桿率(Lev)、現(xiàn)金流量水平(Cash)和股權(quán)集中度(Manage)。此外，還控制了企業(yè)固定效應(yīng)、年份固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)，ε為隨機擾動項。

2.中介效應(yīng)模型設(shè)定。

對于假設(shè)2和假設(shè)3，為驗證融資約束(SA指數(shù))與技術(shù)創(chuàng)新擴散(申請專利增長率)在科技金融發(fā)展與高新技術(shù)企業(yè)融資效率的關(guān)系中發(fā)揮了顯著的中介作用，本文將在式(1)的基礎(chǔ)上運用如下中介效應(yīng)模型進行探究。

MEit=α+θTFit+zi+μi+νi+εit

(2)

+μi+νi+εit

(3)

式(2)和式(3)中，MEit代表中介變量——融資約束和技術(shù)創(chuàng)新擴散，其他變量的內(nèi)涵與式(1)相同。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟(2014)[36]的研究，采用依次檢驗法進行中介效應(yīng)檢驗，具體步驟如下：首先，根據(jù)式(1)驗證區(qū)域科技金融發(fā)展對高新技術(shù)企業(yè)融資效率的綜合影響，系數(shù)β代表總效應(yīng)。如果其顯著，則根據(jù)式(2)分別驗證區(qū)域科技金融發(fā)展對兩個中介變量的影響。如果θ顯著，根據(jù)式(3)，將區(qū)域科技金融發(fā)展和中介變量指標都加入回歸，檢驗融資約束和技術(shù)創(chuàng)新擴散的中介效應(yīng)是否存在以及是否完全。若中介變量指標顯著，再觀察區(qū)域科技金融發(fā)展的系數(shù)是否顯著：如果區(qū)域科技金融發(fā)展的系數(shù)不顯著，則存在完全中介效應(yīng)；如果區(qū)域科技金融發(fā)展的系數(shù)顯著，則存在部分中介效應(yīng)。

(二)變量說明

1.被解釋變量。

被解釋變量是高新技術(shù)企業(yè)融資效率(FE)，企業(yè)的融資效率反映能夠創(chuàng)造企業(yè)價值的融資能力，很難用一個具體的財務(wù)指標來衡量。已有企業(yè)融資效率常用測度方法有以下三種：(1)模糊評價法和熵值法。選取配置效率、交易效率、治理效率相關(guān)的評價指標，運用熵值法對不同的上市企業(yè)融資效率進行測算(伍裝，2006[37]；張博和楊熙安，2014[38])。(2)數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)方法。通過構(gòu)建有關(guān)企業(yè)的融資投入指標與融資產(chǎn)出指標，運用DEA等方法對企業(yè)的融資效率進行測算(周磊和安燁，2019[39]；桂嘉偉和吳群琪，2019[40])。(3)構(gòu)造公式法。單一比值法常用“投資報酬率和資本成本率的比值”來計算(方芳和曾輝，2005[41])，還有基于融資成本、融資風險和融資收益構(gòu)造企業(yè)融資效率測度公式(黃輝，2009[42])。考慮到企業(yè)融資效率應(yīng)包括的三個主要內(nèi)涵：一是企業(yè)是否能夠?qū)崿F(xiàn)融通資金的成本最小化；二是企業(yè)所融通的資金能否帶來最大化的融資收益；三是企業(yè)能否以較低的融資風險獲得并使用資金。因此，參考張玉喜和趙麗麗(2015)[14]、周率等(2021)[43]對企業(yè)融資效率的衡量，綜合考慮融資成本、融資收益和融資風險，構(gòu)建如下計算公式：

FE=FI×[1-FC(1+FR)]×100%

(4)

式(4)中，F(xiàn)E代表融資效率；FI代表融資收益，F(xiàn)C代表融資成本，F(xiàn)R代表融資風險。具體計算公式如表1所示。

表1 融資效率指標體系及計算公式

2.解釋變量。

區(qū)域科技金融發(fā)展水平通過構(gòu)建科技金融發(fā)展指數(shù)(TF)來定量表示區(qū)域科技金融發(fā)展水平。借鑒曹顥等(2011)[44]對科技金融評價指標體系的構(gòu)建思路，按照“科技金融投入—科技金融產(chǎn)出”的評價方法，分為科技金融經(jīng)費指數(shù)、科技金融環(huán)境指數(shù)和科技金融產(chǎn)出指數(shù)三個方面。

科技金融經(jīng)費指數(shù)反映科技金融活動中金融資本對科技活動的供給情況，用財政科技撥款和企業(yè)研發(fā)費用兩個指標來測度(劉文麗等，2014[45]；張玉華和張濤，2018[46])。財政科技撥款力度反映政府對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的支持力度；企業(yè)研發(fā)經(jīng)費力度反映企業(yè)在獲取各方科技金融資源后的研發(fā)投入力度?？萍冀鹑诃h(huán)境指數(shù)反映高科技企業(yè)在獲取科技金融資源后的應(yīng)用環(huán)境，將科技金融環(huán)境分為科技金融人力環(huán)境與科技金融研發(fā)環(huán)境(甘星和甘偉，2017[47]；楊建輝等，2020[48])。科技金融環(huán)境越完善，金融資源與科技資源的銜接越有效，科技金融發(fā)展程度越高?？萍冀鹑诋a(chǎn)出指數(shù)反映科技金融資源應(yīng)用于企業(yè)科技創(chuàng)新活動之后的科技產(chǎn)出成果。只有當科技金融資源得到充分利用，帶來科技產(chǎn)出成果利益最大化，才能表明該地的科技金融投入與產(chǎn)出是有效率的。參考王海蕓和劉楊(2020)[49]對科技金融綜合指數(shù)的算法，選擇使用專利申請授權(quán)情況表示科技金融產(chǎn)出指數(shù)。

科技金融發(fā)展指數(shù)的組成見表2。采用熵值法對長三角23個城市(揚州、泰州、金華除外(1)在科技金融數(shù)據(jù)收集過程中，揚州、泰州、金華三地有關(guān)“科技金融環(huán)境指數(shù)”的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)官方未明確且完整地披露，造成三地的科技金融相關(guān)數(shù)據(jù)樣本存在大量缺失，予以剔除。)2012—2020年的科技金融發(fā)展水平進行測度，求得每個城市的科技金融發(fā)展指數(shù)。

表2 區(qū)域科技金融發(fā)展指數(shù)的組成

3.中介變量。

中介變量為融資約束和技術(shù)創(chuàng)新擴散，其中融資約束用SA指數(shù)(SA)表示，技術(shù)創(chuàng)新擴散指數(shù)用申請專利的增長率(PA)表示。參照鞠曉生等(2013)[50]的研究，選用SA指數(shù)測度高新技術(shù)企業(yè)的融資約束。融資約束常用的測量方法有KZ指數(shù)、WW指數(shù)等，但上述指數(shù)測算方法大多依據(jù)企業(yè)的財務(wù)變量，如企業(yè)流動資金、財務(wù)杠桿率等可能會相互影響。為避免內(nèi)生性干擾，Hadlock 和 Pierce(2010)[51]構(gòu)建了SA指數(shù)作為融資約束的替代變量，具體見公式：

SA=0.043×(lnsize2)-(0.04×age)-(0.737×lnsize)

(5)

式(5)中，size表示企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模，age表示企業(yè)年齡。

國際先進技術(shù)主要有三條擴散路徑：進口、輸入型外商直接投資(FDI)和專利申請(Eaton和Kortum，1996[52])。參照李平和劉建(2006)[53]的研究，用申請專利的增長率(PA)來表示高新技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新擴散程度。

4.控制變量。

參考吳超鵬和唐菂(2016)[54]研究，將企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)報酬率、財務(wù)杠桿率、現(xiàn)金流量水平和股權(quán)集中度作為本文的控制變量，同時還控制了年度和行業(yè)虛擬變量。

在本文所構(gòu)建的實證模型中，變量的類型、符號名稱和定義如表3所示。

表3 變量說明

(三)數(shù)據(jù)說明和分析

選取2012—2020年作為研究數(shù)據(jù)窗口，將長三角城市群26個城市的上市高新技術(shù)企業(yè)作為數(shù)據(jù)搜集對象，剔除ST、PT公司以及數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到403家高新技術(shù)上市公司，共計3 524個觀測值。企業(yè)融資效率、融資約束的相關(guān)指標數(shù)據(jù)來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫，科技金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新擴散的相關(guān)指標數(shù)據(jù)來源于各省份的《統(tǒng)計年鑒》和《統(tǒng)計公報》。

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4所示。從高新技術(shù)企業(yè)融資效率指標來看，整體水平較高，均值達到了7.894 9，50%以上的企業(yè)的融資效率超過6.865 3，但各企業(yè)間差距較大；區(qū)域科技金融發(fā)展水平是0到1的標準化數(shù)值，整體較低，均值為0.439 1。從中值來看，50%以上的地區(qū)科技金融發(fā)展水平只達到0.374 4。其他相關(guān)變量均在合理的浮動范圍內(nèi)，能夠為面板數(shù)據(jù)的研究提供良好的樣本分布。

表4 變量描述性統(tǒng)計

五、實證結(jié)果與分析

(一)全樣本回歸分析

表5為區(qū)域科技金融發(fā)展水平對高新技術(shù)企業(yè)融資效率的回歸結(jié)果。列(1)～列(3)的結(jié)果顯示，科技金融經(jīng)費指數(shù)TF1和科技金融環(huán)境指數(shù)TF2的回歸系數(shù)分別為0.367 5和0.872 5，且均在1%的水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系。這說明長三角在開展科技金融活動支持企業(yè)科技創(chuàng)新時，具備較為完善的科研經(jīng)費分配體系和科研經(jīng)費使用體系。長三角致力于投入公共金融資本，利用政府公信力建立政策性金融機構(gòu)，鼓勵、支持、引導民間商業(yè)金融的發(fā)展，多渠道擴展高新技術(shù)企業(yè)的融資來源。除了財政資金主導的公共科技金融，還包括銀行、擔保公司、保險公司、基金、創(chuàng)投等資本市場科技金融支持，專為融資能力弱的企業(yè)提供低成本的融資渠道，緩解了資金約束，提高了高新技術(shù)企業(yè)的融資效率。長三角區(qū)域科技金融發(fā)展水平越高，該地的科技活動從業(yè)人員就越多，利用科技金融資源從事科技創(chuàng)新活動的活躍度就越高，通過實現(xiàn)人才開發(fā)效益最大化，提高高新技術(shù)企業(yè)通過科技人才有效管理、使用融資資源的可能性。同時，長三角三省一市研發(fā)機構(gòu)主要集中于高技術(shù)領(lǐng)域，可以將科技含量較高的原材料和設(shè)備引入，增強研發(fā)能力及自主創(chuàng)新增長能力，進而提高企業(yè)產(chǎn)出效率。

表5 全樣本回歸結(jié)果

表6 中介作用檢驗結(jié)果

表7 異質(zhì)性特征分析

科技金融產(chǎn)出指數(shù)TF3的回歸系數(shù)為-0.211 5，沒有通過顯著性檢驗，表明長三角地區(qū)科技金融產(chǎn)出不能夠顯著提升高科技企業(yè)的融資效率。列(4)在控制了所有控制變量的情況下，科技金融發(fā)展指數(shù)(TF)的回歸系數(shù)為0.983 7，且通過1%的顯著性水平檢驗，說明假設(shè)1存在的合理性?？傮w來看，長三角地區(qū)科技金融發(fā)展的不斷推進，所帶來的成效明顯，能夠有效地促進高新技術(shù)企業(yè)融資效率的提升。

(二)穩(wěn)健性檢驗

為進一步檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性，進行了以下穩(wěn)健性檢驗。

1.替換企業(yè)融資效率測度方法。

較低的融資成本是企業(yè)在融通資本中選擇融資工具的重要依據(jù)，但只有企業(yè)投資收益足以補償融資成本，企業(yè)的融資效率才可能是有效的。參考張海君(2017)[55]的研究，采用“投資回報率與資本成本率的比值”的度量方法計算高新技術(shù)企業(yè)融資效率，通過橫向比較企業(yè)融資成本和投資收益的情況來判斷企業(yè)融資效率的相對高低。其中，投資報酬率的衡量指標選擇總資產(chǎn)收益率(ROA)，資本成本率的衡量指標選擇加權(quán)平均資本成本率(WACC)，對模型(1)重新回歸?；貧w結(jié)果見表8，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前文回歸結(jié)果基本保持一致。

表8 替換FE測量方法的穩(wěn)健性檢驗

2.引入滯后項。

考慮到高新技術(shù)企業(yè)經(jīng)營運作存在一定的周期，企業(yè)融資效率的變化會比科技金融發(fā)展滯后一定時間。具體地，進行穩(wěn)健性檢驗時，在式(1)的基礎(chǔ)上，核心解釋變量科技金融發(fā)展(TF)不再使用當期值，而是使用滯后一期值(TFit-1)，對式(1)進行回歸分析?；貧w結(jié)果表9顯示，在使用了科技金融發(fā)展的滯后值后，科技金融發(fā)展仍然顯著地對高新技術(shù)企業(yè)融資效率產(chǎn)生影響，這與基準回歸結(jié)果基本一致，說明本文的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表9 基于自變量滯后的穩(wěn)健性檢驗

1.更換模型。

考慮到被解釋變量的滯后影響，即高新技術(shù)企業(yè)融資效果的滯后期數(shù)也會對當前的融資效果產(chǎn)生影響。故分別采用差分GMM動態(tài)面板模型和系統(tǒng)GMM動態(tài)面板模型對假設(shè)1進行檢驗。本文選擇被解釋變量高新技術(shù)企業(yè)融資效率的滯后一階作為解釋變量，分別使用DIF-GMM和SYS-GMM進行再回歸，回歸結(jié)果如表10所示。列(1)DIF-GMM中P-AR(2)=0.243 8>0.1，P-Sargan=0.401 0>0.1，表明模型中工具變量是有效的。同理，列(2)SYS-GMM中P-AR(2)=0.488 5>0.1，P-Sargan=0.753 3>0.1，表明檢驗結(jié)果均接受原假設(shè)，評估模型穩(wěn)健性較好。

表10 GMM模型回歸結(jié)果

(三)中介變量影響分析

表6列示的是兩個中介變量——融資約束和技術(shù)創(chuàng)新擴散，對科技金融發(fā)展影響高新技術(shù)企業(yè)融資效率的中介效應(yīng)結(jié)果。

1.融資約束中介作用分析。

表6列(2)的結(jié)果顯示，科技金融發(fā)展指數(shù)TF的回歸系數(shù)在1%的顯著水平上為-0.1845，說明科技金融發(fā)展水平提升有利于緩解高新技術(shù)企業(yè)的融資約束。列(3)的結(jié)果顯示，融資約束SA的回歸系數(shù)為-4.161 9，且在1%的顯著性水平上顯著，但是TF的回歸系數(shù)為0.199 6，沒有通過顯著性檢驗，說明高新技術(shù)企業(yè)融資約束承擔了科技金融發(fā)展對高新技術(shù)企業(yè)融資效率影響的完全中介作用，驗證了假設(shè)2存在的合理性。結(jié)果說明長三角科技金融發(fā)展環(huán)境較為優(yōu)越，能夠很好地降低高新技術(shù)企業(yè)的融資障礙，使企業(yè)獲得更多的銀行貸款和商業(yè)信貸來緩解融資約束。當企業(yè)能夠以合適的融資渠道籌集資金，投入到具有發(fā)展前景的項目，項目因多元金融資本的加入，分散創(chuàng)新風險，為企業(yè)帶來高額回報，提高項目投資的實際效率，進而提高融資效率。

2.技術(shù)創(chuàng)新擴散中介作用分析。

表6列(5)的結(jié)果顯示，科技金融發(fā)展指數(shù)TF的回歸系數(shù)在1%的顯著水平上為40.974 4，說明科技金融發(fā)展水平提升有利于促進高新技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新擴散活動。列(6)的結(jié)果顯示，技術(shù)創(chuàng)新擴散PA的回歸系數(shù)在1%的顯著水平上為0.009 1，同時TF的系數(shù)也顯著，在1%的顯著水平上為1.355 9，說明高新技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新擴散承擔了科技金融發(fā)展對高新技術(shù)企業(yè)融資效率影響的部分中介作用，假設(shè)3得到驗證。實證結(jié)果說明長三角科技金融發(fā)展能夠確保企業(yè)進行R&D投資的可得性和持續(xù)性，有效帶動企業(yè)與行業(yè)間產(chǎn)生技術(shù)創(chuàng)新擴散效應(yīng)。從財政對科學技術(shù)的支出來看，2020年長三角地區(qū)科學技術(shù)預算支出從高到低分別為江蘇、浙江、上海和安徽，三省一市共支出1 795.4億元。這些資金投入可以使得技術(shù)創(chuàng)新處于被動地位的企業(yè)擁有較為充裕的金融資源和科技資源，選擇主動開拓新的技術(shù)市場，收獲技術(shù)創(chuàng)新擴散的紅利，獲得新知識、新產(chǎn)品和新技術(shù)來改造舊知識、舊產(chǎn)品和舊技術(shù)，降低產(chǎn)品或工藝成本，提高產(chǎn)品或工藝收益，從而提高整體的融資效率。

(四)異質(zhì)性檢驗

1.企業(yè)層面的異質(zhì)性分析。

根據(jù)所有權(quán)性質(zhì)不同將長三角高新技術(shù)企業(yè)劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)。表7列(1)顯示科技金融發(fā)展指數(shù)TF的回歸系數(shù)為2.112 5，通過10%的顯著性檢驗；列(2)結(jié)果顯示科技金融發(fā)展指數(shù)TF的回歸系數(shù)在1%的顯著水平上為4.176 1。這說明相較國有企業(yè)更多承擔社會功能，民營企業(yè)承擔的是產(chǎn)業(yè)功能，長三角城市群科技金融發(fā)展能夠很好地解決民營高新技術(shù)企業(yè)的困境，增強融資能力，釋放融資活力，提高融資效率。

2.區(qū)域外部環(huán)境的異質(zhì)性分析。

考慮到各城市經(jīng)濟發(fā)展長期不平衡，科技金融發(fā)展可能會對處于不同經(jīng)濟規(guī)模城市的高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)生異質(zhì)性影響。參考由第一財經(jīng)公布的《中國城市新分級名單》，將樣本劃分為大城市高新技術(shù)企業(yè)和中小城市高新技術(shù)企業(yè)兩個子樣本。表7列(3)顯示科技金融發(fā)展指數(shù)TF的回歸系數(shù)為3.707 9，通過1%的顯著性檢驗；列(4)結(jié)果顯示，科技金融發(fā)展指數(shù)TF的回歸系數(shù)為3.422 9，通過1%的顯著性檢驗。這說明相較于中小城市而言，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的大城市，其市場環(huán)境、法治環(huán)境、政策環(huán)境以及融資環(huán)境等各方面水平都比較高，為高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展提供了良好的宏觀環(huán)境，較強地促進了科技金融對企業(yè)融資效率的正向影響。

六、結(jié)論與建議

選取2012—2020年長三角地區(qū)403家上市高新技術(shù)企業(yè)年度數(shù)據(jù)，實證分析長三角城市群科技金融發(fā)展對高新技術(shù)企業(yè)融資效率的影響效應(yīng)、傳導機制及相關(guān)異質(zhì)性特征。研究表明：(1)區(qū)域科技金融發(fā)展能夠顯著提升高新技術(shù)企業(yè)的融資效率；(2)一個完善的科技金融發(fā)展環(huán)境可以為企業(yè)提供較低的融資成本，激發(fā)企業(yè)獲取較高的融資收益，通過緩解企業(yè)融資約束、擴大企業(yè)間或行業(yè)間的技術(shù)創(chuàng)新擴散效應(yīng)來提高企業(yè)的融資效率；(3)相比國有企業(yè)而言，民營企業(yè)對于科技金融服務(wù)的供給變化更加敏感；(4)相較于小城市，經(jīng)濟發(fā)展水平較高的大城市，能夠有效優(yōu)化城市的科技資源與金融資源的銜接，提供更加科學、全面、合理的科技金融服務(wù)，促進當?shù)馗咝录夹g(shù)企業(yè)融資效率的提升。

上述研究結(jié)論對提高長三角高新技術(shù)企業(yè)融資效率具有一定的啟示和借鑒意義：

第一，構(gòu)建“因地制宜”的集成式科技金融體系。雖然長三角近年來一直致力于科技金融協(xié)同發(fā)展的頂層設(shè)計，但通過熵值法分析可以發(fā)現(xiàn)，長三角各城市科技金融發(fā)展水平并不均衡。因此，在促進三省一市協(xié)同發(fā)展的同時，需結(jié)合本地區(qū)高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展特點及產(chǎn)業(yè)定位，因地制宜地改善和調(diào)整科技金融服務(wù)供給，細化實施舉措。以提升區(qū)域協(xié)同創(chuàng)新能力為目標，持續(xù)發(fā)揮經(jīng)濟發(fā)達城市的科技金融輻射效益，著力提升經(jīng)濟欠發(fā)達城市的科技金融環(huán)境，久久為功，推動長三角區(qū)域創(chuàng)新一體化。

第二，提升高新技術(shù)企業(yè)融通資本的使用效率。高新技術(shù)企業(yè)需及時關(guān)注財政補貼、科技創(chuàng)新信貸、風險投資基金等新型融資手段，合理搭配融資結(jié)構(gòu)，以較低的融資成本去獲取企業(yè)所需的項目資金，緩解融資約束困境。同時，掌握相應(yīng)的資金管理與運作能力，利用好技術(shù)創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，有效發(fā)揮長三角高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)高滲透能力、強帶動作用的特點，對先進技術(shù)進行創(chuàng)新學習，促進產(chǎn)業(yè)間技術(shù)創(chuàng)新擴散的良性循環(huán)。

第三，繼續(xù)加大對民營高新技術(shù)企業(yè)的科技金融扶持力度。相比于國有企業(yè)，由于經(jīng)濟政策環(huán)境的不穩(wěn)定性，使得民營企業(yè)在從事技術(shù)創(chuàng)新活動時承擔的風險更大?？萍冀鹑趹?yīng)有效捕捉民營企業(yè)的科技創(chuàng)新需求，科技銀行、科技信貸和風險投資等科技金融工具手段多管齊下，將財力、人力、物力等科技金融資源向民營企業(yè)傾斜。同時，鼓勵國有企業(yè)積極響應(yīng)地方的科技金融政策，完善國有企業(yè)的科技金融體系，倒逼國有企業(yè)加強內(nèi)部管理與科技創(chuàng)新的轉(zhuǎn)型升級。以“科創(chuàng)+產(chǎn)業(yè)”為引領(lǐng)，國有企業(yè)和民營企業(yè)深化創(chuàng)新開放合作，努力建成具有長效影響力的長三角科技創(chuàng)新共同體。