□俞立平 金珍珍

[1. 浙江工商大學 杭州 310018；2. 南方科技大學 深圳 518000]

引言

創(chuàng)新是我國促進經(jīng)濟發(fā)展的重要手段，是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要動力[1]。而創(chuàng)新質(zhì)量是衡量一個國家或某一產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新水平的重要指標，包括創(chuàng)新成果的質(zhì)量、創(chuàng)新方法的競爭力等[2]。從更微觀的層面上來說，創(chuàng)新質(zhì)量也指企業(yè)創(chuàng)新活動所產(chǎn)出的創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化為市場產(chǎn)品，并通過市場交換帶來的經(jīng)濟效益水平[3]。雖然我國的創(chuàng)新能力不斷增強，創(chuàng)新數(shù)量快速增長，但仍面臨著創(chuàng)新質(zhì)量不高的問題[1]。在創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略指導下，要實現(xiàn)創(chuàng)新能力的不斷增長，尤其要注重創(chuàng)新質(zhì)量的提高。從社會各層面出發(fā)，促進我國順利步入高質(zhì)量發(fā)展階段，是國家和企業(yè)開展創(chuàng)新活動的重要目標。

研發(fā)資金的持續(xù)投入是企業(yè)開展創(chuàng)新活動的重要保障。企業(yè)研發(fā)經(jīng)費來源主要分為內(nèi)部融資和外部融資兩大類，其中內(nèi)部融資主要為企業(yè)研發(fā)投入，企業(yè)內(nèi)部資金流是成功研發(fā)的決定因素，而債務水平會阻礙研發(fā)創(chuàng)新[4～6]。外部融資渠道多元，包括政府資金和科技金融，其中政府資金主要通過政府財政補貼、政策支持、稅收優(yōu)惠等形式向企業(yè)發(fā)放。科技金融包括股權(quán)融資和債權(quán)融資，其中股權(quán)融資的收益隨著研發(fā)風險的增加而提高，而主要來源于銀行科技貸款的債務融資收益則相對固定[7～8]。

科技金融是科技創(chuàng)新和金融創(chuàng)新相結(jié)合的成果，科技銀行是為科技型中小企業(yè)提供科技貸款的主體。銀行科技貸款依賴于科技金融體系的建設，而完善的科技金融體系可以規(guī)避信息不對稱帶來的高風險，是提高創(chuàng)新能力，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型的重要保障[9～10]?？萍冀鹑谠谄髽I(yè)創(chuàng)新過程中的重要性不可小覷，其不僅是創(chuàng)新的重要源泉，通過與創(chuàng)新結(jié)合加速資本積累，而且在優(yōu)化資源配置、發(fā)展實體經(jīng)濟中發(fā)揮著不可替代的作用[11～12]。

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的研發(fā)經(jīng)費投入中，銀行科技貸款的總額大致處于穩(wěn)定水平，但其在企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入中的占比從2010年的3.95%下降至2018年的0.86%（圖1）。雖然銀行科技貸款的總量穩(wěn)中有升，但其在創(chuàng)新活動中的重要性沒有得到應有的重視，企業(yè)創(chuàng)新對資金的需求沒有在銀行科技貸款這一渠道上得到滿足。當前，我國的科技金融體系仍待完善，銀行科技貸款在提升創(chuàng)新質(zhì)量方面的作用也亟待發(fā)揮。因此，本文旨在研究銀行科技貸款如何影響企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。

圖1 2009～2018年銀行科技貸款額及其在研發(fā)經(jīng)費中的占比

構(gòu)建銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制，對其影響特征進行研究，具有重要的理論意義和實踐意義。一方面，構(gòu)建銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制，能夠豐富科技金融理論，完善創(chuàng)新理論，豐富創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制和發(fā)展系統(tǒng)；另一方面，研究銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響特征，不僅能夠為提高創(chuàng)新質(zhì)量、優(yōu)化銀行科技貸款部署等提供實踐指導，也能為科技金融體系的完善提供借鑒。

一、相關(guān)研究

關(guān)于創(chuàng)新質(zhì)量的界定和測度，現(xiàn)有研究角度較為多元。一方面，對創(chuàng)新質(zhì)量的界定角度多元，如Cammann對研究質(zhì)量進行界定，認為其涵蓋了科學聲譽、專利數(shù)量、成果轉(zhuǎn)化收益等[13]。Juran對研發(fā)質(zhì)量進行界定，認為其是對企業(yè)研發(fā)工作的產(chǎn)出對用戶需求的滿足程度的衡量[14]。Haner提出對創(chuàng)新質(zhì)量進行界定，認為創(chuàng)新質(zhì)量包括企業(yè)經(jīng)管質(zhì)量、產(chǎn)品質(zhì)量、服務質(zhì)量、生產(chǎn)過程質(zhì)量等[15]。另一方面，對創(chuàng)新質(zhì)量的測度方法多元，如李宏兵、段雪怡等從技術(shù)穩(wěn)定性、先進性、保護范圍構(gòu)建指標體系，將評價結(jié)果定義為專利核心價值，用以測度對企業(yè)不同類型專利的創(chuàng)新質(zhì)量，求和即得到總創(chuàng)新質(zhì)量[16]。胡江峰、黃慶華等對高質(zhì)量創(chuàng)新和低質(zhì)量創(chuàng)新進行區(qū)分，并分別用發(fā)明專利申請數(shù)、實用新型專利申請數(shù)來表示[17]。

關(guān)于創(chuàng)新質(zhì)量影響因素的研究也較為豐富。如趙勝超、曾德明等從產(chǎn)學研科學與技術(shù)合作角度分析了兩者對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機理，認為科學合作、技術(shù)合作均對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生正向影響[18]。張明斗研究發(fā)現(xiàn)財政補貼對創(chuàng)新質(zhì)量具有擠出效應，而稅收優(yōu)惠對創(chuàng)新質(zhì)量具有促進效果[19]。范德成、李盛楠對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的省際知識溢出對創(chuàng)新質(zhì)量的非線性影響進行實證分析，發(fā)現(xiàn)其非線性差異化影響顯著[20]。其他關(guān)于影響因素的研究角度還包括研發(fā)投入與知識產(chǎn)權(quán)保護角度、研發(fā)削減行為角度、專利異質(zhì)性角度、對外技術(shù)依賴與技術(shù)進步路徑、碳排放交易制度角度等[16～17,21～24]。

關(guān)于銀行科技貸款與創(chuàng)新的研究，已有研究觀點不一致。一部分學者認為銀行科技貸款對創(chuàng)新具有正向影響，如Schumpeter認為銀行貸款能為企業(yè)進行資源配置提供資金支持[25]。Ayyagari等的研究表明銀行科技貸款在企業(yè)研發(fā)投入中的占比越高，其對創(chuàng)新的促進作用就越大[26]。King等指出銀行信貸能夠為具有發(fā)展前景的企業(yè)分散風險，從而促進創(chuàng)新[27]。蘭國凱、俞立平研究了科技貸款對技術(shù)創(chuàng)新的非線性作用，發(fā)現(xiàn)隨著金融水平和技術(shù)創(chuàng)新水平的提升，銀行科技貸款對技術(shù)創(chuàng)新的彈性遞增[12]。也有一部分學者研究結(jié)果不同，如楊卉芷、馬鑫杰采用灰色關(guān)聯(lián)分析法研究認為，科技貸款對技術(shù)創(chuàng)新影響作用不明顯[10]。耿宇寧、周娟美等研究發(fā)現(xiàn)商業(yè)銀行貸款對創(chuàng)新成果的影響呈現(xiàn)“U”型[28]。孫芹、宋夏云認為銀行科技貸款對技術(shù)創(chuàng)新具有負向影響[4]。方建新、盧群英研究發(fā)現(xiàn)銀行科技貸款的比重越高，利用效率越低[29]。

綜合上述相關(guān)研究可以看出，關(guān)于創(chuàng)新質(zhì)量的界定、測度和影響因素研究成果豐富。關(guān)于銀行科技貸款對創(chuàng)新的研究，多從銀行科技貸款對技術(shù)創(chuàng)新的影響、銀行科技貸款的利用效率等角度開展，且研究結(jié)果并不一致。對銀行科技貸款影響創(chuàng)新質(zhì)量開展的研究較少，關(guān)于銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量是否產(chǎn)生影響、有促進作用還是阻礙作用、處于何種水平時影響作用最大等問題均待探析。

因此，本文在以下兩個方面進行研究：

第一，構(gòu)建銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制，分析銀行科技貸款是如何影響創(chuàng)新質(zhì)量的，并通過面板回歸模型，對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)進行實證研究。

第二，探究銀行科技貸款影響創(chuàng)新質(zhì)量的特征，研究銀行科技貸款、創(chuàng)新質(zhì)量等要素處于不同水平時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響特點，以剖析銀行科技貸款的最佳配置，為企業(yè)提高創(chuàng)新質(zhì)量提供對應的政策建議。

二、影響機制、理論基礎(chǔ)與非線性效應

（一）銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制

如圖2所示，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生正向影響和負向影響。一方面，銀行科技貸款為高技術(shù)企業(yè)開展創(chuàng)新活動提供資源配置優(yōu)化、研發(fā)資金保障、優(yōu)質(zhì)項目甄別、銀行監(jiān)督管理等服務，同時政府對銀行的科技金融激勵以及銀行自身面對的市場競爭壓力等因素，均對提高企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生正向影響。另一方面，銀行科技貸款受限于高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新活動中不可避免的研發(fā)風險、銀行放貸團隊的專業(yè)知識不足、銀行與企業(yè)間的信息不對稱及供需失衡、獲得貸款的企業(yè)開展“策略性創(chuàng)新”甚至挪用貸款等現(xiàn)實因素的影響，不利于企業(yè)提高創(chuàng)新質(zhì)量。

圖2 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制

1. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的正向影響機制

第一，銀行科技貸款通過優(yōu)化資金資源配置實現(xiàn)創(chuàng)新質(zhì)量水平的提高[4]。市場中具有創(chuàng)新資金需求的企業(yè)數(shù)量龐大，銀行可以通過統(tǒng)一信息管理，以盡可能低的成本篩選創(chuàng)新能力較高的企業(yè)進行放貸，從而使得有限的社會閑置資金集中到研發(fā)能力相對更強、研發(fā)風險相對較低的優(yōu)勢企業(yè)，以降低信息不對稱引發(fā)的信貸風險，充分發(fā)揮銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的推動作用。

第二，銀行科技貸款通過提供研發(fā)資金保障促進創(chuàng)新質(zhì)量水平提高。企業(yè)進行研發(fā)創(chuàng)新活動時需要消耗大量的人力、物力和財力，其中研發(fā)資金是基礎(chǔ)保障，是企業(yè)擁有充足研發(fā)人員、研發(fā)設備的前提條件，持續(xù)的資金投入也是企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新的首要條件[4]。企業(yè)的一部分研發(fā)資金保障通過外部融資，即銀行科技貸款獲得。

第三，銀行科技貸款通過對優(yōu)質(zhì)項目的甄別進行選擇性放貸，支持高成功率的創(chuàng)新項目，以降低貸款風險，從而提高創(chuàng)新質(zhì)量水平?？萍冀鹑隗w系對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的貸款投資面臨著不可避免的風險問題，成熟的科技金融體系擁有甄別創(chuàng)新項目優(yōu)劣的能力，在項目初始階段對項目未來的發(fā)展前景和研發(fā)風險進行評估，有選擇性地對優(yōu)質(zhì)項目進行放貸，從源頭上對企業(yè)的創(chuàng)新項目開展進行把控，有助于提高創(chuàng)新項目的成功率，實現(xiàn)創(chuàng)新質(zhì)量水平的提高[10]。

第四，銀行科技貸款通過銀行監(jiān)督管理提高創(chuàng)新質(zhì)量水平。銀行科技貸款是企業(yè)間接融資的主要方式，其對企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營能力、利潤保持能力和風險控制能力均有較高要求，因此在貸款后傾向于對企業(yè)開展較為嚴格的監(jiān)督管理，定期監(jiān)督創(chuàng)新項目進展，跟蹤企業(yè)發(fā)展狀況，以控制貸款對銀行帶來的潛在風險，從而提高企業(yè)創(chuàng)新活動的成功率，提高創(chuàng)新質(zhì)量水平[30]。

第五，銀行科技貸款在科技金融激勵政策下促進創(chuàng)新質(zhì)量水平的提高。為激勵科技銀行向科技型中小企業(yè)發(fā)放貸款，各地政府根據(jù)當?shù)貙嶋H情況出臺相應的科技金融激勵政策，以政府貼息等方式引導科技銀行與科技型中小企業(yè)之間的科技貸款合作，為科技銀行提供金融保障，同時也為相關(guān)企業(yè)的創(chuàng)新活動提供政策支持和資金支持，從而對創(chuàng)新質(zhì)量的提高產(chǎn)生正向影響。

第六，在銀行業(yè)競爭激勵的情況下，銀行科技貸款能夠增加貸款額度、擴大貸款市場，對提高創(chuàng)新質(zhì)量具有促進作用。我國銀行體系龐雜，外資銀行、大中小型商業(yè)銀行、農(nóng)村金融機構(gòu)等銀行數(shù)量眾多，競爭壓力巨大。銀行對貸款業(yè)務和優(yōu)質(zhì)客戶的競爭能夠倒逼銀行提高信貸資金的配置比率[4]。銀行在競爭壓力的驅(qū)使下，不惜放開貸款限制、提高承擔風險的閾值，通過增加銀行科技貸款來開發(fā)新的創(chuàng)新市場、搶占市場份額。此時獲得銀行科技貸款的企業(yè)數(shù)量以及單個高技術(shù)企業(yè)獲得的銀行科技貸款上限均有所提升，對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提升具有重要作用。

2. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的負向影響機制

第一，銀行科技貸款受企業(yè)研發(fā)風險的影響不利于創(chuàng)新質(zhì)量的提高。高技術(shù)企業(yè)開展創(chuàng)新活動往往面臨著一定的研發(fā)風險，一旦研發(fā)失敗，未能產(chǎn)出預期的創(chuàng)新成果，那么所投入的資金、人力、物力等均無法得到回報，此時通過銀行科技貸款獲得的研發(fā)資金便無法促進企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提高。

第二，銀行科技貸款受銀行專業(yè)知識結(jié)構(gòu)不完善的影響，對創(chuàng)新質(zhì)量的提高產(chǎn)生阻礙作用。銀行進行放貸決策時，受評估人員專業(yè)知識儲備、創(chuàng)新項目風險評估難度、企業(yè)研發(fā)能力難以界定等因素影響，容易產(chǎn)生決策失誤，將有限的資金提供給高研發(fā)風險項目或低研發(fā)能力企業(yè)，難以收獲預期成果[31]。

第三，銀行科技貸款受信息不對稱影響，難以實現(xiàn)貸款的有效投放，從而對創(chuàng)新質(zhì)量的提高沒有幫助。一方面，我國現(xiàn)有銀行體系復雜，類型多樣，尤其是處于起步階段的科技銀行，具有功能界定不清晰等問題。另一方面，我國科技型中小企業(yè)數(shù)量大，種類雜，涉及領(lǐng)域廣泛。中小企業(yè)申請貸款時，對銀行的放貸傾向不甚了解，而銀行對企業(yè)的創(chuàng)新領(lǐng)域了解也存在知識壁壘，不完善的科技銀行體系受信息不對稱的影響，對精準發(fā)放科技貸款不利，從而不利于提高創(chuàng)新質(zhì)量。

第四，銀行科技貸款受供需失衡影響，難以對提高創(chuàng)新質(zhì)量發(fā)揮積極作用?？萍夹椭行∑髽I(yè)是科技創(chuàng)新的重要載體，銀行科技貸款是中小型企業(yè)外部融資的主要渠道[32]。但我國的科技金融體系尚不完善，銀行放貸時考慮到中小型企業(yè)高風險、輕資產(chǎn)、信息不對稱等特點，往往傾向于不向中小型企業(yè)發(fā)放貸款，而將有限的資金提供給風險較低、體量較大、優(yōu)先接受政府補償救濟的大型企業(yè)、國有企業(yè)[33～34]。在創(chuàng)新市場上，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中大型企業(yè)的占比較低，中小型企業(yè)才是開展創(chuàng)新活動的主體，且創(chuàng)新能力和創(chuàng)新效率都更高，對銀行科技貸款的需求更大。因此，銀行科技貸款的供需失衡會對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生負向影響。

第五，銀行科技貸款中受政府激勵的部分創(chuàng)新績效不高，且可能存在“策略性創(chuàng)新”甚至挪用貸款的情況，無法提高創(chuàng)新質(zhì)量。由于銀行在對科技型中小企業(yè)放貸時評估能力不足、風險顧慮較大，放貸意愿較低，政府通過對銀行進行補貼、對中小企業(yè)進行政策宣傳、開辦創(chuàng)新項目申請等方式促進銀行對中小企業(yè)的放貸。對中小企業(yè)而言，政府補貼部分的貸款償還壓力較小，甚至可以不用償還，因此容易出現(xiàn)“策略性創(chuàng)新”，即向政府提交看似前沿創(chuàng)新的項目，拿到貸款補貼后，礙于企業(yè)自身的研發(fā)能力等限制，所得貸款創(chuàng)新效率極低，甚至直接挪用貸款，并未開展創(chuàng)新項目等。這些情況的出現(xiàn)均不利于創(chuàng)新質(zhì)量的提高。

根據(jù)以上銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的正向影響和負向影響機制的分析，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響整體上正向作用大于負向作用。由此提出假設：

H1：銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量整體產(chǎn)生正向影響。

（二）銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的非線性效應

現(xiàn)實中的經(jīng)濟現(xiàn)象極少存在完全符合線性效應的情況，更為復雜的非線性效應才是經(jīng)濟現(xiàn)象的常態(tài)[35]。銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響同樣可能存在受多種因素影響的非線性效應，需要進行更深入的研究。本文從銀行科技貸款、創(chuàng)新質(zhì)量、政府科技投入和企業(yè)研發(fā)投入四個角度出發(fā)，探究銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量是否存在非線性效應，剖析非線性效應的特征。

1. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的自身門檻效應

銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響可能存在銀行科技貸款自身的門檻效應。銀行科技貸款作為企業(yè)研發(fā)經(jīng)費的重要來源，在企業(yè)創(chuàng)新活動中具有重要地位。當銀行科技貸款水平較低時，企業(yè)的研發(fā)資金無法得到充足的保障和穩(wěn)定的供應，對創(chuàng)新質(zhì)量的提高具有較弱的促進作用。當銀行科技貸款水平較高時，能夠為企業(yè)創(chuàng)新活動提供持續(xù)的資金支持，且由于提供了大額貸款，銀行對企業(yè)的貸前評估更為嚴謹、貸后監(jiān)督管理更為嚴格，對創(chuàng)新質(zhì)量的提高具有較強的促進作用。由此提出假設：

H2：銀行科技貸款水平較高時，其對創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用更大。

2. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻效應

銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響可能存在創(chuàng)新質(zhì)量門檻效應。企業(yè)當前的創(chuàng)新質(zhì)量水平對企業(yè)開展后續(xù)創(chuàng)新活動的規(guī)劃具有指導作用。當企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量水平較低時，側(cè)面反映了企業(yè)存在研發(fā)能力不足、創(chuàng)新項目數(shù)量少或失敗率高等問題。在這種情況下，企業(yè)難以獲得足夠支撐創(chuàng)新成果產(chǎn)出的貸款支持，即使獲得了一定額度的銀行科技貸款，也可能會受能力不足、經(jīng)驗缺失等因素影響，未能達成預期的創(chuàng)新成果。當企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量水平較高時，企業(yè)有大量的成功經(jīng)驗、研發(fā)團隊更為成熟、對創(chuàng)新市場的了解也更加深入，這些優(yōu)點均降低了銀行科技貸款的投入風險，更易達到預期的創(chuàng)新產(chǎn)出。由此提出假設：

H3：創(chuàng)新質(zhì)量水平較高時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的正向貢獻更大。

3. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的政府科技投入和企業(yè)研發(fā)投入門檻效應

銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響可能存在政府科技投入門檻效應和企業(yè)研發(fā)投入門檻效應。銀行科技貸款、政府科技投入、企業(yè)研發(fā)投入是企業(yè)研發(fā)經(jīng)費的三大主要來源渠道，三者相輔相成，共同為企業(yè)的創(chuàng)新活動提供經(jīng)濟基礎(chǔ)保障。

政府科技投入主要通過政府向企業(yè)提供的項目資助、財政補貼等形式實現(xiàn)[36]。當政府科技投入水平較低時，由政府資助的研發(fā)經(jīng)費較少，相應的，銀行科技貸款和企業(yè)研發(fā)投入在企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入中的占比就會更高。一方面說明企業(yè)自身對創(chuàng)新活動足夠重視，通過企業(yè)自身利潤和銀行外部融資等渠道滿足自身研發(fā)創(chuàng)新需求，另一方面也說明企業(yè)擁有較強的研發(fā)創(chuàng)新能力，對創(chuàng)新項目的成果預期較有把握，此時銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著促進作用。當政府科技投入水平較高時，企業(yè)研發(fā)經(jīng)費中來自政府資助的占比提高，相對的銀行科技貸款和企業(yè)研發(fā)投入占比降低。在這種情況下，企業(yè)自身的研發(fā)投入較少，對創(chuàng)新活動重視程度低，難以獲得足夠的銀行科技貸款支持。并且政府的創(chuàng)新扶持有可能被部分企業(yè)利用，用于開展低質(zhì)量的“策略性創(chuàng)新”[37]。這些都不利于銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生促進作用。

企業(yè)研發(fā)投入是企業(yè)創(chuàng)新活動研發(fā)經(jīng)費的最主要來源[38]。當企業(yè)研發(fā)投入水平較低時，企業(yè)的整體研發(fā)經(jīng)費投入較少，說明此時企業(yè)的創(chuàng)新欲望較為低下，因此向金融系統(tǒng)請求銀行科技貸款資助的需求較弱，即使獲得了一定額度銀行科技貸款，也會由于對創(chuàng)新活動的重視程度不夠，而使得銀行科技貸款的回報較低。當企業(yè)研發(fā)投入水平較高時，企業(yè)整體研發(fā)經(jīng)費投入水平高，說明企業(yè)積極開展創(chuàng)新活動。出于對現(xiàn)有利潤的保護、對創(chuàng)新項目的高預期等動機，此時企業(yè)更傾向于吸收銀行科技貸款以擴大研發(fā)經(jīng)費投入，保證創(chuàng)新項目的研發(fā)資金充裕且穩(wěn)定，以更好更快地達成預期目標。

根據(jù)以上理論，提出假設：

H4：政府科技投入水平較低時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的正向影響更大。

H5：企業(yè)研發(fā)投入水平較高時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用更強。

（三）研究框架

綜上所述，本文研究框架如圖3所示，采用面板回歸模型對銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的線性影響進行分析，采用面板門檻回歸模型對銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的非線性影響進行分析，包括銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的銀行科技貸款門檻效應、創(chuàng)新質(zhì)量門檻效應、政府科技投入門檻效應和企業(yè)研發(fā)投入門檻效應。

圖3 研究框架圖

三、研究方法與研究數(shù)據(jù)

（一）研究方法

本文采用面板數(shù)據(jù)模型對銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的線性影響效應進行模型的建立和分析，采用面板門檻模型對非線性影響效應進行分析，以盡可能全面地研究銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制。

1. 面板回歸模型

本文采用面板回歸模型分析銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的線性影響，并引入其他控制變量，分析比較各重要變量對被解釋變量的影響效應。面板數(shù)據(jù)綜合了截面數(shù)據(jù)與時序數(shù)據(jù)的特點，對面板數(shù)據(jù)進行回歸時常用的估計方法有最小二乘估計（OLS）、系統(tǒng)廣義矩估計（SYS-GMM）等?？紤]到本文的重要變量通常存在內(nèi)生變量，因此分析時選取兩階段最小二乘法（TSLS）進行估計。在進行面板模型的建立前，首先要對各變量進行取對數(shù)處理，以消除異方差，如式（1）所示：

其中，Y表示創(chuàng)新質(zhì)量，X表示銀行科技貸款，K1表示政府科技投入，K2表示企業(yè)研發(fā)投入，L表示研發(fā)勞動力投入，P表示創(chuàng)新投入。 α1、α2、 α3、 β1、β2表示回歸系數(shù)，c表示常數(shù)項， ε表示隨機擾動項。

2. 面板門檻回歸模型

非線性效應主要表現(xiàn)為門檻變量處于不同門檻區(qū)間時，主要解釋變量對被解釋變量的貢獻會出現(xiàn)明顯變化。本文在這一理論基礎(chǔ)上，深入分析前文提出的銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的銀行科技貸款門檻、創(chuàng)新質(zhì)量門檻、政府科技投入門檻、企業(yè)研發(fā)投入門檻等門檻效應。

以銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的自身門檻為例，假設存在單門檻效應，則表示存在一個銀行科技貸款門檻值 τ，當銀行科技貸款的取值處于不同門檻區(qū)間，即X≤τ或X＞τ時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻有顯著區(qū)別，甚至可能由正變負或由負變正。當X≤τ時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)為 θ1； 當X＞τ時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)為 θ2。據(jù)此建立的單門檻公式如式（2）所示。

若存在雙門檻或三門檻效應，則存在2個或3個不同的門檻值 τ1、 τ2······將X分割為3個或4個數(shù)值區(qū)間，每個區(qū)間對應不同的研發(fā)機構(gòu)規(guī)模彈性系數(shù)θ1、 θ2······。

根據(jù)門檻效應原理，對其他變量構(gòu)建門檻模型，同樣均以單門檻為例。銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻如式（3）所示：

銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的政府科技投入門檻如式（4）所示：

銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的企業(yè)研發(fā)投入門檻如式（5）所示：

（二）變量與數(shù)據(jù)

關(guān)于變量的選擇，首先是對被解釋變量創(chuàng)新質(zhì)量（Y）的測度，現(xiàn)有研究大多采用發(fā)明專利申請數(shù)、發(fā)明專利數(shù)與申請專利數(shù)的比值等進行表示[17,37]。本文考慮到企業(yè)創(chuàng)新活動和專利產(chǎn)出、專利申請之間存在滯后期，且滯后期受研發(fā)進度、申請審批進度等多方面因素影響，難以進行恰當?shù)臏笃谠O置，因此根據(jù)數(shù)據(jù)可得性，采用高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的有效發(fā)明專利數(shù)來表示創(chuàng)新質(zhì)量。

其次是解釋變量銀行科技貸款（X）的測度，由于2009年開始不再進行銀行科技貸款的統(tǒng)計，因此本文選用研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出減去政府資金、企業(yè)資金的部分作為替代變量[4]。

另外，在控制變量的選擇中，由于高技術(shù)企業(yè)開展創(chuàng)新的研發(fā)資金來源除了銀行科技貸款外，政府研發(fā)經(jīng)費和企業(yè)研發(fā)經(jīng)費也是重要的組成部分，因此選擇研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出中的政府資金、企業(yè)資金來分別表示政府科技投入（K1）和企業(yè)研發(fā)投入（K2）。另外，研發(fā)勞動力的投入也是企業(yè)開展創(chuàng)新活動必不可少的，選擇研發(fā)人員折合全時當量表示研發(fā)勞動力投入（L）。企業(yè)進行新產(chǎn)品開發(fā)的過程也是開展創(chuàng)新的重要一環(huán)，因此選擇新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費表示創(chuàng)新投入（P）。

最終本文所選取的變量及其含義與符號如表1 所示。

表1 變量含義及符號

各項指標的數(shù)據(jù)來源包括歷年《中國科技統(tǒng)計年鑒》和《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》。其中政府科技投入、企業(yè)研發(fā)投入在2017年的數(shù)據(jù)全部缺失，本文計算2016～2018年的年均增長率，并以2016年為基年對2017年的數(shù)據(jù)進行插補。另外，根據(jù)數(shù)據(jù)可得性和實際計算結(jié)果，選取2009～2018年除內(nèi)蒙古自治區(qū)、吉林、廣西壯族自治區(qū)、西藏自治區(qū)、青海、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)以外的24個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)進行模型的建立與分析。所有變量的描述統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。

表2 變量描述統(tǒng)計

四、實證分析結(jié)果

（一）變量平穩(wěn)性檢驗

平衡面板數(shù)據(jù)是時間序列數(shù)據(jù)與截面數(shù)據(jù)的結(jié)合，同時具有兩者的特點，因此需要對變量的平穩(wěn)性進行檢驗，避免后續(xù)的建模結(jié)果出現(xiàn)偽回歸等問題。本文采用 Levin Lin& Chu檢驗、ADF檢驗和Hadri檢驗等多種方法對取對數(shù)后的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以判斷各變量的平穩(wěn)性，以結(jié)果一致為準。檢驗結(jié)果如表3所示，可見在三種檢驗方法下，所有變量均為一階平穩(wěn)，可以進行下一步分析。

表3 變量單位根檢驗

（二）面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

在進行面板數(shù)據(jù)回歸估計時，首先進行Hausman檢驗，以判斷應采用隨機效應模型還是固定效應模型。所得檢驗值為25.66，在1%的顯著性水平下通過了統(tǒng)計檢驗，因此應采用雙向固定效應模型進行估計，結(jié)果如表4所示。模型的擬合優(yōu)度較高，為0.820，說明該面板回歸模型能夠較好地解釋該經(jīng)濟現(xiàn)象。

表4 面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果

銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的回歸系數(shù)為0.050，且通過了5%顯著性水平的統(tǒng)計檢驗，說明銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著的正向影響，驗證了假設H1。政府科技投入對創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)為-0.103，且在10%顯著性水平下通過統(tǒng)計檢驗，說明政府科技投入對創(chuàng)新質(zhì)量具有負向影響。企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新投入的彈性系數(shù)均在1%的顯著性水平下通過統(tǒng)計檢驗，彈性系數(shù)分別為0.943、0.510，說明企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新投入對創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著的正向影響，且影響力度遠大于銀行科技貸款的影響力度。

（三）面板門檻效應估計

基于前文提出的門檻模型假設，對銀行科技貸款影響創(chuàng)新質(zhì)量的自身門檻、創(chuàng)新質(zhì)量門檻、政府科技投入門檻和企業(yè)研發(fā)投入門檻的門檻效應進行估計檢驗，以探究銀行科技貸款影響創(chuàng)新質(zhì)量的非線性效應。目前與門檻效應相關(guān)的研究所涉及的門檻上限均為三門檻，計算更多門檻沒有意義，因此本文最高對三門檻進行分析。

1. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的自身門檻效應估計

首先進行單門檻檢驗，得到F檢驗值為6.772，對應的p值為0.006，拒絕無門檻的原假設，認為存在單門檻。繼續(xù)進行雙門檻檢驗，得到F檢驗值為3.763，對應的p值為0.053，在5%的顯著性水平下未通過統(tǒng)計檢驗，因此接受不存在雙門檻的原假設，選擇單門檻進行分析，結(jié)果如表5所示。

表5 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的自身門檻

銀行科技貸款的門檻值為7.538，將銀行科技貸款分為低水平、高水平兩個區(qū)間。當銀行科技貸款處于低水平時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的彈性為0.085，當銀行科技貸款處于高水平時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的彈性為0.056，且均通過統(tǒng)計檢驗。說明銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量具有正向影響，再次驗證了假設H1。另外，當銀行科技貸款的水平較低時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用更大，沒有驗證假設H2。這是由于我國當前的科技金融體系仍不夠完善，存在嚴重的供需失衡狀況，銀行在放貸時為了降低風險，更愿意向創(chuàng)新效率相對較低的國有大型企業(yè)發(fā)放大額貸款，而創(chuàng)新效率較高的中小型科技企業(yè)獲得的銀行科技貸款相對較少。

2. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻效應估計

首先進行單門檻檢驗，得到F檢驗值為33.905，對應的p值為0.000，拒絕無門檻的原假設。再進行雙門檻檢驗，所得F檢驗值為22.503，對應的p值為0.000，說明存在雙門檻效應，繼續(xù)進行三門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為19.126，對應的p值為0.000，說明存在三門檻，因此選擇三門檻進行分析，結(jié)果如表6所示。

表6 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的創(chuàng)新質(zhì)量門檻

創(chuàng)新質(zhì)量的門檻值依次為5.766、7.404、8.377，將創(chuàng)新質(zhì)量分為低水平、較低水平、中等水平和高水平四個區(qū)間。銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量在四個區(qū)間的彈性系數(shù)依次為-0.021、0.062、0.103、0.150，其中，創(chuàng)新質(zhì)量低水平區(qū)間的彈性系數(shù)未通過統(tǒng)計檢驗，創(chuàng)新質(zhì)量較低水平區(qū)間的彈性系數(shù)通過了5%顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗，創(chuàng)新質(zhì)量中等水平和高水平區(qū)間的彈性系數(shù)均通過了1%顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗。說明當創(chuàng)新質(zhì)量處于低水平時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量不產(chǎn)生顯著影響，當創(chuàng)新質(zhì)量從較低水平向中等水平乃至高水平發(fā)展時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量不僅產(chǎn)生顯著正向影響，且影響作用逐漸增大，驗證了假設H3。

3. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的政府科技投入門檻效應估計

首先進行單門檻檢驗，得到F檢驗值為23.441，對應的p值為0.000，拒絕無門檻的原假設，認為存在單門檻。繼續(xù)進行雙門檻檢驗，得到F檢驗值為11.497，對應的p值為0.000，認為存在雙門檻，再進行三門檻檢驗，所得F檢驗值為7.092，對應的p值為0.008，存在三門檻，因此選擇三門檻進行分析，結(jié)果如表7所示。

表7 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的政府科技投入門檻

政府科技投入的門檻值依次為7.589、9.149、12.371，將政府科技投入分割為低水平、較低水平、中等水平和高水平四個區(qū)間。銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的彈性系數(shù)在四個區(qū)間依次為0.158、0.049、0.001和0.043，但僅當政府科技投入水平處于低水平和較低水平時，彈性系數(shù)才通過5%顯著性水平的統(tǒng)計檢驗。說明當政府科技投入水平較低時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生一定的正向影響，當政府科技投入水平中等及較高時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量不產(chǎn)生顯著影響，驗證了假設H4。

4. 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的企業(yè)研發(fā)投入門檻效應估計

首先進行單門檻檢驗，得到F檢驗值為14.339，對應的p值為0.000，拒絕無門檻的原假設。再進行雙門檻檢驗，所得F檢驗值為9.928，對應的p值為0.000，說明存在雙門檻效應，繼續(xù)進行三門檻檢驗，F(xiàn)檢驗值為5.429，對應的p值為0.023，說明存在三門檻，因此選擇三門檻進行分析，結(jié)果如表8所示。

表8 銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的企業(yè)研發(fā)投入門檻

企業(yè)研發(fā)投入的門檻值依次為11.016、13.523、14.801，將企業(yè)研發(fā)投入分為低水平、較低水平、中等水平和高水平四個區(qū)間。銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量在四個區(qū)間的彈性系數(shù)依次為0.097、0.028、0.063、0.113，其中，企業(yè)研發(fā)投入較低水平區(qū)間的彈性系數(shù)未通過統(tǒng)計檢驗，其余彈性系數(shù)均在5%顯著性水平下通過統(tǒng)計檢驗。說明當企業(yè)研發(fā)投入處于低水平時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生顯著正向影響，當企業(yè)研發(fā)投入發(fā)展至中等水平時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的正向影響顯著減弱，當企業(yè)研發(fā)投入發(fā)展至高水平時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的正向影響又顯著加強，甚至強于企業(yè)研發(fā)投入處于低水平時期的影響，整體呈現(xiàn)“U”型，部分驗證了假設H5。

結(jié)合每個門檻的數(shù)據(jù)量分析得出這一結(jié)果的原因，可能是由于在高技術(shù)產(chǎn)業(yè)中，中小型企業(yè)，特別是小型企業(yè)的數(shù)量占比很高，而這些企業(yè)往往具備高風險、輕資產(chǎn)等特點，難以獲得科技銀行的信任，申請到高額的銀行科技貸款支持。一方面，在企業(yè)研發(fā)投入水平較低的企業(yè)中，銀行科技貸款的投入同時面臨著高創(chuàng)新風險和高產(chǎn)出回報，少數(shù)中小企業(yè)雖然處于起步階段，但由于其具有敏銳的市場嗅覺、以及前瞻性的創(chuàng)新眼光，能夠吸引到一定的銀行科技貸款，且最終成功產(chǎn)出優(yōu)質(zhì)創(chuàng)新成果。更多的中小企業(yè)創(chuàng)新欲望不強、創(chuàng)新能力不足，即使獲得銀行科技貸款，也無法將資金發(fā)揮更大作用。另一方面，在企業(yè)研發(fā)投入水平較高的企業(yè)中，更多的是體量相對較大的中型企業(yè)或大型企業(yè)，在成熟的研發(fā)團隊和可觀的市場占有率支持下，這些企業(yè)吸收的銀行科技貸款能夠更好地發(fā)揮作用，為企業(yè)帶來更高的創(chuàng)新質(zhì)量。

五、研究結(jié)論

本文構(gòu)建了銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的影響機制，采用面板回歸模型分析了銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的整體影響，利用面板門檻模型研究了銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的銀行科技貸款門檻、創(chuàng)新質(zhì)量門檻、政府科技投入門檻以及企業(yè)研發(fā)投入門檻效應。綜合以上研究得出結(jié)論認為：

1. 銀行科技貸款總體上對創(chuàng)新質(zhì)量產(chǎn)生正向影響，但仍有較大發(fā)展空間

銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量總體上產(chǎn)生正向影響。銀行科技貸款能夠優(yōu)化社會閑置資金資源的配置，為企業(yè)創(chuàng)新提供充足且持續(xù)的研發(fā)資金保障，在放貸選擇時對企業(yè)的創(chuàng)新項目進行風險預估和可行性評估，在放貸后對企業(yè)創(chuàng)新活動進行持續(xù)嚴格的監(jiān)督管理，從多方面促進企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提高。

但是，當前我國銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的積極影響并未得到充分發(fā)揮，甚至只發(fā)揮了極少的作用。我國科技金融體系起步較晚，發(fā)展滯后，作為其主體的科技銀行仍然面臨著專業(yè)性不強、知識儲備不足、風險承擔能力較弱、放貸評估系統(tǒng)缺乏、社會信用體系與社會擔保體系不完善等多方面問題。對科技銀行的進一步建設能夠促進科技金融體系的完善，在此基礎(chǔ)上才能更加充分地發(fā)揮銀行科技貸款的功能。

2. 銀行科技貸款水平較低時，其對創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用較大

這是由于當前我國科技金融體系仍不夠完善，存在嚴重的供需失衡狀況。對創(chuàng)新經(jīng)濟貢獻較大、創(chuàng)新效率更高的科技型中小企業(yè)對銀行科技貸款的需求巨大，但我國科技銀行發(fā)展仍處于探索階段，銀行在放貸時為了降低風險，更愿意將向創(chuàng)新效率相對較低的國有大型企業(yè)發(fā)放大額貸款。本文用于分析的數(shù)據(jù)中，占絕大多數(shù)的中小型企業(yè)的銀行科技貸款均處于較低水平。

3. 企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平較低時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用不足

這是由于低創(chuàng)新質(zhì)量的企業(yè)不具備足夠的創(chuàng)新經(jīng)驗和成熟的創(chuàng)新團隊，創(chuàng)新項目的設計也可能不符合創(chuàng)新市場經(jīng)濟的發(fā)展方向，失敗概率高。銀行向這些企業(yè)投入的銀行科技貸款面臨著較高的風險，很有可能由于企業(yè)能力不足等問題無法獲得創(chuàng)新產(chǎn)出，對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提高不產(chǎn)生顯著作用或促進作用較為微弱。

而企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量水平較高時，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的促進作用較大。銀行科技貸款的投入得到回報時說明企業(yè)創(chuàng)新活動獲得了成功，創(chuàng)新質(zhì)量水平得到提高，這進一步提高了企業(yè)在科技銀行的信用，使得企業(yè)再次申請銀行科技貸款的門檻降低，在后續(xù)創(chuàng)新中能夠獲得更大金額、持續(xù)性更長的資金支持，從而形成良性循環(huán)。

4. 政府科技投入水平較高時，銀行科技貸款的投入對創(chuàng)新質(zhì)量的提高不具有顯著作用

政府科技投入水平較高時，銀行科技貸款不利于提高創(chuàng)新質(zhì)量。政府科技投入水平較低時，說明相應的銀行科技貸款和企業(yè)研發(fā)投入在企業(yè)研發(fā)經(jīng)費來源中占比更高。這些企業(yè)不僅自身對創(chuàng)新活動足夠重視，創(chuàng)新項目的可行性較高，能夠通過其自身利潤和銀行外部融資等渠道滿足自身研發(fā)創(chuàng)新需求，而且擁有較強的研發(fā)創(chuàng)新能力，對創(chuàng)新項目的成果預期較有把握，此時銀行科技貸款的投入獲得收益的風險更低，對創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著促進作用。

因此，當政府科技投入水平過高，說明企業(yè)自身的研發(fā)積極性不足，創(chuàng)新項目前景不好，難以通過自身投入和向銀行貸款的渠道獲得研發(fā)資金。政府科技投入中大部分來源于政策的支持，存在一些企業(yè)為了獲得政府補貼，設計出一些策略性創(chuàng)新項目，這些項目申報的最終目的僅僅是獲得政府資助，而非開展創(chuàng)新活動。在這種情況下，無論是政府科技投入的部分，還是銀行科技貸款的部分，均難以獲得創(chuàng)新成果，甚至被企業(yè)挪作他用，不利于創(chuàng)新質(zhì)量的提高。

5. 隨著企業(yè)研發(fā)投入水平由低到高，銀行科技貸款對創(chuàng)新質(zhì)量的貢獻呈“U”型

企業(yè)研發(fā)投入水平較低時，銀行科技貸款成了企業(yè)開展創(chuàng)新活動的重要甚至主要資金來源，處于這一發(fā)展階段的成長型高技術(shù)企業(yè)能夠充分利用現(xiàn)有資金開展創(chuàng)新，并且在順應創(chuàng)新市場發(fā)展的前提下產(chǎn)出優(yōu)質(zhì)的創(chuàng)新成果，促進創(chuàng)新質(zhì)量的提高。當企業(yè)研發(fā)投入水平中等時，企業(yè)通過自身的資本積累，逐漸有了通過自身利潤和資金鏈發(fā)展創(chuàng)新的能力。此時，銀行科技貸款在企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入中的重要性稍有降低。當企業(yè)研發(fā)投入水平較高時，整體研發(fā)經(jīng)費投入水平高，說明企業(yè)積極開展創(chuàng)新活動，積累了大量研發(fā)創(chuàng)新經(jīng)驗，培養(yǎng)了成熟的研發(fā)創(chuàng)新團隊。出于對企業(yè)內(nèi)部資金流的保護、對創(chuàng)新項目的高預期、推進突破性創(chuàng)新活動等動機，企業(yè)更需要通過外部融資渠道，吸收大量銀行科技貸款以擴大研發(fā)經(jīng)費投入，以保證充足且持續(xù)穩(wěn)定的研發(fā)資金投入，此時銀行科技貸款的投入風險較低，獲得高回報的概率更高。

6. 優(yōu)化研發(fā)經(jīng)費來源配置，提高銀行科技貸款和企業(yè)研發(fā)投入的占比，降低政府科技投入的占比，更有利于企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的提高

根據(jù)以上結(jié)論可以得出優(yōu)化企業(yè)研發(fā)經(jīng)費投入配置的方向。為促進創(chuàng)新經(jīng)濟的發(fā)展，需要高技術(shù)產(chǎn)業(yè)，特別是科技型中小企業(yè)發(fā)揮創(chuàng)新優(yōu)勢，開展持續(xù)的創(chuàng)新活動，逐步提高創(chuàng)新質(zhì)量。為實現(xiàn)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新，研發(fā)經(jīng)費的穩(wěn)定投入和穩(wěn)步增長至關(guān)重要，在保證研發(fā)經(jīng)費增長的同時不斷優(yōu)化研發(fā)經(jīng)費來源配置，才能充分發(fā)揮研發(fā)資金的效果，為企業(yè)創(chuàng)新做出貢獻。

研發(fā)經(jīng)費來源配置的優(yōu)化方向具體表現(xiàn)為：提高銀行科技貸款的占比、提高企業(yè)研發(fā)投入的占比以及降低政府科技投入的占比。銀行科技貸款的投入對創(chuàng)新質(zhì)量具有顯著正向效應，且進步空間較大，不斷提高銀行科技貸款的占比有助于企業(yè)借助科技金融體系發(fā)展創(chuàng)新。企業(yè)研發(fā)投入的增長有助于企業(yè)充分發(fā)揮創(chuàng)新的主觀能動性，使企業(yè)的研發(fā)團隊和創(chuàng)新經(jīng)驗得到充分地利用。政府科技投入水平的降低可以減少企業(yè)開展目的不純的創(chuàng)新活動，重視創(chuàng)新項目的落地。不斷優(yōu)化研發(fā)經(jīng)費來源配置，能夠充分發(fā)揮科技金融體系在創(chuàng)新領(lǐng)域的重要作用，促進創(chuàng)新質(zhì)量不斷提高，為我國早日步入高質(zhì)量發(fā)展階段做貢獻。