周怡

摘要：基于2001—2013年滬深A(yù)股1471家上市公司及31個省級銀行業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究銀行業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，結(jié)果表明：（1）各地區(qū)中銀行業(yè)競爭程度越激烈，地區(qū)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新越高，且這種正向效應(yīng)在民營企業(yè)中更明顯；（2）中小型銀行在各地區(qū)銀行業(yè)占比越高，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平越高，且這種正向效應(yīng)在民營企業(yè)中更為明顯；（3）各地區(qū)銀行業(yè)中非國有銀行發(fā)展水平越高，越能夠促進(jìn)民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，但這種影響對國有企業(yè)卻是負(fù)向的。

關(guān)鍵詞：銀行業(yè)發(fā)展；企業(yè)異質(zhì)性；創(chuàng)新效應(yīng)

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1002-2848-2017（03）-0066-11

一、引言

自改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)持續(xù)快速增長，也因此被稱為“中國奇跡”。但是，近年來隨著我國人口紅利的逐漸消失，這種經(jīng)濟(jì)增長模式已不具有可持續(xù)性，只有技術(shù)創(chuàng)新才能帶來可持續(xù)的經(jīng)濟(jì)增長。企業(yè)是創(chuàng)新活動的主體，其創(chuàng)新水平的高低受各種因素的制約，制度層面的產(chǎn)權(quán)保護(hù)和文化價值，以及微觀層面的公司治理、企業(yè)規(guī)模等因素均會影響企業(yè)創(chuàng)新水平。相關(guān)研究表明，銀行業(yè)作為企業(yè)外部融資的主要來源，其發(fā)展水平是影響企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵因素。

迄今為止，國內(nèi)學(xué)者已從三個方面對銀行業(yè)發(fā)展如何影響經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了研究：第一，銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長。林毅夫和姜燁認(rèn)為銀行業(yè)的競爭程度與經(jīng)濟(jì)增長呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，而郭為則認(rèn)為國有銀行的產(chǎn)權(quán)屬性導(dǎo)致其信貸資源配置效率低下，這些銀行的信貸并不全是指向經(jīng)濟(jì)增長，而是考慮其它政治目的，但這是以犧牲經(jīng)濟(jì)增長為代價的。第二，銀行業(yè)發(fā)展與企業(yè)信貸約束。林毅夫和李永軍、李志贊研究了中小銀行等金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展與增加小企業(yè)信貸的關(guān)系，吳軍和白云霞檢驗了我國銀行業(yè)制度改革對國有企業(yè)預(yù)算約束的影響，江偉和李斌考察了國有銀行對不同性質(zhì)企業(yè)的差別貸款。而對銀行業(yè)發(fā)展與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系較少研究，僅有李穎等、朱歡以及溫軍等x幾篇文章研究了銀行系統(tǒng)與其它金融機(jī)構(gòu)譬如股票市場、保險公司以及債券市場相比，如何影響企業(yè)創(chuàng)新，但是并未深入剖析銀行業(yè)發(fā)展本身對企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制。

國外的相關(guān)研究也較為深入，可做如下總結(jié)：第一，銀行業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新有促進(jìn)效應(yīng)。原因有二：一是銀行具有信息揭示的帕累托改進(jìn)功能，便于企業(yè)與銀行之間的信息傳遞，而信息不對稱的降低有助于提高企業(yè)的創(chuàng)新水平；二是在銀行主導(dǎo)型的國家中，銀行與企業(yè)之間形成了密切的聯(lián)系，銀行擁有大量有關(guān)企業(yè)創(chuàng)新項目的信息，這便于其對企業(yè)創(chuàng)新中的代理行為進(jìn)行監(jiān)督和約束，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。第二，銀行業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新有擠出效應(yīng)。原因有這樣幾點(diǎn)：一是認(rèn)為現(xiàn)代商業(yè)銀行由于追求規(guī)模和范圍經(jīng)濟(jì)，大都使用科層制的復(fù)雜組織結(jié)構(gòu)，過長的委托代理鏈條增加了信息的傳遞成本，在信息的產(chǎn)生和揭示方面并無明顯的比較優(yōu)勢，因而往往對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新支持不夠；二是多數(shù)情況下企業(yè)在與銀行的交易中處于不利地位，銀行存在對企業(yè)的盤剝行為，銀行在利益分配中的強(qiáng)勢地位削弱了企業(yè)創(chuàng)新動力；三是風(fēng)險方面的原因，由于企業(yè)創(chuàng)新活動的不確定性，天生具有風(fēng)險規(guī)避屬性的銀行對高風(fēng)險的企業(yè)創(chuàng)新投資缺乏內(nèi)在動機(jī)，從而不利于企業(yè)創(chuàng)新活動；第三，銀行業(yè)競爭阻礙企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。國外有學(xué)者認(rèn)為，市場上銀行之間的競爭加劇會降低商業(yè)銀行給予新創(chuàng)企業(yè)和小企業(yè)貸款的可能性，阻礙創(chuàng)新的發(fā)展。

值得注意的是，國外研究多以美歐等國企業(yè)創(chuàng)新活動為研究對象，較少涉及對中國樣本的分析。因為中國銀行業(yè)壟斷程度高而且國有和民營企業(yè)同時并存以及國有企業(yè)在信貸資源配給中通常會獲得較多傾斜等，所以中國的銀行業(yè)和公司具有不同于美歐等國的鮮明特征，以美歐等國為研究樣本的實(shí)證結(jié)論難以解釋中國現(xiàn)象。因此，本文試圖以中國樣本為研究對象，探討以下三個問題：第一，中國銀行業(yè)的發(fā)展是否提高了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平？第二，銀行業(yè)發(fā)展的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)、規(guī)模結(jié)構(gòu)以及競爭結(jié)構(gòu)與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系是否存在不同？第三，企業(yè)性質(zhì)是否對銀行業(yè)發(fā)展的創(chuàng)新效應(yīng)存在調(diào)節(jié)影響？

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文的貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)為以下幾個方面：第一，本文探討了中國銀行業(yè)發(fā)展的競爭結(jié)構(gòu)、規(guī)模結(jié)構(gòu)以及產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系；第二，研究了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)對銀行業(yè)發(fā)展創(chuàng)新效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用；第三，采用各地區(qū)銀行分支機(jī)構(gòu)密度度量了銀行業(yè)的發(fā)展水平，并采用工具變量法解決相關(guān)的內(nèi)生性問題。

本文其余內(nèi)容安排如下：第二部分提出本文的分析思路和理論假說；第三部分是研究設(shè)計，主要包括樣本來源、變量選取及變量的描述性統(tǒng)計；第四部分是模型設(shè)定和實(shí)證結(jié)果分析；第五部分進(jìn)行總結(jié)并提出政策建議。

二、研究框架與理論假說

自1911年熊彼特（Schumpeter）提出技術(shù)創(chuàng)新理論以來，有關(guān)技術(shù)創(chuàng)新的研究已取得了重大進(jìn)展，多數(shù)文獻(xiàn)認(rèn)為技術(shù)創(chuàng)新具有三個明顯特征：一是高額投入。技術(shù)創(chuàng)新活動從研發(fā)、中試到規(guī)模生產(chǎn)以及再到投放市場，需要源源不斷的高額資金投入。能否對結(jié)果不確定的項目進(jìn)行持續(xù)的財務(wù)支持，就成為企業(yè)創(chuàng)新能否取得成功的關(guān)鍵決定因素。二是高度不確定性。這是一個被相關(guān)文獻(xiàn)多次強(qiáng)調(diào)的重要特征，主要包括創(chuàng)新過程和創(chuàng)新收益的不確定性以及由管理者和研發(fā)者的逆向選擇和道德風(fēng)險問題所導(dǎo)致的不確定性。三是高度信息不對稱。創(chuàng)新企業(yè)對其技術(shù)前景和產(chǎn)品開發(fā)有比較充分的了解，而外部投資者則難以做到這一點(diǎn)，兩者之間存在嚴(yán)重的信息不對稱。

銀行業(yè)作為一種重要的金融中介，其發(fā)展可以促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平的提高。原因有這樣幾個方面：第一，可以為技術(shù)創(chuàng)新提供資金。一是銀行可以吸引社會大量的小額資金并進(jìn)行歸集，然后將其貸于企業(yè)，企業(yè)則可以將這些資金投向需要大規(guī)模投資的技術(shù)創(chuàng)新項目。二是銀行將閑散的資金聚集起來進(jìn)行規(guī)?；耐顿Y，可有效地分散創(chuàng)新項目的風(fēng)險，避免創(chuàng)新風(fēng)險的集中爆發(fā)。三是銀行采用這種信用創(chuàng)造方式為創(chuàng)新融資，可以將不同期限的資金和項目進(jìn)行合理的匹配，從而為企業(yè)創(chuàng)新提供長期穩(wěn)定的資金保障。第二，通過對信息的傳遞和處理，降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的信息不對稱性。關(guān)系型金融理論認(rèn)為，銀行通過向企業(yè)提供貸款和其它金融服務(wù)，能夠產(chǎn)生信息揭示的帕累托改進(jìn)，具有信息收集的規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)。信息揭示的帕累托改進(jìn)有助于銀行更好的評估并淘汰市場中的劣質(zhì)項目而保留優(yōu)質(zhì)項目，從而有效提升技術(shù)創(chuàng)新項目的成功率。第三，銀行業(yè)發(fā)展可以緩解企業(yè)創(chuàng)新中的代理問題。原因有三：一是銀行可以通過簽訂信貸合約的方式實(shí)現(xiàn)對經(jīng)營者的激勵約束；二是銀行通過分期貸款機(jī)制設(shè)計實(shí)現(xiàn)其對企業(yè)創(chuàng)新項目質(zhì)量的控制；三是在日德等銀行主導(dǎo)型的國家中，銀行與企業(yè)之間形成了密切的聯(lián)系，能夠通過參加董事會等手段直接或間接參與企業(yè)的經(jīng)營管理，這有助于銀行對企業(yè)經(jīng)營者的創(chuàng)新活動進(jìn)行更好的控制和監(jiān)督。基于上述理論分析，本文提出如下假設(shè)：endprint

假說1：銀行業(yè)的發(fā)展可以提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。

由于銀行業(yè)的競爭結(jié)構(gòu)、規(guī)模結(jié)構(gòu)和產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長有顯著影響，接下來本文將分析其對企業(yè)創(chuàng)新的作用效果。

銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。林毅夫等認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)可以用大銀行和小銀行的相對規(guī)模來表示。經(jīng)濟(jì)體中大銀行和小銀行的相對規(guī)模對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響包括以下幾點(diǎn)：第一，銀行業(yè)中大銀行和小銀行的主要服務(wù)對象有所差別，大銀行主要為大企業(yè)提供資金貸款和交易結(jié)算等服務(wù)，而小銀行主要服務(wù)于小企業(yè)。第二，大銀行復(fù)雜的層級組織和冗長的信貸審批流程決定了大銀行無法支付識別中小企業(yè)信息的成本，因此，大銀行更傾向于向信息公開、能夠提供抵押等其它擔(dān)保物的大型企業(yè)貸款。而中小銀行的組織結(jié)構(gòu)相對扁平化，信息比較容易傳達(dá)到貸款決策的制定者，這也就增加了中小企業(yè)獲得銀行貸款的可能性。第三，中小銀行的經(jīng)營通常具有區(qū)域性特征，對區(qū)域內(nèi)的企業(yè)和市場環(huán)境更加熟悉，更易于與同一區(qū)域內(nèi)的企業(yè)建立長期的銀企關(guān)系并提供貸款，而全國性經(jīng)營的大型銀行卻沒有這種優(yōu)勢。

就銀行業(yè)競爭結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為，市場競爭能夠有效提高社會資源的配置效率，實(shí)現(xiàn)社會福利的最大化。Petersen andRajan提出，隨著商業(yè)銀行間競爭程度的加劇，資金市場上的信貸供給將會提高，從而增加了企業(yè)從銀行獲得貸款的概率，同時，商業(yè)銀行競爭的加劇也有利于企業(yè)以更低的價格從銀行處獲得貸款。波特的競爭理論也認(rèn)為，企業(yè)與競爭對手爭奪客戶是企業(yè)經(jīng)營中最直接也是最核心的競爭手段之一。對于銀行業(yè)來說，壟斷的市場結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致信貸資金供給的嚴(yán)重不足，具有壟斷勢力的大銀行會更加追逐大型和優(yōu)質(zhì)的集團(tuán)客戶，而對中小創(chuàng)新企業(yè)置之不理。隨著銀行業(yè)市場競爭的加劇，市場中出現(xiàn)了更多的信貸供給者，除了大型的和優(yōu)質(zhì)的集團(tuán)客戶之外，商業(yè)銀行會加強(qiáng)與普通的中小企業(yè)的合作，使得信貸資源的分配更加均衡。此外，由于我國市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的不成熟，在很多經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域還存在大型國有企業(yè)，具有壟斷勢力的大型銀行更加喜歡追逐大型國有企業(yè)，而不重視對中小民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新支持，所以，銀行業(yè)市場競爭水平的加劇有利于民營企業(yè)為其創(chuàng)新活動融資。

就銀行業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系來看，La Porta曾總結(jié)出了兩種觀點(diǎn)：“發(fā)展的視角”和“政治的視角”。一方面，“發(fā)展的視角”認(rèn)為，國有銀行相比民營銀行能更好的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，因為國有銀行在推動大型戰(zhàn)略性項目能發(fā)揮更好的正向作用；另一方面，“政治的視角”認(rèn)為，國有持股控制銀行主要是為了促進(jìn)就業(yè)、福利改善等政治目的，政府通過國有銀行資助并推動的項目往往是低效率的，是不利于生產(chǎn)效率的提升的。La Porta針對不同國家的實(shí)證檢驗，結(jié)果支持“政治的視角”，而Andrianova et al.采用更新的數(shù)據(jù)得出了支持“發(fā)展的視角”的結(jié)論。在中國這種市場經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的國家，銀行業(yè)發(fā)展的“政治的視角”獲得了更多的研究支持。長期以來，信貸資金并未流入創(chuàng)新效率更高的民營企業(yè)。國有企業(yè)往往是擁有“政治關(guān)系”的企業(yè)，其主要表現(xiàn)形式就是來自于國有銀行的信貸傾斜以及優(yōu)惠貸款。Cull and Xu的研究指出，與政府有密切聯(lián)系的企業(yè)更有可能得到國有銀行的貸款。盧峰和姚洋也提出在過去十幾年里，由于中國銀行業(yè)中國有銀行的壟斷地位和國有銀行在信貸方面的所有制傾向，導(dǎo)致80%以上的銀行信貸資金集中流向創(chuàng)新效率較低的國有企業(yè)。國家的信貸指導(dǎo)政策對國有部分的優(yōu)惠和對非國有部門的歧視是導(dǎo)致這一現(xiàn)象更為重要的原因。另外，雖然中小銀行能夠更為便利地服務(wù)非國有企業(yè)，但中小銀行的發(fā)展嚴(yán)重受制于國有銀行的主導(dǎo)地位。由此，如前所述，創(chuàng)新效率更高的非國有企業(yè)難以為其創(chuàng)新活動籌集充裕的資金。這一方面阻礙了非國有企業(yè)創(chuàng)新能力的提升，另一方面，提高了創(chuàng)新型行業(yè)的進(jìn)入壁壘，削弱了行業(yè)內(nèi)競爭程度?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出如下假設(shè)：

假說2：中小銀行的發(fā)展可以提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平，且對民營企業(yè)的效果更為突出。

假說3：銀行業(yè)競爭程度的提升能夠促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，并且這種正向效應(yīng)在民營企業(yè)中更加明顯。

假說4：非國有商業(yè)銀行的發(fā)展能夠促進(jìn)非國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文企業(yè)樣本選自我國滬深A(yù)股上市公司，借鑒溫軍和馮根福的做法，通過翻閱上市公司年報手工整理出上市公司的研發(fā)投人數(shù)據(jù)，上市公司年度報告來源于巨潮網(wǎng)，公司特征變量與行業(yè)特征變量數(shù)據(jù)來源于wind數(shù)據(jù)庫，部分指標(biāo)通過現(xiàn)有數(shù)據(jù)進(jìn)行計算得出，總共得到1471個企業(yè)樣本，剔除掉沒有披露研發(fā)數(shù)據(jù)的年份，總共得到9158個企業(yè)年非平衡面板數(shù)據(jù)樣本點(diǎn)。通過查詢《新中國50年統(tǒng)計資料匯編》以及2000-2013年《中國金融年鑒》獲取省級層面的銀行業(yè)數(shù)據(jù)，另外各省的分支機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)通過手工查找中國銀監(jiān)會網(wǎng)站上的銀行業(yè)分支機(jī)構(gòu)許可證以及許可證下發(fā)時間，從許可證中篩選出各類商業(yè)銀行分支行一級機(jī)構(gòu)數(shù)量的數(shù)據(jù)。本文主要篩選了各省、市、自治區(qū)每年的商業(yè)銀行的分行數(shù)量和支行數(shù)量，各省的面積數(shù)據(jù)來源于2001-2013年的《中國統(tǒng)計年鑒》。

（二）變量選擇

1.被解釋變量

目前理論界主要采用如下兩種方法衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平：一是創(chuàng)新投入，衡量指標(biāo)為人均研發(fā)支出或研銷比（研發(fā)支出與銷售額的比值）；二是創(chuàng)新產(chǎn)出，可用專利申請數(shù)量、新產(chǎn)品開發(fā)數(shù)量以及授權(quán)的數(shù)量來量化。由于銀行業(yè)主要通過提供資金增加企業(yè)的創(chuàng)新投入而影響企業(yè)創(chuàng)新，因此本文選擇企業(yè)研銷比作為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，記為RDint。

2.解釋變量

（1）銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)。為了衡量各地區(qū)銀行業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu)，本文用各地區(qū)中、農(nóng)、工、建、交、郵政儲蓄銀行等六大行分支行機(jī)構(gòu)數(shù)量衡量各地區(qū)大型銀行的發(fā)展程度，用各地區(qū)全部商業(yè)銀行分支行數(shù)量減去中、農(nóng)、工、建、交、郵政儲蓄等六大銀行的分支行數(shù)量衡量各地區(qū)中小商業(yè)銀行的發(fā)展程度。最后，用各地區(qū)中小商業(yè)銀行分支行數(shù)量除以各地區(qū)全部商業(yè)銀行的分支行數(shù)量衡量各地區(qū)銀行業(yè)中中小銀行所占的比重，記為Js.s。（2）銀行業(yè)競爭結(jié)構(gòu)。本文借鑒Jayaratne and Strahant2sj的做法，以我國各省份商業(yè)銀行分支機(jī)構(gòu)的面積密度作為各地區(qū)銀行業(yè)競爭程度的代理變量，其中各省份分支機(jī)構(gòu)數(shù)量統(tǒng)計口徑為商業(yè)銀行在各省份開設(shè)的分行一級、支行一級的數(shù)量之和，記為CS。（3）銀行業(yè)產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)。本文用各地區(qū)股份制銀行和城市商業(yè)銀行的分支行面積密度衡量各地區(qū)非國有銀行的發(fā)展程度，記為NSOB。（3）銀行業(yè)發(fā)展總水平。為前述三項指標(biāo)的因子加權(quán)和，記為DOB。endprint

3.控制變量

（1）公司特征變量：①公司規(guī)模，表示為Lns&e，為公司總資產(chǎn)的對數(shù)；②資本結(jié)構(gòu)，表示為Leve，為公司資產(chǎn)負(fù)債率；③盈利能力，記為ROA，為公司資產(chǎn)報酬率；④營運(yùn)能力，用公司的存貨周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率以及應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率來表示，分別記為TAT，ITR、TOR；⑤償債能力，用公司的利息保障倍數(shù)，流動比率和速動比率表示，分別記為COV，LDR、SDR；⑥成長能力，選取公司的主營業(yè)務(wù)增長率作為指標(biāo)來衡量，記為GMP；⑦企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流量，用公司的經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn)表示，記為CASH；⑧企業(yè)性質(zhì)，以虛擬變量Nature表示企業(yè)性質(zhì)，1代表國有企業(yè)，0代表民營企業(yè)；⑨企業(yè)經(jīng)營年限，用各年份減去企業(yè)設(shè)立的年份，記為Age。（2）行業(yè)特征變量：借鑒溫軍和馮根福的做法，用行業(yè)資產(chǎn)報酬率、行業(yè)財務(wù)杠桿、行業(yè)M/B示，分別記為Ln+ROA、Ln_leve、Ln_M/B?？刂谱兞棵Q及定義如表1所示。

（三）描述性統(tǒng)計

表2為關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表2可知，全樣本企業(yè)中RDint的最大值為0.5763，最小值是0，樣本的標(biāo)準(zhǔn)差為0.0463，這表明樣本企業(yè)的R&D投入差距較大，離散程度較高。并且企業(yè)RDint在2010年之后呈現(xiàn)逐年微增的趨勢，2010-2013年企業(yè)RDint的平均比值分別為0.0384、0.0417、0.0478、0.0496。同時，通過國有企業(yè)和民營企業(yè)的對比可以看出，民營企業(yè)相對國有企業(yè)有著更高的研發(fā)投人強(qiáng)度，其中，國有企業(yè)的最大值為0.4720，民營企業(yè)的最大值為0.5763，說明我國國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入要低于民營企業(yè)。表2的描述性統(tǒng)計還表明，各地區(qū)銀行業(yè)分支行面積密度CS的平均值為0.0361個/平方公里，其中銀行業(yè)分支行面積密度最大的為上海市，在2013年，上海市平均每平方公里分布有0.5121家銀行分支行，銀行分支行面積密度最小的為西藏自治區(qū)，在2001年，西藏自治區(qū)平均每平方公里分布有0.0001家銀行分支行。而各地區(qū)分支行面積密度可以看出，一般沿海較發(fā)達(dá)地區(qū)的銀行分支機(jī)構(gòu)密度會更大，同時，各地區(qū)銀行分支行面積密度呈逐年遞增的趨勢。各地區(qū)中小銀行分支行占比SS的平均值為0.4080，即平均各地區(qū)每10個銀行分支行中就有4個屬于是中小商業(yè)銀行的分支行。其中，占比最小的是西藏自治區(qū)，從2002年到2005年，西藏自治區(qū)的中小銀行分支行占比都只有0.0556，即西藏自治區(qū)平均每10個銀行分支行中只有0.5個屬于是中小商業(yè)銀行的分支行；占比最大的是2013年的新疆自治區(qū)，新疆自治區(qū)當(dāng)年的中小銀行分支行比重達(dá)到0.73，即新疆自治區(qū)平均每10個銀行分支行中就有7.3個屬于是中小商業(yè)銀行的分支行?？傮w來說，各地區(qū)中中小銀行分支行的比重保持著緩慢遞增的趨勢。此外，NSOB的最小值0是西藏自治區(qū)，目前西藏地區(qū)只有西藏銀行一家城市商業(yè)銀行存在；最大值為2013年的上海，表明上海地區(qū)每平方公里分布著0.14個股份制銀行和城商行的分支行。同時可以看出，各地區(qū)之間的銀行業(yè)國有化程度較為離散，說明我國銀行業(yè)國有化程度存在明顯的地區(qū)差異。表2的相關(guān)性分析結(jié)果表明，企業(yè)的研銷比RDint與關(guān)鍵的解釋變量CS、SS、DOB以及NSOB都存在著正向相關(guān)關(guān)系，并且與CS、DOB、NSOB顯著正相關(guān)。這對前述命題提供了基本支持。

四、實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定

本文運(yùn)用非平衡面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證檢驗銀行業(yè)發(fā)展總水平及其競爭結(jié)構(gòu)、規(guī)模結(jié)構(gòu)以及產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。依據(jù)Hausman檢驗結(jié)果，本文采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸。構(gòu)建如下模型：

（二）實(shí)證分析

表3為銀行業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果。其中，模型1、模型3、模型5以及模型7分別描述了不控制企業(yè)性質(zhì)時，ss、CS、NSOB和DOB對lnRDint的回歸結(jié)果，而模型2、模型4、模型6和模型8則分別報告了控制企業(yè)性質(zhì)后，CS、SS、NSOB以及DOB對lnRDint的回歸結(jié)果，這些模型考察了企業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。從表3的回歸結(jié)果中可以看出，控制變量中Lnsize、Age、GMP、TAT以及TOR等對被解釋變量有比較顯著的影響，譬如，Lnsize的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著企業(yè)規(guī)模越大，其技術(shù)創(chuàng)新能力越弱；Age對被解釋變量有著顯著的正向效應(yīng)，表明企業(yè)經(jīng)營年限對其技術(shù)創(chuàng)新能力有正向促進(jìn)作用；GMP的回歸系數(shù)說明企業(yè)成長性越好時，其進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新的投入越少，篇幅所限，其它控制變量的回歸結(jié)果不予贅述。

就解釋變量的回歸結(jié)果來看，模型1的回歸表明，銀行業(yè)中中小銀行的比重SS對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著不顯著的正向效應(yīng)，系數(shù)為0.066。但模型2的結(jié)果顯示，加入企業(yè)性質(zhì)的變量后，SS的回歸系數(shù)顯著為正，系數(shù)達(dá)到0.138，說明模型1中SS系數(shù)的不顯著可能是由于企業(yè)性質(zhì)的不同所導(dǎo)致的。實(shí)證結(jié)果表明，在民營企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)中中小銀行的比例每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業(yè)的RDint就在原有基礎(chǔ)上增加13.8%，而在國有企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)中中小銀行的比例每增加一個單位，企業(yè)的RDint反而在原有基礎(chǔ)上減少7.8%（0.138-0.216），說明各地區(qū)銀行業(yè)中中小銀行的比例越高，越能夠促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入，但是這種正向促進(jìn)效應(yīng)主要是對于民營企業(yè)，對國有企業(yè)則是負(fù)向的作用，假設(shè)2得到驗證。造成這種結(jié)果的原因在于我國的大型商業(yè)銀行普遍存在追逐大型客戶，尤其是國有企業(yè)，因為大型往往經(jīng)營資質(zhì)較好、信譽(yù)較高，銀行為降低風(fēng)險而選擇“嫌貧愛富”，尤其是國有企業(yè)潛在的政府信用擔(dān)保使得國有企業(yè)成為大型銀行競相追逐的客戶，而中小銀行與大型銀行相比，在大型企業(yè)客戶面前并不具備比較優(yōu)勢，因此中小銀行會選擇更多的服務(wù)于中小企業(yè)或者民營企業(yè)從而與大型銀行競爭。所以，各地區(qū)銀行業(yè)中中小銀行比重越高，民營企業(yè)往往能夠得到更多的支持，從而提高其技術(shù)創(chuàng)新能力。endprint

關(guān)于銀行業(yè)的競爭結(jié)構(gòu)CS變量，模型3的回歸表明，銀行業(yè)地區(qū)分支行密度CS對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的正向效應(yīng)，系數(shù)為1.290。而且模型4的結(jié)果還顯示，銀行業(yè)的競爭結(jié)構(gòu)CS變量對不同性質(zhì)的企業(yè)具有不同的影響，加入企業(yè)性質(zhì)變量后，用于表征民營企業(yè)回歸效果的CS的回歸系數(shù)仍顯著為正，其值達(dá)到1.474，而國有企業(yè)的回歸系數(shù)卻為負(fù)的0.266，該值在0.05的水平下是顯著的，說明各地區(qū)銀行業(yè)競爭程度越高，越能夠促進(jìn)民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入，而對國有企業(yè)卻產(chǎn)生了負(fù)向作用。這可能是因為當(dāng)?shù)貐^(qū)中銀行的分支機(jī)構(gòu)密度較高時表明當(dāng)?shù)劂y行業(yè)的競爭結(jié)構(gòu)較為激烈，此時企業(yè)在銀企關(guān)系中相對處于強(qiáng)勢地位，其議價能力顯著提高，尤其是對民營企業(yè)來說，因此提高了銀行給企業(yè)貸款的可能性，從而增強(qiáng)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平。這驗證了假設(shè)3的基本命題。

模型5的回歸結(jié)果表明，非國有銀行發(fā)展水平NSOB對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的正向效應(yīng)，系數(shù)為3.130。但模型8的結(jié)果顯示，企業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)為負(fù)，NSOB與Nature的交叉項的系數(shù)為-4.815。結(jié)果表明，在民營企業(yè)中，各地區(qū)非國有銀行分支行面積密度每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業(yè)的RDint就在原有基礎(chǔ)上增加4.086個單位，而在國有企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)國有銀行分支行面積密度每增加一個單位，企業(yè)的RDint反而在原有基礎(chǔ)上減少了0.729個單位（4.086-4.815）。說明各地區(qū)銀行業(yè)中非國有銀行發(fā)展水平越高，越能夠促進(jìn)民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，而對國有企業(yè)則是負(fù)向的作用，假設(shè)4得到驗證。這可能是因為地區(qū)中非國有銀行分支行密度越大，越說明該地區(qū)金融發(fā)展水平較高，對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新也能提供更多的支持；但國有企業(yè)的系數(shù)要明顯小于民營企業(yè)，可能是因為如果地區(qū)非國有銀行發(fā)展水平較高，使得銀行競爭激烈從而促使非國有銀行加強(qiáng)與民營等中小企業(yè)的合作，所以在國有企業(yè)中這種正向促進(jìn)效應(yīng)有所減弱。

模型7的回歸結(jié)果表明，銀行業(yè)整體發(fā)展水平對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的正向效應(yīng)，系數(shù)為3.386。但模型6的結(jié)果顯示，企業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)為負(fù)，DOB與Nature的交叉項的系數(shù)為-3.438。結(jié)果表明，在民營企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)整體發(fā)展水平每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業(yè)的RDint就在原有基礎(chǔ)上增加3.733個單位，而在國有企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)整體發(fā)展水平每增加一個單位，企業(yè)的RDint只在原有基礎(chǔ)上減少0.005個單位（概率P值為0.29）。假設(shè)1得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

上文有關(guān)地區(qū)銀行業(yè)發(fā)展的變量對RDint面板數(shù)據(jù)模型的回歸是以各地區(qū)銀行業(yè)發(fā)展的嚴(yán)格外生性假定為條件。但也有學(xué)者認(rèn)為這兩者之間并不遵循嚴(yán)格的外生性假定，而可能存在一定的內(nèi)生性，因為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平較高的地區(qū)，往往經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，而在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地區(qū)其金融深化和金融自由化的程度通常越高，就可能會出現(xiàn)銀行業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)的不同，所以技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展水平可能改變銀行業(yè)的發(fā)展。但由于本論文的樣本主要來自于我國滬深A(yù)股的上市公司，僅占到各地區(qū)企業(yè)總數(shù)量中很小的一部分，因此樣本中的上市公司對各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不存在決定性的影響，所以這種內(nèi)生性問題并不是很嚴(yán)重。但為了緩解這一可能的內(nèi)生性問題。本文通過設(shè)計一個工具變量，然后運(yùn)用工具變量法進(jìn)行回歸，藉此解決本文可能存在的內(nèi)生性問題。

我們參考國外學(xué)者Kortum and Lemer、Ueda and Hirukawa在研究風(fēng)險投資與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新時采用的方法，針對我國銀行業(yè)發(fā)展過程中的政策變動事件設(shè)計一個工具變量，具體來說是設(shè)置工具變量IV，該變量的賦值方法為2001-2007年賦值0，2008-2013年賦值各地區(qū)2001-2007年銀行分支行面積密度CS的平均值。這樣賦值的原因在于通過梳理2001-2013年我國銀行業(yè)發(fā)展的重要政策發(fā)現(xiàn)，2006年銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會發(fā)布的《中資商業(yè)銀行行政許可事項實(shí)施辦法》中明確規(guī)定了各地城商行設(shè)立異地分行的基本條件，此項規(guī)定標(biāo)志著各地區(qū)城商行跨區(qū)域發(fā)展的障礙正式消除，考慮到我國銀行業(yè)經(jīng)營的行業(yè)特性，商業(yè)銀行設(shè)立一家分支行往往需要1-2年的審核周期，同時我們發(fā)現(xiàn)，全國的銀行業(yè)分支行面積密度CS在2008年有一個突然增大的現(xiàn)象（如圖1），因此本文以2008年為工具變量賦值的拐點(diǎn)。本文采用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果分別如表4，結(jié)果表明，在控制了模型的內(nèi)生性后，模型回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

表4是采用工具變量后的回歸結(jié)果。其中，模型1、3、5、7與模型2、4、6、8的區(qū)別同表3，分別描述了不控制和控制企業(yè)性質(zhì)時，各解釋變量對對lnRDint的回歸結(jié)果。模型1的回歸結(jié)果表明，銀行業(yè)中中小銀行的比重對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在0.1的顯著性水平下呈現(xiàn)正向效應(yīng)，系數(shù)為0.078。但模型2的結(jié)果顯示.加入企業(yè)性質(zhì)的變量后，SS的回歸系數(shù)顯著為正。系數(shù)達(dá)到0.184。實(shí)證結(jié)果表明，在民營企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)中中小銀行的比例每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業(yè)的RDint就在原有基礎(chǔ)上增加18.4%，而在國有企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)中中小銀行的比例每增加一個單位，企業(yè)的RDint反而在原有基礎(chǔ)上減少7.3%（0.184-0.257）.回歸結(jié)果與不加人工具變量相似，模型通過穩(wěn)健性檢驗。

模型3的回歸結(jié)果表明，銀行業(yè)競爭程度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的正向效應(yīng)，系數(shù)為2.705。但模型4的結(jié)果顯示，加入企業(yè)性質(zhì)的變量后.CS的回歸系數(shù)同樣顯著為正，系數(shù)達(dá)到1.655，但企業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)項的回歸系數(shù)為-1.859，顯著為負(fù)，說明不同企業(yè)性質(zhì)的企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平對銀行業(yè)競爭程度有著不同的反應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，在民營企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)分支行面積密度每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業(yè)的RDint就在原有基礎(chǔ)上增加1.476個單位，而在國有企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)分支行面積密度每增加一個單位，企業(yè)的RDint反而在原有基礎(chǔ)上減少0.204（1.655-1.859）個單位，回歸結(jié)果與不加入工具變量相似，模型通過穩(wěn)健性檢驗。endprint

模型5的回歸結(jié)果表明，非國有銀行發(fā)展水平對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的正向效應(yīng)，系數(shù)為9.380，要大于不加入工具變量的回歸系數(shù)。并且模型8的結(jié)果顯示，企業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)同樣為負(fù)，NSOB與Nature的交叉項的系數(shù)為-6.538。結(jié)果表明，在民營企業(yè)中，各地區(qū)非國有銀行分支行面積密度每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業(yè)的RDint就在原有基礎(chǔ)上增加9.455個單位，而在國有企業(yè)中，各地區(qū)銀行業(yè)國有銀行分支行面積密度每增加一個單位，企業(yè)的RDint只在原有基礎(chǔ)上增加了2.917個單位（9.455-6.538），增加幅度要小于民營企業(yè)，模型通過穩(wěn)健性檢驗。在控制了模型的內(nèi)生性后，關(guān)鍵解釋變量除了系數(shù)大小有所變化外，基本沒有什么差異。

模型7的回歸結(jié)果表明，銀行整體發(fā)展水平對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的正向效應(yīng)，系數(shù)為6.671，這個系數(shù)比不加工具變量的回歸結(jié)果要更大。并且模型6的結(jié)果顯示，企業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)同樣為負(fù)，DOB與Nature的交叉項的系數(shù)為-3.543，這個系數(shù)與不加工具變量的回歸結(jié)果相差不大。加人工具變量后的回歸結(jié)果表明，在民營企業(yè)中，各地區(qū)銀行整體發(fā)展水平每增加一個單位，在其他變量保持不變的情況下，企業(yè)的RDint就在原有基礎(chǔ)上增加5.983個單位，而在國有企業(yè)中，各地區(qū)銀行整體發(fā)展水平每增加一個單位，企業(yè)的RDint只在原有基礎(chǔ)上增加2.44個單位（5.983-3.543），同樣要小于民營企業(yè)的增幅，說明加入IV變量后，回歸結(jié)果與不加入IV相似，模型通過穩(wěn)健性檢驗。因此，總體來說，模型的回歸結(jié)果是穩(wěn)定的。

五、主要結(jié)論及政策建議

本文借鑒技術(shù)創(chuàng)新與金融中介理論，構(gòu)建了一個銀行業(yè)發(fā)展與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的理論框架，分別從銀行業(yè)規(guī)模結(jié)構(gòu)、競爭結(jié)構(gòu)、產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)等角度出發(fā)，研究了銀行業(yè)發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新的作用機(jī)制，并基于我國31個省市自治區(qū)的銀行業(yè)數(shù)據(jù)以及2001-2013年滬深A(yù)股1471家上市公司的非平衡面板數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型和工具變量法對理論結(jié)論進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明：（1）各地區(qū)中小銀行的分支機(jī)構(gòu)比重越高，對民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新越有利，但對國有企業(yè)會產(chǎn)生顯著的負(fù)向效應(yīng)。（2）各地區(qū)銀行業(yè)的分支機(jī)構(gòu)密度越高，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平越強(qiáng)，這種正向激勵主要體現(xiàn)在民營企業(yè)中，而國有企業(yè)的這種關(guān)系是負(fù)向的。（3）各地區(qū)中非國有銀行的比重增加，則民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新水平提高。由于歷史和制度原因，國有商業(yè)銀行往往承擔(dān)著一定的政治任務(wù)，國有商業(yè)銀行的信貸資源需要更多向當(dāng)?shù)貒衅髽I(yè)傾斜，使得民營企業(yè)的信貸資源受到擠占。而非國有銀行卻不會承擔(dān)這種政治任務(wù)，出于銀行利益的角度會將部分信貸資源給予民營企業(yè)，從而促進(jìn)民營企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。

依據(jù)實(shí)證研究的結(jié)論，本文提出以下政策建議：（1）各地區(qū)應(yīng)該鼓勵中小銀行的發(fā)展，避免社會的信貸資源集中在若干大型商業(yè)銀行之中。與大型企業(yè)相比，我國中小型企業(yè)往往具有更強(qiáng)的技術(shù)創(chuàng)新動力，但因為中小企業(yè)仍處于發(fā)展的成長階段，從經(jīng)營業(yè)績和信譽(yù)兩方面分析都難以得到大型商業(yè)銀行的支持，所以股份制銀行、城市商業(yè)銀行等中小型銀行的大力發(fā)展能夠幫助中小企業(yè)和民營企業(yè)獲取相對更多的信貸資源，從而達(dá)到支持中小企業(yè)和民營企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的目的。（2）國家應(yīng)該支持和鼓勵商業(yè)銀行之間的競爭，以此提升整個銀行業(yè)的競爭程度。銀行業(yè)的競爭程度對銀企在合作中的地位關(guān)系具有直接影響。商業(yè)銀行的經(jīng)營具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益，但壟斷的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)會對企業(yè)的發(fā)展形成擠出效應(yīng)，表現(xiàn)為處于優(yōu)勢的銀行會剝削企業(yè)經(jīng)營獲取利潤，從而不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動的發(fā)展。（3）應(yīng)該加大扶持民營銀行，促進(jìn)銀行業(yè)的產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)多元化發(fā)展。商業(yè)銀行作為獨(dú)立的企業(yè)化金融機(jī)構(gòu)，不應(yīng)該承擔(dān)過多的政治壓力，民營銀行因為其特殊的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，使得其能夠?qū)崿F(xiàn)真正的企業(yè)化治理，從而使得金融體系和金融資源分配更加市場化、提高資源配置的效率，提升社會的技術(shù)創(chuàng)新能力。

責(zé)任編輯、校對：李再揚(yáng)endprint