〔摘要〕 技術創(chuàng)新是經濟高質量發(fā)展的動力源泉，但其周期長、投入大、風險高的屬性，使企業(yè)面臨嚴峻的融資約束。文章以我國2774家上市公司為樣本，構建雙向固定效應模型，探索商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響。研究表明：良好的商業(yè)信用能顯著促進企業(yè)技術創(chuàng)新，且融資約束在商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響中發(fā)揮了部分中介作用。從異質性角度看，民營企業(yè)的商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的促進作用比國有企業(yè)更加顯著；東部地區(qū)企業(yè)商業(yè)信用融資比中西部地區(qū)更頻繁，對技術創(chuàng)新的促進作用也更明顯。

〔關鍵詞〕 商業(yè)信用；融資約束；技術創(chuàng)新

〔中圖分類號〕F832.4；F273.1 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1008-0694（2023）05-0072-13

〔作者〕 石華平 副教授 西華大學經濟學院 成都 610039

敖蕓霜 碩士研究生 暨南大學經濟學院 廣州 510632

一、引言

中國特色社會主義進入新時代，我國經濟正由“要素驅動”向“創(chuàng)新驅動”轉變，亟須提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力，以創(chuàng)新促發(fā)展。創(chuàng)新能力是企業(yè)最有價值的無形資產，有助于使其在行業(yè)競爭中保持領先地位，實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展^〔1-2〕。然而，技術創(chuàng)新不僅要投入大量研發(fā)資本，而且受逆向選擇與道德風險的影響，創(chuàng)新風險系數(shù)較高^〔3〕。通常而言，僅依靠企業(yè)自有資金難以維持創(chuàng)新的資金需求，必須努力尋求外部融資。然而，受技術創(chuàng)新風險和信息不對稱等因素影響，正規(guī)融資往往面臨著較大的融資約束^〔4〕，影響了創(chuàng)新要素投入，產生市場失靈^〔5〕。因此，企業(yè)往往借助非正規(guī)融資渠道獲取創(chuàng)新資金。商業(yè)信用是最常見的非正規(guī)融資方式，近年來已逐漸成為外部融資的重要途徑之一。據(jù)統(tǒng)計，英國、法國等歐洲國家，商業(yè)信用融資在企業(yè)總資產中占比超過20%^〔6〕。那么，商業(yè)信用作為非正式融資渠道，能否有效緩解企業(yè)融資約束？面對日益趨緊的融資約束，商業(yè)信用如何化解融資約束，為企業(yè)技術創(chuàng)新提供資金支持，進而促進技術創(chuàng)新呢？本文以2007-2020年我國2774家上市公司為樣本，構建雙向固定效應模型，試圖解答上述問題，以期為商業(yè)信用融資激勵企業(yè)技術創(chuàng)新提供科學依據(jù)和政策建議。

國內外學者關于商業(yè)信用與技術創(chuàng)新的關系已進行了諸多有益探索，研究成果豐碩。但是，學術界關于商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響爭論已久，觀點迥異。部分研究認為，商業(yè)信用對技術創(chuàng)新起積極作用^〔7-8〕。一方面，商業(yè)信用融資既能顯著提高企業(yè)創(chuàng)新資本投入，還能維持創(chuàng)新投資的持續(xù)性^〔9〕，對企業(yè)技術創(chuàng)新發(fā)揮了積極作用^〔10-11〕。另一方面，良好的商業(yè)信用有助于提升技術創(chuàng)新的數(shù)量和質量^〔12〕。研究發(fā)現(xiàn)，我國工業(yè)企業(yè)集群的商業(yè)信用通過放寬融資約束，進而促進企業(yè)技術創(chuàng)新^〔13〕。然而，也有部分研究認為商業(yè)信用對企業(yè)技術創(chuàng)新產生顯著的抑制作用。如吳祖光等（2019）研究就發(fā)現(xiàn)，商業(yè)信用等級與創(chuàng)新投資的不利因素呈正向關系^〔14〕。企業(yè)的商業(yè)信用評價越高，就越容易陷入“資源詛咒”陷阱，越難以提升技術創(chuàng)新能力^〔15〕。不僅如此，還有部分學者研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用與技術創(chuàng)新之間呈非線性關系。于波等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，商業(yè)信用與技術創(chuàng)新之間呈倒U形曲線關系，當商業(yè)信用評價低于門檻值時，其對技術創(chuàng)新產生促進作用，而一旦超越門檻值，則會抑制技術創(chuàng)新^〔16〕。

綜上所述，商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響的研究結論至今未達成一致，在不同的研究視角和影響機制作用下的結論截然不同，且已有文獻關于商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響的內在機理研究相對較少，為本文研究提供了契機。本文試圖利用中介效應模型驗證“商業(yè)信用—融資約束—技術創(chuàng)新”的理論邏輯體系，以期為商業(yè)信用與技術創(chuàng)新的影響研究提供理論依據(jù)，為企業(yè)戰(zhàn)略融資提供參考借鑒。

二、影響機制與研究假設

1.商業(yè)信用與技術創(chuàng)新

與外部融資相比，企業(yè)內部融資不僅成本低、風險小，還能最大限度減少信息不對稱造成的損失。但是，對大多數(shù)企業(yè)而言，僅僅依靠企業(yè)自有資金，難以滿足技術創(chuàng)新的資金需求。因此，外部融資必然成為企業(yè)獲取創(chuàng)新資金的重要渠道。目前，國際上普遍將商業(yè)信用作為短期債務融資的重要渠道，商業(yè)信用也被廣泛應用于銀行與金融機構，成為商業(yè)融資的一種重要途徑。在自由競爭市場中，創(chuàng)新資金被視為沉沒成本，一旦技術創(chuàng)新失敗，企業(yè)將面臨巨額的財富凈損失。因此，相比一般性投資活動，技術創(chuàng)新投資面臨著更大的融資約束^〔17〕。基于技術創(chuàng)新投資的風險與收益不對稱，企業(yè)通過銀行等正規(guī)金融機構獲取融資的難度較大，導致技術創(chuàng)新資金投入不足。因此，為獲取充足的技術創(chuàng)新資金，企業(yè)會尋求非正規(guī)的融資渠道。商業(yè)信用融資能較好地滿足企業(yè)短期資金需求，因而商業(yè)信用作為非正規(guī)融資渠道備受融資約束的中?。ㄎⅲ┢髽I(yè)所青睞?；诖耍岢黾僭O1。

H1：良好的商業(yè)信用能顯著促進企業(yè)技術創(chuàng)新。

2.商業(yè)信用、融資約束與技術創(chuàng)新

學術界關于融資約束與技術創(chuàng)新的關系研究主要集中在融資約束對技術創(chuàng)新的抑制作用^〔18〕。Hall et al.（2016）研究發(fā)現(xiàn)，無論以現(xiàn)金流還是以企業(yè)調查的方式來衡量，融資約束都會對企業(yè)技術創(chuàng)新產生負向作用^〔19〕。融資約束是企業(yè)獲取流動資金的桎梏，尤其是在經濟不景氣時期，融資約束無疑增加了企業(yè)退市的風險，使其難以進入下一階段生命周期。Agenor et al.（2017）研究發(fā)現(xiàn)，受融資約束影響，融資渠道不暢對企業(yè)技術創(chuàng)新產生了不利影響^〔20〕。眾所周知，技術創(chuàng)新必須具備雄厚的研發(fā)資金作為前置條件。但是，在內部資金短缺與外部融資約束的雙重制約下，容易降低企業(yè)技術創(chuàng)新的資金投入，降低投資經濟效益。MM定理認為，在完美的資本主義市場中，企業(yè)內部資金與外部融資可靈活轉化。倘若不受融資約束影響，企業(yè)內部資金不足時相對比較容易獲取外部融資。但是，在發(fā)展中國家，企業(yè)往往存在內外資金流動不暢的問題。如Zhu et al.（2021）研究就發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用對民營企業(yè)的融資約束比銀行信貸機構更寬松^〔21〕。因此，商業(yè)信用能有效緩解企業(yè)外部融資約束，為企業(yè)開展技術創(chuàng)新提供資金支持，提升創(chuàng)新能力和水平。據(jù)此，提出假設2。

H2：良好的商業(yè)信用能通過緩解融資約束對技術創(chuàng)新發(fā)揮促進作用。

3.基于產權的異質性分析

國有經濟是我國非常重要的一種經濟形式，作為國民經濟的支柱，其主要目的之一就是實現(xiàn)政府的經濟職能。因此，國有企業(yè)需承擔更多的社會責任和國計民生等重大問題，創(chuàng)新活動更傾向于國家關注的重點領域^〔22〕。與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)管理嚴格，財務經營規(guī)范，且生命周期長，在償債能力評估和未來收益預測等方面都凸顯優(yōu)勢。因而，國有企業(yè)相比民營企業(yè)更容易獲得正規(guī)金融機構的外部融資。所以，產權性質決定了企業(yè)獲得外部融資的難易程度。然而，民營企業(yè)處于信用資本配置末端，期望通過政治紐帶來解決資源配置和市場競爭力的內在不足^〔23〕，進而通過“尋租”等方式獲取外部正規(guī)融資，不僅損害了資本市場的公平性，而且還會降低社會整體福利水平。因此，越來越多的民營企業(yè)借助非正規(guī)融資渠道獲取技術創(chuàng)新資金投入，導致商業(yè)信用在民營企業(yè)的融資結構中占比越來越大^〔24〕?；诖?，提出假設3。

H3：良好的商業(yè)信用對促進民營企業(yè)技術創(chuàng)新的作用更顯著。

4.基于區(qū)域異質性的分析

因區(qū)域之間的經濟、政治、文化水平差異，區(qū)域要素資源稟賦不同，導致不同區(qū)域的商業(yè)信用水平和融資約束程度也存在一定的差距。東部地區(qū)市場機制更加健全，信息開放程度更高，無論是傳統(tǒng)金融還是數(shù)字金融的發(fā)展程度，都顯著高于中西部地區(qū)。市場化程度越高，商業(yè)信用融資的開放程度越高，服務效率也更高。除此之外，與東部地區(qū)相比，中西部地區(qū)經濟發(fā)展水平差異顯著，融資約束也因企業(yè)自身發(fā)展狀況而不同，融資方式缺乏多樣性。雖然實施區(qū)域協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略有助于縮小地區(qū)發(fā)展差異，推動全體人民共同富裕，但是地區(qū)經濟發(fā)展仍不平衡，尤其是東西部地區(qū)發(fā)展差異仍相對比較明顯。所以，不同地區(qū)的企業(yè)在商業(yè)信用以及融資約束方面都存在顯著差異，對技術創(chuàng)新的作用程度也存在差異。基于此，提出假設4。

H4：東部地區(qū)的商業(yè)信用融資能顯著推動企業(yè)技術創(chuàng)新。

三、研究設計

1.模型構建

首先，為探討商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響，構建如下基準模型。

Ramp;D=β₀+β₁TC+∑control+ε """（1）

其次，為探究商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響的內在機理，考察融資約束在商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響中的中介效應，借鑒溫忠麟等（2004）提出的中介效應模型，構建如下中介效應模型^〔25〕。

Ramp;D=α₀+α₁TC+∑control+ε """（2）

SA=β₀+β₁TC+∑control+ε """（3）

Ramp;D=γ₀+γ₁TC+γ₂SA+∑control+ε """（4）

最后，為避免模型內生性問題對估計結果產生的偏誤，借鑒唐松等（2020）運用的解決辦法，采用年份和行業(yè)交互項建立一個用于緩解內生性問題的高階聯(lián)合固定效應模型^〔26〕。

Ramp;D=β₀+β₁TC+∑control+year+industry+year*industry+ε """（5）

2.變量選取

（1）被解釋變量。技術創(chuàng)新（Ramp;D）。熊彼特將技術創(chuàng)新定義為“建立一種新的生產函數(shù)”，即生產要素的重新組合。也有學者認為技術創(chuàng)新是一個集研究、開發(fā)、生產、銷售于一體的過程，將其看作是投入與產出的過程。因此，學術界通常采用創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出作為衡量技術創(chuàng)新的指標。但馮根福等（2008）認為技術創(chuàng)新產出的可比性低，創(chuàng)新產出作為被解釋變量不太適合^〔27〕。因此，本文采用創(chuàng)新投入作為衡量技術創(chuàng)新的指標，即利用企業(yè)研發(fā)投入替代創(chuàng)新投入作為衡量技術創(chuàng)新的指標。創(chuàng)新投入越大，表示創(chuàng)新能力越強。

（2）解釋變量。商業(yè)信用（TC）。商業(yè)信用作為一個重要的融資渠道，備受企業(yè)青睞。眾所周知，商業(yè)信用等級越高，企業(yè)越容易獲取商業(yè)融資。借鑒陸正飛等（2011）的做法，采用應付賬款、應付票據(jù)和預收賬款之和占總資產的比重衡量商業(yè)融資能力，作為商業(yè)信用的替代指標^〔28〕。商業(yè)融資能力越強，表示商業(yè)信用越好。

（3）中介變量。融資約束（SA）?，F(xiàn)有文獻中關于融資約束的衡量指標通常包含KZ指數(shù)、WW指數(shù)，以及投資—敏感型模型等^〔29-31〕。鑒于朱永明等（2017）提出KZ指數(shù)和WW指數(shù)都包含了內生性特征的融資變量，可能會產生內生性問題^〔32〕，從而借鑒孔祥貞等（2020）的做法，利用SA指數(shù)作為融資約束的衡量指標，并將SA指數(shù)定義為：

SA=-0.737Size+0.043Size²-0.040Age """（6）

其中，SA為融資約束，Size為公司總資產的自然對數(shù)，Age為公司成立年限^〔33〕。

（4）控制變量。參考相關文獻，引入以下控制變量：資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（ROA）、凈資產收益率（ROE）、總資產周轉率（ATO）、現(xiàn)金流比率（Cashflow）、營業(yè)收入增長率（Growth）、賬面市值比（BM）、托賓Q值（TobinQ）、股權制衡度（Balance）。各變量定義如表1所示。

3.數(shù)據(jù)來源及統(tǒng)計分析

本研究以2007-2020年我國4670家上市公司為初始樣本，為確保研究結果的平穩(wěn)性，對原始數(shù)據(jù)進行以下處理：（1）剔除ST、*ST類樣本；（2）剔除金融類上市公司樣本；（3）剔除核心變量缺失數(shù)值的樣本。為了減少極端異常值對實證結果的不利影響，本文還對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行縮尾處理，最終得到2774家上市公司共17139個數(shù)據(jù)樣本。本文數(shù)據(jù)源自Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫，利用STATA16.0 軟件進行數(shù)據(jù)分析。變量描述性統(tǒng)計見表2。

四、實證分析

1.基準回歸估計分析

表3列（1）報告了商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響的基準回歸結果。結果顯示，商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明良好的商業(yè)信用能顯著促進企業(yè)技術創(chuàng)新，假設1得以驗證。從估計系數(shù)上看，商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響的回歸系數(shù)為1.497，表明商業(yè)信用提高1個單位，企業(yè)技術創(chuàng)新能力平均提升1.497個單位。商業(yè)信用作為一種重要的非正規(guī)融資渠道，為技術創(chuàng)新資金投入提供了新的渠道，能夠有效緩解技術創(chuàng)新經費短缺的難題，有利于提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力。

2.內生性檢驗

雖然上述基準模型回歸分析已表明良好的商業(yè)信用評價能顯著促進企業(yè)技術創(chuàng)新，但是商業(yè)信用與技術創(chuàng)新之間仍可能存在內生性問題。其原因可能為：①存在遺漏變量。盡管基準模型中引入了諸多控制變量，但仍可能存在遺漏變量。當遺漏變量與解釋變量相關時，就可能導致解釋變量與擾動項之間存在相關關系，進而導致內生性問題。②反向因果關系。技術創(chuàng)新要素投入與企業(yè)規(guī)模、資本實力等因素息息相關。技術創(chuàng)新要素投入越多，表明企業(yè)資本實力越雄厚，從而商業(yè)信用等級越高。因此，技術創(chuàng)新與商業(yè)信用可能存在雙向因果關系?；诖耍疚牟扇」ぞ咦兞糠ê透唠A聯(lián)合固定效應模型來解決模型內生性問題。

（1）工具變量法。Hausman檢驗結果顯示，檢驗值“Probgt;chi2”都低于0.1，表明基準模型在某種程度存在內生性問題。為此，本文選取三個工具變量消除內生性問題對模型估計結果的影響。① 借鑒梅丹等（2021）的做法，選取公司所屬行業(yè)內商業(yè)信用滯后一期的均值^〔34〕。由于行業(yè)內企業(yè)的經營特點近似，行業(yè)商業(yè)信用均值與企業(yè)商業(yè)信用存在一定影響關系，行業(yè)商業(yè)信用均值可能對企業(yè)商業(yè)信用產生影響，因而滿足相關性原則。行業(yè)商業(yè)信用均值和企業(yè)商業(yè)信用是兩個維度的指標，前者為行業(yè)宏觀層面，后者為企業(yè)微觀層面。所以，企業(yè)技術創(chuàng)新要素投入不受行業(yè)商業(yè)信用均值的影響，滿足外生性原則。②借鑒曹越等（2018）和王玉澤等（2019）的做法，采用行業(yè)客戶集中度均值的一階滯后項作為工具變量^〔35-36〕。一方面，較高的行業(yè)客戶集中度向外界傳遞企業(yè)經營狀況良好和信用基礎良好的積極信號，提高企業(yè)獲得商業(yè)信用融資的機會，滿足相關性原則。另一方面，企業(yè)技術創(chuàng)新受財務狀況和戰(zhàn)略目標等因素影響，與行業(yè)客戶集中度關聯(lián)度不大，滿足外生性原則。③本文還采用了滯后一期的商業(yè)信用作為工具變量。表3中（2）-（4）列報告了工具變量回歸的結果，各核心解釋變量在1%的統(tǒng)計水平上均顯著為正，表明良好的商業(yè)信用能顯著促進企業(yè)技術創(chuàng)新。

（2）高階聯(lián)合固定效應模型。表3中列（5）報告了高階聯(lián)合固定效應的回歸結果。估計結果顯示，商業(yè)信用在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明在引入年份和行業(yè)交互項的固定效應后，良好的商業(yè)信用對企業(yè)技術創(chuàng)新仍存在顯著的促進作用。

3.中介作用機制分析

上文已從理論上探討了商業(yè)信用、融資約束和技術創(chuàng)新的內在機制，為檢驗商業(yè)信用、融資約束與技術創(chuàng)新的影響機理，本文還將融資約束作為中介變量進一步對模型（2）-（4）進行中介效應分析。表4中列（6）報告了商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響的回歸結果，與前文基準回歸結果一致。列（7）報告了商業(yè)信用對融資約束影響的估計結果，不難發(fā)現(xiàn)，商業(yè)信用對融資約束存在顯著的負相關關系，這與理論預期相一致。商業(yè)信用水平越高，表明企業(yè)的融資約束越寬松。由列（8）可知，考慮了融資約束的中介效應后，商業(yè)信用與技術創(chuàng)新之間仍存在顯著的正向關系，表明融資約束在商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響中存在部分中介效應，研究假設2得證。

4.異質性分析

（1）產權異質性。為了考察商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響是否存在產權異質性，本文將企業(yè)的產權性質分國有企業(yè)和民營企業(yè)，分別討論商業(yè)信用對不同產權性質的企業(yè)技術創(chuàng)新的影響，估計結果如表5所示。表5中列（9）-（10）是按企業(yè)產權性質分組回歸的結果。在民營企業(yè)，商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，表明民營企業(yè)的商業(yè)信用對技術創(chuàng)新存在顯著的促進作用。然而，在國有企業(yè)則不顯著。研究假設3得以驗證。商業(yè)信用融資主要服務和支持的對象是民營企業(yè)，民營企業(yè)的飛速發(fā)展是國家經濟快速發(fā)展和技術創(chuàng)新的主要動力和來源。相比國有企業(yè)，民營企業(yè)受融資方式多元化和金融發(fā)展程度等因素影響，越來越傾向于依靠商業(yè)信用等非正規(guī)融資渠道來獲取技術創(chuàng)新資金，以提升技術創(chuàng)新能力。

（2）區(qū)域異質性。我國幅員遼闊，東、中、西部地區(qū)因自然條件、資源稟賦、經濟基礎和對外開放程度等因素差異，商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響不僅受到企業(yè)產權性質的影響，還可能受到區(qū)域差異的影響。表5中列（11）-（13）是按區(qū)域差異進行分組回歸的結果東部地區(qū)是指北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南10?。ㄊ校恢胁康貐^(qū)是指山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南6?。晃鞑康貐^(qū)是指內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆12?。▍^(qū)、市）；東北地區(qū)是指遼寧、吉林和黑龍江3省。。不難發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)企業(yè)的商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響程度有顯著差異，研究假設4得以驗證。東部地區(qū)企業(yè)商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，而中西部地區(qū)企業(yè)商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的促進作用不顯著，甚至可能存在抑制作用。

5.穩(wěn)健性檢驗

為確保上述估計結果的穩(wěn)健性，本文還采用兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗：一是替換核心解釋變量法，二是傾向得分匹配法。

（1）替換解釋變量。用應付票據(jù)與總資產的比值作為商業(yè)信用的替代變量進行基準回歸分析，商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響依然顯著為正受限于文章篇幅，穩(wěn)健性檢驗估計結果未列出，如有讀者需要，可向作者索取。，表明模型的穩(wěn)健性良好。

（2）傾向得分匹配法。本文將樣本企業(yè)商業(yè)信用分為低、中、高三個組別，以商業(yè)信用評級的高低作為標準來劃分處理組和控制組，采用Logit回歸計算傾向得分，以控制變量作為匹配標準。表6報告了傾向得分匹配的平均處理效應（ATT），匹配前后均顯著，說明在排除了其他因素影響之后，商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響依然顯著，與基準回歸結果趨近一致，表明模型的穩(wěn)健性良好。

五、結論與啟示

本文選取2007-2020年我國2774家上市公司作為樣本對象，基于雙向固定效應模型探索商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響，并探討融資約束在商業(yè)信用對技術創(chuàng)新影響中的中介效應。研究顯示：（1）良好的商業(yè)信用對技術創(chuàng)新存在顯著的促進作用。（2）融資約束在商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的影響中存在部分中介效應。（3）民營企業(yè)的商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的激勵作用更顯著。（4）東部地區(qū)企業(yè)的商業(yè)信用能顯著提升技術創(chuàng)新。

基于上述討論，第一，積極推動非正規(guī)融資渠道與正規(guī)融資渠道協(xié)調互補。商業(yè)信用、金融投資等非正規(guī)融資渠道對技術創(chuàng)新的激勵作用不容小覷，要充分發(fā)揮正規(guī)融資渠道對技術創(chuàng)新的促進作用，同時也要暢通非正規(guī)融資渠道，減少對非正規(guī)融資方式的干預，讓其發(fā)揮對正規(guī)融資的資金補充作用，推動企業(yè)提升技術創(chuàng)新能力。第二，引導銀行對國有企業(yè)和民營企業(yè)平等對待，充分發(fā)揮民營企業(yè)在國家經濟建設中的作用。減輕對民營企業(yè)的限制，拓寬其融資渠道，為民營企業(yè)營造一個良好的外部融資環(huán)境，提高銀行貸款的質量和數(shù)量，不斷優(yōu)化融資結構，實現(xiàn)國有企業(yè)與民營企業(yè)均衡穩(wěn)定發(fā)展。第三，強化中西部地區(qū)金融發(fā)展，鼓勵中小企業(yè)利用非正規(guī)融資渠道獲取技術創(chuàng)新資金，緩解中西部地區(qū)融資約束，激勵企業(yè)技術創(chuàng)新，推動經濟高質量發(fā)展。第四，構建商業(yè)信用、銀行貸款等多種融資渠道相互促進的協(xié)調機制，完善企業(yè)信用評價體系，緩解企業(yè)融資約束，使商業(yè)信用對技術創(chuàng)新的資金投入發(fā)揮更積極的作用。

參考文獻：

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（責任編輯 肖華堂）