劉海飛，賀曉宇

(1.南京大學工程管理學院，江蘇 南京 210093；2.南京大學經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210093)

金融集聚、政府干預與企業(yè)創(chuàng)新行為
——基于中國制造業(yè)企業(yè)的微觀證據(jù)

劉海飛1，賀曉宇2

(1.南京大學工程管理學院，江蘇 南京 210093；2.南京大學經(jīng)濟學院，江蘇 南京 210093)

從金融集聚的機制出發(fā)，本文分析金融集聚影響企業(yè)創(chuàng)新的原理和機制，將政府干預作為調節(jié)變量做了進一步研究，提出金融集聚、政府干預影響企業(yè)創(chuàng)新行為的假說并予以實證檢驗。研究結果表明，金融集聚和企業(yè)研發(fā)投入之間有著較為顯著的正相關性，但地方政府對金融資源尤其是信貸渠道的干預卻削弱了金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。

金融集聚；政府干預；企業(yè)創(chuàng)新

一、引 言

經(jīng)濟新常態(tài)下，促進產(chǎn)業(yè)轉型升級，“創(chuàng)新驅動”作為頂層發(fā)展戰(zhàn)略正從上而下穩(wěn)步推進?，F(xiàn)代服務業(yè)“塔尖”的金融業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的核心，金融資源已表現(xiàn)向某一地理范圍快速集聚的特征而成為新的經(jīng)濟熱點，并對引領經(jīng)濟結構優(yōu)化升級、促進創(chuàng)新驅動戰(zhàn)略實施有著重要的推動作用?？v觀世界經(jīng)濟發(fā)展史，發(fā)達經(jīng)濟體擁有完善的金融體系且體系內(nèi)部的金融集聚對該國的技術創(chuàng)新和經(jīng)濟繁榮有著重要作用。區(qū)域金融集聚的快速增長增強對企業(yè)創(chuàng)新的資金支持，還有利于金融工具的創(chuàng)新，使企業(yè)的技術創(chuàng)新風險得以分散，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生激勵作用，進而使企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高。在經(jīng)濟“新常態(tài)”的今天，提升金融的集聚效應、推動企業(yè)創(chuàng)新已成為我國產(chǎn)業(yè)轉型升級的重要方面。

但我國財政分權中央集權的制度背景在一定程度上使金融集聚的創(chuàng)新推動效應產(chǎn)生扭曲。地方官員的晉升與經(jīng)濟績效掛鉤，GDP增長成為地方政府政績考核的最重要指標(周黎安,2004)，導致地方官員利用政府行為來干預經(jīng)濟發(fā)展。在我國金融改革尚不徹底、制度建設尚不完善的轉型時期，地方政府通過掠奪和干預銀行的信貸資金配置，使資金流向短期內(nèi)能提升GDP的行業(yè)，而擠出了見效長、收益慢的研發(fā)類企業(yè)資金供給。因此，有必要從企業(yè)創(chuàng)新行為的角度揭示金融集聚的具體影響機制，并對政府干預究竟是“援助之手”還是“攫取之手”進行識別，分析其對金融集聚技術進步效應的影響和作用。

二、相關文獻回顧

(一)金融集聚與企業(yè)創(chuàng)新

金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的推動作用主要是通過兩個方面來實現(xiàn)的。一是金融資源集中時能形成“強有效”的金融體系，從而緩解企業(yè)創(chuàng)新的信貸約束，使企業(yè)的創(chuàng)新風險降低并提供長效的激勵，最終使企業(yè)的創(chuàng)新活動長期化、穩(wěn)定化和持續(xù)化[1]。Levine(1998)指出創(chuàng)新結果的不確定性使企業(yè)在創(chuàng)新時面臨跨期風險，金融市場可對風險予以分散，提高企業(yè)創(chuàng)新積極性[2]。Sanit Paul(1992)則認為通過金融風險分散功能削弱風險厭惡型企業(yè)對創(chuàng)新投資流動性缺乏的顧慮，促使企業(yè)通過創(chuàng)新實現(xiàn)技術進步[3]。二是金融集聚有利于創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置。金融集聚降低了金融中介獲取信息的成本，使金融機構對投資信息的收集更加快捷，提高了資源的配置效率[4]。對企業(yè)的創(chuàng)新行為而言，金融集聚后的競爭效應使金融資源的使用效率提高，降低了企業(yè)的融資成本，進而企業(yè)的創(chuàng)新成本大大降低[5]。

國內(nèi)許多學者的研究證明了金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。張冰(2012)證明區(qū)域金融集聚促進企業(yè)研發(fā)投入增長的結論[6]。楊志群(2013)通過多層次線性回歸發(fā)現(xiàn)金融集聚對區(qū)域內(nèi)企業(yè)的技術創(chuàng)新起著促進作用[7]。但微觀層面的研究不多，本文對金融集聚與微觀企業(yè)創(chuàng)新的關系進行研究并提出假說1：金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新存在正向的促進作用。

(二)政府干預下的金融集聚與企業(yè)創(chuàng)新

從中國的國情看，研究金融集聚與企業(yè)創(chuàng)新間的關系離不開地方政府行為的背景。政治集權財政分權的體制是激勵中國地方政府競爭的制度基礎，也是中國長期以來經(jīng)濟增長的主要動力。在“晉升錦標賽”的激勵作用下，地方政府官員具有促進地方經(jīng)濟增長的意愿(丁從明等,2015)。同時，中國現(xiàn)行的政治考核與官員選拔體制也為地方政府引導金融資源流向提供了制度“土壤”[8]。地方官員的平均任期為3～5年，這就要求官員必須在較短的時間內(nèi)使轄區(qū)的經(jīng)濟增長出現(xiàn)明顯的“政績”，進而造成經(jīng)濟發(fā)展的“短視化”[9]。因此，他們通過行政干預的手段將促進地方經(jīng)濟發(fā)展的意愿轉變?yōu)闆Q定經(jīng)濟增長路徑和方式的能力，但行政干預對企業(yè)的創(chuàng)新活動具有雙重作用：一方面，在資本市場，政府對資源分配和投資者保護機制建立有正向作用，體現(xiàn)了政府的“援助之手”[10]；另一方面，政府對企業(yè)的干預變成“干預之手”，阻礙市場機制的發(fā)育[11]。馬述忠(2016)發(fā)現(xiàn)政府扶持對區(qū)域創(chuàng)新效率存在顯著負效應[12]。楊燁等(2015)發(fā)現(xiàn)直接財政補助形式對企業(yè)的研發(fā)投入具有負向調節(jié)作用[13]。

2008年金融危機爆發(fā)后，在保增長、保就業(yè)的治理目標下，地方政府引導金融資本向其關注的領域流動，而這些領域并非是為了技術創(chuàng)新。例如，在煤炭和鋼材價格較高的時期，一些地方政府通過政府行為使諸多煤炭、鋼鐵企業(yè)獲得大量貸款，擠占了其他企業(yè)創(chuàng)新所需的資金。這樣就對金融集聚的創(chuàng)新促進“效應”形成了阻礙，使過度投資愈發(fā)嚴重，最終形成了“僵尸”企業(yè)。簡澤(2011)運用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)地方政府行為導致的市場分割和金融抑制造成了產(chǎn)品和要素市場扭曲，從而對企業(yè)TFP的提升產(chǎn)生不利影響[14]。李思霖(2015)則認為政府干預將扭曲金融集聚對TFP的促進作用，不利于區(qū)域TFP的提升[15]。因此，本文認為政府干預會對金融集聚在企業(yè)創(chuàng)新方面的促進作用造成“扭曲”并提出假說2：政府干預及其代表性手段對金融集聚促進企業(yè)創(chuàng)新的過程存在抑制作用。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文的微觀數(shù)據(jù)來源于2005～2007年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，并對樣本數(shù)據(jù)采取了以下處理：(1)借鑒Brandt等(2012)提出的逐漸匹配法，以解決樣本匹配混亂的問題[16]；(2)借鑒Cai和Liu(2009)的方法對樣本數(shù)據(jù)進行處理，剔除主要變量為負的異常值[17]；(3)以2004年為基期，利用GDP平減指數(shù)，剔除通貨膨脹對相應變量造成的影響?；诖耍罱K選取60840個樣本、20280家企業(yè)進行分析，樣本為平衡面板數(shù)據(jù)。宏觀數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，主要包括各省年金融業(yè)增加值、年國內(nèi)生產(chǎn)總值、年度財政支出和財政收入。

(二)研究模型與變量設定

本文的被解釋變量為企業(yè)研發(fā)投入lnrd，研發(fā)投入可以較好地表示企業(yè)創(chuàng)新行為，由于不少企業(yè)的研發(fā)費用為0，故lnrd為研發(fā)費用加1后的對數(shù)值。解釋變量為金融集聚fin和政府干預gov。金融集聚指標fin采用金融集聚的區(qū)位熵表示，具體的計算公式為：

其中，fgdpit是第t年第i個地區(qū)的金融業(yè)增加值，gdpit是第t年第i個地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值，∑fgdpit是第t年全國各地區(qū)的金融產(chǎn)業(yè)增加值之和，∑gdpit是第t年全國各地區(qū)的國內(nèi)生產(chǎn)總值之和。政府干預指標gov采用財政支出與財政收入的比值表示，反映地方政府對經(jīng)濟、金融的干預程度。fin×gov為地方政府對金融干預的變量。

控制變量主要包括：企業(yè)年齡age，采用當年年度與注冊年份的差值衡量；企業(yè)規(guī)模scale，由于企業(yè)規(guī)?？赡芘c創(chuàng)新存在非線性關系[18]，因此加入企業(yè)規(guī)模的平方項并用年度平均員工人數(shù)的對數(shù)來表示[19]；企業(yè)的收入約束lev，采用當年利息支出與總資產(chǎn)的比值衡量；企業(yè)盈利狀況profit反映了企業(yè)現(xiàn)金流狀況的好壞，進而影響到企業(yè)對新技術研發(fā)的投入，采用企業(yè)利潤總額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值衡量；企業(yè)沉沒成本scost，參考孫浦陽等(2013)、徐保昌和謝建國(2016)的做法，采用資本勞動比的對數(shù)衡量。此外，本文還設定了時間和行業(yè)的虛擬變量，行業(yè)定義為兩位數(shù)制造業(yè)代碼代表的制造業(yè)行業(yè)[20]。

本文的基準模型為面板固定效應估計：

(1)

在加入政府干預的變量后，上述模型調整為：

+β8scostijt+γD+μijt

(2)

經(jīng)過對樣本的分析，我們發(fā)現(xiàn)具有創(chuàng)新投入的企業(yè)僅占14.31%，故解釋變量中包括了大量的零值，截斷數(shù)據(jù)的特征明顯。因此，僅進行單純的面板估計分析可能使結果出現(xiàn)偏差，為糾正選擇性偏差而采取heckman兩步法來估計，以解決企業(yè)在創(chuàng)新投入的自選擇修正問題。

在模型的第一階段，先設置企業(yè)是否有研發(fā)投入的虛擬變量rddummy。如果企業(yè)具有研發(fā)投入，將rddummy設置為1，否則為0。因此，我們設定的第一步模型為：

rddummyijt=Xij1,tδ1+α+εijt

(3)

模型的第二階段即運用固定效應進行面板數(shù)據(jù)回歸，將逆米爾斯比率λi作為解釋變量代入模型，此時公式變形為：

lnrdijt=Xij2,tδ2+γλi+μijt

(4)

其中，如果逆米爾斯比率的系數(shù)γ顯著不為零，則表明heckman兩步模型具有較強的樣本選擇性，因此運用該方法是較為合適的。表1報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(2005～2007)

四、實證研究結果及分析

(一)全樣本估計結果

首先，本文運用面板固定效應的方法估計了基準模型，具體如表中的模型(1)、(2)所示。由模型(1)、(2)都可以看出，金融集聚對企業(yè)的研發(fā)投入具有促進作用，區(qū)域內(nèi)金融集聚的程度提升有利于企業(yè)投入更多的研發(fā)資金進行創(chuàng)新活動。而一旦政府對金融資源的配置進行干預，那么就會對金融集聚的創(chuàng)新促進作用造成阻礙。模型(2)中fin×gov的系數(shù)在1%的顯著性水平下為-0.4071，說明政府干預阻礙金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的積極影響。

由于研發(fā)費用具有大量的零值，如果通過固定效應模型進行估計，必然會造成一定的誤差，因此本文運用heckman兩步分析法進行估計，以解決企業(yè)研發(fā)的“自選擇”問題。在估計過程中，采用穩(wěn)健標準差的方法，以消除擾動項的序列相關性和異方差性，利用企業(yè)的聚類標準差控制企業(yè)的異質性。此外，heckman兩步估計法要求兩步中的解釋變量有區(qū)別，故選擇被解釋變量的滯后一期作為解釋變量加入第一步。估計結果見表2中的模型(3)和(4)。

模型(3)中λ在1%的顯著性水平上為-0.9454，即模型存在選擇性誤差，進行heckman兩步估計是有效的。模型(3.1)反映了金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新選擇具有積極作用，系數(shù)在10%的顯著性水平上為0.0235；模型(3.2)是第二階段回歸，金融集聚對企業(yè)研發(fā)投入的系數(shù)為0.7192且在1%的水平上顯著，這說明金融集聚程度提升1%，企業(yè)將增加0.72%的研發(fā)投入。因此，模型(3)證明了本文的假說1。

為驗證政府干預對金融集聚創(chuàng)新促進作用的扭曲影響，我們將金融集聚與政府干預的交互項fin×gov加入模型并進行heckman兩步估計，結果見表2中的模型(4)。金融集聚在模型(4.1)和(4.2)中均較為顯著，分別為10%的顯著水平上系數(shù)0.0573、1%的顯著水平上系數(shù)1.0420，說明加入交互項后金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用依然明顯。交互項的系數(shù)在模型(4.1)中為-0.0616且在10%的水平上顯著，說明政府干預對金融集聚創(chuàng)新促進作用形成抑制；模型(4.2)中的系數(shù)為1%的顯著水平上的-0.3677且呈負相關性，從而驗證了本文的假說2。進一步表明政府干預抑制金融集聚推動企業(yè)創(chuàng)新的作用，這與地方政府通過干預金融借貸使資金向生產(chǎn)性領域流動(尤其是向落后產(chǎn)能流動)而非向技術創(chuàng)新領域流動的現(xiàn)實是一致的。

表2 金融集聚、政府干預與企業(yè)創(chuàng)新的全樣本估計結果(N=60840)

注：* 、** 和*** 分別表示在10%、5%和1%的顯著性水平上通過檢驗；圓括號內(nèi)為穩(wěn)健t值，方括號內(nèi)為相應檢驗統(tǒng)計量P值。在回歸中控制了時間和行業(yè)的虛擬變量，限于篇幅未在表中列示，作者備索。heckman兩步估計法的第一步受篇幅限制而未列示。下表同此。

(二)分樣本估計結果

根據(jù)企業(yè)是否出口、所有制類型和所在區(qū)域進行分樣本回歸，一方面可對全樣本回歸的實證結果進行穩(wěn)健性檢驗，另一方面也展現(xiàn)不同類型企業(yè)面對區(qū)域金融集聚狀況進行創(chuàng)新的不同選擇。分樣本回歸的方法依然選擇heckman兩步法。

表3反映了出口企業(yè)與未出口企業(yè)的分樣本估計結果。模型(5)為出口企業(yè)，在未加入交互項時，金融集聚對企業(yè)研發(fā)投入的影響系數(shù)為0.7864且在1%的水平上顯著；加入交互項后，金融集聚的系數(shù)為1.2971且在1%的水平上顯著，交互項fin×gov的系數(shù)為-0.5816且在5%的水平上顯著，這說明金融集聚、政府干預對出口企業(yè)的影響與全樣本估計較為一致。模型(6)反映的是沒有出口產(chǎn)品的企業(yè)，在未加入交互項時，金融集聚對企業(yè)研發(fā)投入呈正相關性，在1%的顯著性水平上系數(shù)為0.7011；加入交互項后，fin在1%的顯著性水平上系數(shù)為1.0649，交互項的系數(shù)為-0.4223且在5%的水平上顯著，這說明對內(nèi)銷企業(yè)而言，金融集聚同樣能對研發(fā)費用投入起到積極的效果，而政府干預則起到了阻礙作用。

對比出口企業(yè)與未出口企業(yè)的估計結果，金融集聚對出口企業(yè)的促進作用強于非出口企業(yè)，在加入交互項前后均是如此。這說明與非出口企業(yè)相比，出口企業(yè)由于要面對國際市場的激烈競爭具有更強的創(chuàng)新動機，一旦金融資源集聚能更方便地提供融資支持就可促進其創(chuàng)新活動。而對fin×gov這一交互項而言，非出口企業(yè)的抑制作用要小于出口企業(yè)。

表3 出口與否企業(yè)的分樣本估計結果

表4反映對不同所有制企業(yè)的分樣本估計。從模型(7)、(8)、(9)可以看出，金融集聚對民企創(chuàng)新的影響系數(shù)為0.0608且在1%的水平上顯著，對外企的影響系數(shù)在10%的顯著性水平為0.0367，對國企的影響沒有顯著性，這與不同所有制企業(yè)受資金約束的差異有關，國企的融資約束lev對企業(yè)的創(chuàng)新影響不顯著，而對民企的影響最大。在加入交互項后，金融集聚對民企的影響系數(shù)仍最大(為0.8067)，政府干預對民企的抑制作用最明顯且在1%的顯著性水平上為-0.4711，但對國企的影響不顯著，這說明地方政府對金融資源的干預使金融資源更多地通過“政府之手”流向國企，也是民企創(chuàng)新活動受到抑制的重要原因。

表4 不同所有制類型企業(yè)的分樣本估計結果

在其他控制變量的影響系數(shù)方面，企業(yè)年齡對國有企業(yè)和外資企業(yè)的影響均不顯著，對民營企業(yè)的影響為負，說明初創(chuàng)的民營企業(yè)更有創(chuàng)新意愿，更愿意加大研發(fā)資金的投入。企業(yè)規(guī)模對民營和外資企業(yè)的影響均呈正U型，與全樣本估計基本一致，而對國有企業(yè)的影響呈正相關性，說明規(guī)模越大的國有企業(yè)越傾向于創(chuàng)新。只有民營企業(yè)受到融資約束的影響，而國有和外資企業(yè)的系數(shù)都不顯著，這說明缺乏資金是影響我國民營企業(yè)進行創(chuàng)新的重要因素。企業(yè)盈利狀況對各企業(yè)創(chuàng)新的影響系數(shù)皆為正，沉沒成本也同樣起到了促進的效果。

為驗證不同區(qū)域企業(yè)的情況，表5中不同地區(qū)各解釋變量和控制變量的影響系數(shù)有著很大不同。金融集聚對東部和西部地區(qū)的企業(yè)創(chuàng)新都有較強的促進作用，但中部地區(qū)的系數(shù)卻不顯著。加入交互項后，東部地區(qū)fin的相關系數(shù)為0.3451，而fin×gov的系數(shù)卻為0.2785，說明地方政府的行為與金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用均有正相關性，即東部地區(qū)的政府干預可使金融集聚帶來的資源配置效應得到更好發(fā)揮，這是因為東部地區(qū)市場化程度的深化與地方政府轉型程度較高。中部地區(qū)在加入交互項后金融集聚的效應依然不顯著、回歸項的影響同樣不顯著，這是因為中部地區(qū)的金融集聚程度不是很高，無法更好地對企業(yè)創(chuàng)新進行支持，即使地方政府進行了干預，依然無法使金融集聚的作用得到發(fā)揮。西部地區(qū)金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的影響系數(shù)最高(為2.9191)且是東部和西部的近三倍，加入交互項后更是達到4.1061且在1%的水平顯著，這說明西部地區(qū)的金融業(yè)整體發(fā)展水平較低，金融業(yè)還未形成較好的集聚效應，因此一旦集聚就使金融資源的配置效果得到提高，從而給予企業(yè)創(chuàng)新更多的資金支持，增強企業(yè)的創(chuàng)新意愿。西部地區(qū)政府行為造成的金融聚集“扭曲”也比較明顯，在1%的顯著水平上為-0.8993，這可能是因為西部地區(qū)政府轉型的步伐較慢，政府更容易干預金融資源的配置，從而抑制了企業(yè)的創(chuàng)新活動。

表5 不同區(qū)域企業(yè)的分樣本估計結果

五、結論與啟示

本文對金融集聚、政府干預與企業(yè)創(chuàng)新投入的關系進行了實證檢驗，得到以下的幾點研究結果。首先，金融集聚和企業(yè)研發(fā)投入有著顯著的正相關性，即區(qū)域金融集聚程度的提高可促進企業(yè)投入更多的創(chuàng)新資金，使企業(yè)具有更強的創(chuàng)新意愿，但地方政府對金融資源尤其是信貸渠道的干預會削弱金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用。其次，從分樣本看，金融集聚對出口企業(yè)的促進作用強于非出口企業(yè)，在加入交互項前后均是如此。但從政府干預的角度看，對非出口企業(yè)的抑制作用小于出口企業(yè)。對不同所有制的企業(yè)，金融集聚對民營企業(yè)的影響最大，外資企業(yè)次之，對國有企業(yè)的影響缺乏顯著性。加入政府干預的交互項后，金融集聚對民營企業(yè)的影響系數(shù)依然最大，政府干預對民營企業(yè)的抑制作用最明顯，但對國有企業(yè)的影響效果不顯著。最后，對不同區(qū)域的企業(yè)，東部和西部地區(qū)的金融集聚都會促進企業(yè)創(chuàng)新，但中部地區(qū)的金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用則不明顯。而西部地區(qū)的系數(shù)最高，主要是因為西部還未形成較好的集聚效應。政府干預對東部地區(qū)具有正相關性，這是因為東部的市場化程度較高，政府職能轉型完備，將抑制變?yōu)榇龠M；西部地區(qū)的干預阻礙性最強，由其市場經(jīng)濟不發(fā)達、市場化程度較低所致。

本文為金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用提供了新思路并提出如下的建議：第一，引導金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展，促進金融資源集聚。大力發(fā)展金融產(chǎn)業(yè)，使金融資源的集聚性增強，通過金融市場的資源配置作用，引導資金向研發(fā)型企業(yè)流動，緩解企業(yè)的創(chuàng)新融資約束，解決研發(fā)資金不足和研發(fā)風險較大的“后顧之憂”。加強頂層制度設計，完善多層次資本市場，優(yōu)化金融資源的空間布局，加快中部和西部區(qū)域性金融中心建設，強化空間集聚和外部規(guī)模化效應。同時，發(fā)揮高水平的金融專業(yè)化和集中化對高收益創(chuàng)新研發(fā)項目、分散創(chuàng)新研發(fā)活動風險和保障研發(fā)資金鏈條的甄別功能，提升金融集聚對創(chuàng)新的支撐能力。第二，加快市場化改革和政府職能轉變。當市場化程度較高且政府職能得到轉變時，地方政府對金融集聚干預的“攫取之手”就會變成“援助之手”，增強金融集聚對企業(yè)創(chuàng)新的推動作用。因此，我國必須積極推進市場經(jīng)濟制度的建設和完善，金融資源唯有如此才能流向前景更好、創(chuàng)新性更強的企業(yè)，使金融行業(yè)成為工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新的“助推器”。第三，改變官員考核制度，促進政府職能轉變。改變“GDP”考核制度，將創(chuàng)新納入到考核體系中，使地方官員認識到創(chuàng)新的重要性，從源頭上改變官員在資源配置上的“短視”行為。轉變政府職能，使地方政府由“公司型”向服務型轉變，減少對經(jīng)濟的直接干預。通過考核制度的完善和政府職能的轉變，創(chuàng)造良好的制度環(huán)境，使更多的金融資源進入創(chuàng)新領域。

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(責任編輯:化 木)

Financial Accumulation，Government Intervention and Enterprise’s Innovation Activities——Microeconomic Evidence Based on the Chinese Manufacturing Enterprises

LIU Haifei1, HE Xiaoyu2

(1.School of Management and Engineering, Nanjing University, Nanjing 210093, China; 2.School of Economics,Nanjing University, Nanjing 210093, China)

Based on finance accumulation, this paper analyzes the principle and mechanism about how finance accumulation affects enterprise’s innovation and uses government intervention for further research. Through an empirical study on the hypothesis that finance accumulation and government intervention affect enterprise’s innovation activities, we find a positive correlation between finance accumulation and enterprises’ R&D input. But the intervention of the local government in financial resources, especially in the credit channel, will have a negative impact on promoting enterprises’ innovation by finance accumulation.

Finance Accumulation; Government Intervention; Enterprise’s Innovation Activities

2016-09-23

國家自然科學基金資助項目(71101068)；江蘇省自然科學基金面上項目(BK20161398)；江蘇省金融工程重點實驗室開放課題資助項目(NSK2015-09)；中央高?；究蒲袠I(yè)務費專項基金資助項目(011814380027)

劉海飛(1980-)，男，安徽阜陽人，南京大學工程管理學院副教授，博士；賀曉宇(1984-)，男，安徽蚌埠人，南京大學經(jīng)濟學院博士生。

F830.3

A

1004-4892(2017)08-0104-09