趙秀芳 徐 超 胡素華 黃 陽

(紹興文理學院 經(jīng)濟與管理學院，浙江 紹興312000)

一、引言

自20世紀90年代以來，中國經(jīng)濟積極轉型，出臺一系列的政策法規(guī)，相關的正式制度環(huán)境*正式制度環(huán)境是指一些成文的規(guī)定，如法律、規(guī)定等，其與非正式制度環(huán)境(如政治關系、文化環(huán)境等)共同構成了外部制度環(huán)境，是影響社會經(jīng)濟的重要因素。得以不斷改善。然而，融資與技術創(chuàng)新依然是現(xiàn)階段困擾中國企業(yè)持續(xù)發(fā)展的核心問題。我國政府做出了不少努力試圖幫助企業(yè)走出研發(fā)投入少和融資難的困境，而其影響機理及成效，有待我們通過研究來予以解釋及驗證。早期國內(nèi)外主要基于企業(yè)內(nèi)在特征因素(包括公司規(guī)模、公司質(zhì)量、所得稅、資產(chǎn)期限等)研究了債務期限結構與技術創(chuàng)新的關系[1][2][3][9](Jensen&Mecking，1976；Stohs&Mauer，1996；Sarkar，1999；Goswami，2010；肖作平，2005；楊興權，2009)，認為各特征因素對兩者關系存在影響，但結論并不一致。

隨著研究的深入，除了公司內(nèi)在特征因素外，債務期限結構和技術創(chuàng)新能力還受制度環(huán)境的影響。Rajan(1992)、Shuenn—Ren Chenga和Cheng Yi Shui(2006)、Twit(2010)、Silvia 和Magri(2007)、蘇坤和李鵬(2012)研究了不同國家的企業(yè)所處的法律環(huán)境、稅收制度以及金融環(huán)境對債務期限結構的影響[4]；Heitor&Murillo(2007)、Branstetter(2006)、Bloom(2012)、Desiderio et.al(2014)等研究了市場化程度、知識產(chǎn)權保護、金融發(fā)展、政府干預等制度環(huán)境對技術創(chuàng)新的影響[5]。上述研究主要集中在制度環(huán)境對債務期限結構和技術創(chuàng)新各自的影響方面，而少有研究關注制度環(huán)境對兩者關系的影響。因此，我們將正式制度環(huán)境引入企業(yè)債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力關系的研究中，關注正式制度環(huán)境變遷對兩者關系的影響。本文試圖從新的視角解釋企業(yè)技術創(chuàng)新能力的債務融資約束及其結構安排問題，也為政府和監(jiān)管者提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力、完善債務融資制度提供政策建議。

二、理論分析與研究假設

(一)債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的關系

國內(nèi)外學者主要基于代理成本理論及期限匹配理論，對債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新進行相關實證研究，但研究結論存在顯著差異。一方面，基于代理理論，由于信息不對稱，債權人為保護自身利益會通過短期債務的方式來減少資產(chǎn)替代、投資不足等問題(Myers，1977；Jensen，1986；Brandon Julio，Woojin Kim，and Michael Weisbach，2007；鐘田麗、馬娜和胡彥斌，2014；等)[6][7]。LLSV(1997)認為，在制度環(huán)境不完善的情況下，債務違約的風險很大，債權人傾向于提供短期債務資金，通過要求企業(yè)在到期時重簽債務契約，以及時了解企業(yè)經(jīng)營狀況，減少信息不對稱，充分發(fā)揮短期債務的治理效應。Stulze(2000)也指出，短期債務由于期限較短，期間發(fā)生的不確定性較小，債權人的監(jiān)督跨越期間短，因而能夠降低總的監(jiān)督成本。而長期債務資金由于被企業(yè)長期占用，債權人難以對資金的使用進行有效監(jiān)督和控制，導致資產(chǎn)替代的可能性進一步加大，債權人風險進一步增加。從企業(yè)投資角度看，由于創(chuàng)新投資項目具有高風險性和高信息不對稱性的特征( Brown，2009)，使得債權人對其技術創(chuàng)新項目的投資行為更加難以評估與控制。而短期債權人可利用債務期限到期重簽債務契約的契機，要求債務人公司提供技術創(chuàng)新項目的評估信息等相關資料，從而有利于降低債權人對技術創(chuàng)新項目的信息不對稱性(張娜，2016)。此外，背負短期債務的企業(yè)由于受制于短期償債壓力，更偏向于追求短期利益，對企業(yè)快速提高投資效率和財務回報的訴求更加迫切，對管理者會進行更為有效的激勵和監(jiān)管，從而刺激企業(yè)管理者的創(chuàng)新決策，約束其濫用債務資金，提高創(chuàng)新效率和創(chuàng)新能力(Wang，T Y ,Thornhill,2010)。因此，源自外部短期債權人及時而有效的監(jiān)督以及企業(yè)對內(nèi)部管理者投資效率的刺激會改善企業(yè)對技術創(chuàng)新項目選擇的有效性，從而提高企業(yè)技術創(chuàng)新的能力。

另一方面，基于期限匹配理論，由于研發(fā)投入周期長等特點，企業(yè)會選擇長期債務支持技術創(chuàng)新，避免企業(yè)短期債務壓力(Morries，1976；Antoniou、Gnney和Paudyal，2002；袁衛(wèi)秋，2005；肖作平，2005；等)[8][9]帶來的財務困境風險,有效緩解民營企業(yè)創(chuàng)新中資金短缺問題。楊風(2016)進一步解釋，如果企業(yè)選擇短期債務作為技術創(chuàng)新投入的主要資金來源，頻繁的借貸往來即增加企業(yè)營運成本，也易導致其因避免經(jīng)常性的償本付息而造成財務困境風險，而忽視更具戰(zhàn)略意義的研發(fā)投資項目。因此，長期債務與技術創(chuàng)新項目相匹配，有效避免債務的期限貼水，使因償本付息而造成現(xiàn)金流不足的財務困境風險最小化(Emery，2001)，可有效緩解技術創(chuàng)新資金緊缺壓力，有利于其技術創(chuàng)新項目的實施。

針對上述理論分析，基于代理成本理論和期限匹配理論，本文提出如下競爭性假設。

假設1a：基于代理成本理論，債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力顯著負相關，即債務期限越短越有利于企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升。

假設1b：基于期限匹配理論，債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力顯著正相關，即債務期限越長越有利于企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升。

(二)正式制度環(huán)境、債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的關系

隨著研究的深入，學者們發(fā)現(xiàn)除了公司內(nèi)在特征因素外，企業(yè)的技術創(chuàng)新能力還受著外部制度環(huán)境的影響。國內(nèi)外學者們的研究大致可歸類為按照正式制度因素(市場化程度、金融發(fā)展水平、法律保護水平尤其是知識產(chǎn)權的保護等)和非正式制度因素(政治關系、文化等)兩大類。關于市場化程度對技術創(chuàng)新的影響，國內(nèi)外學者的研究結論基本一致，即市場化進程有利于加大企業(yè)研發(fā)投入[2][7][9](Heitor&Murillo，2007；Peng&Denis，2008；郝穎、劉星，2010；等)。然而，在知識產(chǎn)權保護、金融發(fā)展、政府干預等正式制度方面的研究結論并不一致。Branstetter(2006)選擇發(fā)展中國家的企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家的知識產(chǎn)權保護與企業(yè)的創(chuàng)新能力并沒有顯著的相關性。然而，吳超鵬(2009)、王華(2011)認為不論發(fā)達國家還是發(fā)展中國家，二者之間存在顯著的正相關關系，同時也指出對于發(fā)達國家的知識產(chǎn)權保護制度并不適用于發(fā)展中國家[8]。國外學者還從政府干預的視角對企業(yè)研發(fā)投入進行相關實證研究，一方面，有研究認為政府干預能夠有效地促進企業(yè)技術創(chuàng)新(Desiderio et.al，2014)；另一方面，部分國內(nèi)外學者也通過實證研究表明，政府干預與企業(yè)創(chuàng)新能力呈現(xiàn)負相關或非線性關系(Bloom，2012；Bettira&Becker，2014)。國內(nèi)學者對于非正式制度的研究十分有限。

同時，隨著債務期限結構理論的發(fā)展，Rajan(1992)基于產(chǎn)權經(jīng)濟學的視角研究了債務期限結構的影響因素，發(fā)現(xiàn)債務期限結構的選擇受著企業(yè)內(nèi)部特征要素和外部制度因素雙重制約。將制度環(huán)境納入債務期限結構理論研究的框架中，為債務期限結構理論研究開創(chuàng)了新視角。首先，國內(nèi)外學者從國別層面展開了相關研究。Fan和Timan(2003)、Shuenn—Ren Chenga和Cheng Yi Shui(2006)、Twit(2010)研究不同國家的企業(yè)各自所處的法律環(huán)境、稅收制度對債務期限結構的影響，認為完善的法律制度以及稅收制度使得債權人的利益能夠得到充分保障，從而有利于企業(yè)長期債務的獲取。然而，國別差異無法排除非正式制度因素的干擾。因此，國內(nèi)外學者將視野限定于一國范圍之內(nèi)。La Rocca(2006)、Silvia 和Magri(2007)選取意大利的企業(yè)為樣本，按照行政區(qū)域的劃分進行實證研究，通過對比不同地區(qū)金融系統(tǒng)的發(fā)展程度，發(fā)現(xiàn)金融系統(tǒng)的發(fā)展水平越高，長期債務占債務融資的比率越高，二者呈現(xiàn)正相關關系。然而，Ravel Korner(2007)以捷克的上市公司為研究對象，研究認為金融體系與債務并無顯著的相關關系，而是由公司的內(nèi)部特征因素所支配。

綜上，本文主要選取與企業(yè)債務期限結構及技術創(chuàng)新能力密切相關的正式制度環(huán)境，從法律和金融環(huán)境兩個方面展開研究。從法律環(huán)境視角來看，一方面，法律體系的不斷完善及司法執(zhí)法效率的不斷提升為企業(yè)債務融資提供了“無形擔?！保行Ъs束了債務人的機會主義行為(周孝坤，2006)。因而，公司不需通過短期債務降低代理成本，可以發(fā)行并獲取更多的長期債務。代理成本理論認為短期債務的償債壓力有利于充分發(fā)揮外部債權人監(jiān)督作用，對企業(yè)創(chuàng)新項目的選擇及研發(fā)效率產(chǎn)生積極影響。然而，不斷完善的法律制度，加強了對債權人的保護的同時，也弱化了外部債權人對于企業(yè)創(chuàng)新項目選擇及研發(fā)效率的有效監(jiān)督作用。因此，良好的法律環(huán)境，不利于短期債務在企業(yè)技術創(chuàng)新過程中外部監(jiān)督的有效發(fā)揮。

另一方面，隨著法律制度的完善及司法獨立性的增強，政治關系等非正式制度因素發(fā)揮的作用受到極大制約，不利于企業(yè)長期債務的獲取[6](蘇坤、李鵬，2012)。期限匹配理論認為長期性債務資金來源避免了短期償債壓力，為企業(yè)技術創(chuàng)新提供充足的資金保障，有利于提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力。然而，隨著法律環(huán)境的不斷改善，非制度因素的“替代作用”逐步降低，短期債務成為企業(yè)債務融資的主要來源。因此，法律環(huán)境的不斷改善，不利于長期債務合理發(fā)揮其對于企業(yè)技術創(chuàng)新能力提升的資金長期性優(yōu)勢。因此，本文提出如下假設。

假設2a：基于代理成本理論，法律環(huán)境負向調(diào)節(jié)債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力間的負相關關系。

假設2b：基于期限匹配理論，法律環(huán)境負向調(diào)節(jié)債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力間的正相關關系。

在關于金融環(huán)境對于債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的關系研究中，一方面，部分學者認為較高的金融發(fā)展水平能夠為企業(yè)提供更多的長期債務(La Rocca，2006)，促使資本流向更有價值的創(chuàng)新項目(孫婷、溫軍，2012)，有利于增強企業(yè)技術創(chuàng)新能力。然而，代理成本理論認為，短期債務的債務治理效應對企業(yè)技術創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響，而隨著金融發(fā)展水平的不斷提高，企業(yè)易于獲取更多的長期債務，并不利于有效發(fā)揮債務對提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力的治理效應。

另一方面，也有學者認為隨著金融發(fā)展水平的不斷提高，融資方式的多樣化，企業(yè)可通過權益性融資等方式替代長期債務，且隨著銀行等金融改革的完善，長期借款的條件更為苛刻，一定程度上制約了企業(yè)長期債務的獲取(曾琰，2013)。期限匹配理論則認為，長期債務能夠有效緩解企業(yè)短期償債壓力，與企業(yè)技術創(chuàng)新活動相匹配，一定程度緩解創(chuàng)新資金短缺的問題，有利于企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升。因此，金融環(huán)境的逐步改善，融資方式的多樣化及銀行等金融機構對于長期貸款的放貸條件更為嚴苛，不利于發(fā)揮長期債務對于企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升的資金優(yōu)勢。因此，本文提出如下假設。

假設3a：基于代理成本理論，金融環(huán)境負向調(diào)節(jié)債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力間的負相關關系。

假設3b：基于期限匹配理論，金融環(huán)境負向調(diào)節(jié)債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力間的正相關關系。

三、實證研究

(一)樣本選擇及來源

在參考大量現(xiàn)有文獻的基礎上，本文選擇以浙江省2003-2014年間滬深兩市A股上市公司的面板數(shù)據(jù)為研究樣本。同時考慮數(shù)據(jù)完整性對已有的樣本進行了以下的篩選：剔除了金融類的上市公司；剔除了ST及信息披露不全的上市公司。最終，符合本文研究要求的上市公司共計34家，累計觀測值為408個。在數(shù)據(jù)來源上，有關技術創(chuàng)新能力衡量指標中的研發(fā)投入、技術人員人數(shù)主要從由巨潮資訊網(wǎng)提供的上市公司年報中手工取得，對于申請專利數(shù)、發(fā)明專利數(shù)主要從國家知識產(chǎn)權局網(wǎng)站獲取。相關制度環(huán)境的數(shù)據(jù)主要從《浙江省統(tǒng)計年鑒》取得，其余數(shù)據(jù)均來自CSMAR、WIND數(shù)據(jù)庫。本文主要數(shù)據(jù)處理軟件為STATA12.0。

(二)變量選取

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為企業(yè)技術創(chuàng)新能力。企業(yè)技術創(chuàng)新能力作為一個涉及創(chuàng)新投入、創(chuàng)新實施和創(chuàng)新產(chǎn)出的系統(tǒng)性過程，本文選擇了胡彥斌、鐘田麗(2013)衡量企業(yè)技術創(chuàng)新能力的一整套完整指標體系來對創(chuàng)新能力進行衡量，基于數(shù)據(jù)易得性等原因，對部分指標進行了調(diào)整。本文構建了包括3個一級指標、8個二級指標、11個三級指標的指標衡量體系對企業(yè)技術創(chuàng)新能力進行衡量，主要衡量指標如表1所示。

表1 企業(yè)技術創(chuàng)新能力指標體系

一級指標二級指標三級指標計算方法創(chuàng)新投入創(chuàng)新經(jīng)費投入R&D經(jīng)費投入強度R&D投資額/銷售收入創(chuàng)新設備投入研發(fā)用設備投入強度固定資產(chǎn)凈值/總資產(chǎn)創(chuàng)新員工投入R&D研發(fā)人員投入強度研發(fā)人員數(shù)量/總員工數(shù)創(chuàng)新知識投入高學歷人員的比例大專及以上人數(shù)/總員工數(shù)創(chuàng)新實施項目研發(fā)能力創(chuàng)新生產(chǎn)能力項目研發(fā)能力申請專利數(shù)申請發(fā)明專利比重發(fā)明專利申請數(shù)/申請專利數(shù)勞動生產(chǎn)率增長率(本期人均營業(yè)收入-上期人均營業(yè)外收入)/上期人均營業(yè)收入創(chuàng)新產(chǎn)出專利產(chǎn)出能力新產(chǎn)品產(chǎn)出能力專利數(shù)與R&D投資比專利申請數(shù)/R&D投資額專利數(shù)與R&D人員比專利申請數(shù)/R&D人員數(shù)新產(chǎn)品銷售比重本期銷售收入增長額/本期銷售收入產(chǎn)品利潤增長本年利潤增加額/上年度利潤總額

首先，本文通過對企業(yè)技術創(chuàng)新能力衡量的11個變量進行相關性分析，只有以上11個變量間存在較強的相關性，才能采用因子分析法進行綜合評價。對于其相關性的檢驗最常用的方法是進行巴特利特球度檢驗(Bartlett Test of Sphericity)和KMO檢驗。KMO值為0.533，大于0.5，因此可以采用因子分析法。

其次，提取因子。如表2、表3所示，采用主成分分析法提取因子，選擇特征值大于1的特征根，總計提取7個主因子，累積提取總方差84.593%，大于80%，效果良好。

最后，以提取主因子的方差為權重，計算了企業(yè)技術創(chuàng)新能力的得分，以此作為衡量企業(yè)技術創(chuàng)新能力的替代指標。

表2 解釋的總方差

成 分初始特征值提取平方和載入旋轉平方和載入合計方差的%累積%合計方差的%累積%合計方差的%累積%12.0518.6718.672.0518.6718.671.7916.3016.3021.7816.2034.871.7816.2034.871.6314.8031.1031.4513.1948.071.4513.1948.071.4212.8743.9741.1810.6958.751.1810.9058.751.3412.1656.1351.009.0867.841.009.0867.841.1210.1566.2860.958.6176.450.958.6176.451.019.1875.4670.908.1584.590.908.1584.591.009.1384.5980.585.2689.8590.504.5294.37100.403.6498.01110.221.99100.00

提取方法：主成分分析。

表3 旋轉成分矩陣a

成 分1234567R&D經(jīng)費投入強度0.630.370.060.28-0.250.190.33創(chuàng)新設備投入能力-0.40-0.380.050.58-0.280.180.30創(chuàng)新員工投入能力0.710.40-0.030.05-0.110.190.22創(chuàng)新知識投入能力0.680.22-0.090.090.20-0.18-0.41專利申請數(shù)-0.490.770.010.130.04-0.170.11勞動生產(chǎn)率增長0.04-0.030.810.02-0.13-0.14-0.22申請發(fā)明專利比重0.02-0.04-0.220.820.07-0.06-0.43專利數(shù)與R&D投資比-0.210.200.21-0.050.260.85-0.27專利數(shù)與研發(fā)人員投資比-0.480.800.060.070.03-0.13-0.00新產(chǎn)品銷售比重0.11-0.030.820.12-0.04-0.100.01產(chǎn)品利潤增長率0.10-0.150.170.210.84-0.090.40

提取方法:主成分。a.已提取了7個成分。

2.解釋變量。本文的解釋變量為債務期限結構。現(xiàn)有研究中關于債務期限結構的衡量主要采用兩種方法，即資產(chǎn)負債表法和增量法，二者各有千秋。由于中國上市公司信息披露中并未涉及詳細的債務期限信息，很難獲取具體的數(shù)據(jù)。因此，本文在考慮研究數(shù)據(jù)的可獲取性的基礎上，選擇以長期債務占總債務的比重來衡量債務期限結構。

3.調(diào)節(jié)變量。本文的調(diào)節(jié)變量為正式制度環(huán)境，在總結現(xiàn)有國內(nèi)學者研究的基礎上，結合研究的主題及國內(nèi)現(xiàn)狀，本文主要研究正式制度環(huán)境中的法律環(huán)境和金融環(huán)境。(1)法律環(huán)境。關于法律環(huán)境的衡量，國內(nèi)學者存在較為顯著的差異，如市場化指數(shù)中的“市場中介組織的發(fā)育和法律制度環(huán)境”和“律師人數(shù)占地方人數(shù)的比重”(李維安，徐業(yè)坤，2012；等)、各省的經(jīng)濟案件的結案率[10](余明桂，潘紅波，2008；等)、政府公檢法司支出占政府財政支出的比重(金祥榮，茹玉驄，吳宏，2008；等)、每萬人律師事務所和每萬人的律師數(shù)(皮天雷，2010；等)。本文選擇以每萬人律師事務所數(shù)來衡量浙江省的法律環(huán)境，其主要考慮一個地區(qū)律師事務所數(shù)歷年數(shù)據(jù)的變動可以反映該地區(qū)法律環(huán)境，尤其是為企業(yè)維護自身權益提供了便利。(2)金融環(huán)境。關于金融環(huán)境的衡量，國內(nèi)學者也眾說紛紜，如金融業(yè)的市場化指數(shù)(代光倫，鄧建平，曾勇，2012；等)、金融機構存貸款總額占GDP的比重(金祥榮，茹玉驄，吳宏，2008；等)、股票市場的總市值占GDP的比重(鄭志剛，鄧賀斐，2010；等)。由于本文主要研究企業(yè)債務期限結構與銀行等金融機構的存貸款金額密切相關，所以選擇金融機構存貸款總額占GDP的比重來衡量金融環(huán)境。

4.控制變量。本文在充分參考和借鑒現(xiàn)有相關研究的基礎上，選擇了企業(yè)規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、流動比率、相對現(xiàn)金流量、董事會持股比例、董事會規(guī)模、監(jiān)事會規(guī)模、產(chǎn)權性質(zhì)、行業(yè)為控制變量。由于企業(yè)技術創(chuàng)新能力周期較長，為更加科學反映債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力間的關系，本文對所有的解釋變量和調(diào)節(jié)變量均采用滯后一期的數(shù)據(jù)帶入回歸模型中。

表4 變量定義

變量類型變量名稱變量代碼變量的取值方法被解釋變量創(chuàng)新能力INN采用因子分析法對創(chuàng)新能力的評價值解釋變量債務期限結構DMDM=長期債務/總債務(上一期)調(diào)節(jié)變量法律環(huán)境LawLaw=地區(qū)律師事務所數(shù)/地區(qū)人口(萬人)(上一期)金融環(huán)境FinFin=金融機構存貸款總額/GDP(上一期)控制變量企業(yè)規(guī)模Size企業(yè)資產(chǎn)總額取自然對數(shù)凈資產(chǎn)收益率ROE凈利潤/凈資產(chǎn)流動比率CR流動資產(chǎn)/流動負債相對現(xiàn)金流量Cash期初經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額/期初總資產(chǎn)董事會持股比例Sharehold董事會持股數(shù)/總股本董事會規(guī)模Boardsize董事會人數(shù)取自然對數(shù)監(jiān)事會規(guī)模BOV監(jiān)事會人數(shù)取自然對數(shù)產(chǎn)權性質(zhì)CQXZ虛擬變量,如果公司為非國有企業(yè),則為1,否則為0行業(yè)Ind虛擬變量,如果是高新技術企業(yè),則取1,否則取0年份Year虛擬變量,如果為某一會計年度則取1,否則取0

(三)實證模型構建

總結國內(nèi)外學者現(xiàn)有研究企業(yè)技術創(chuàng)新能力影響因素的模型(José Miguel Benavente, Alessandro Maffioli2,2007;冉光和等，2013；等)，針對上述假設，我們設計如下實證模型。

首先，為檢驗假設1，本文構建債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的實證模型。

(1)INNi,t=β0+β1DMi,t-1+β2Sizei,t+

β3ROEi,t+β4CRi,t+β5Cashi,t

+β6Shareholdi,t+β7Boardsizei,t+β8BOVi,t+

β9CQXZ+β10Ind+β11Year+εi,t

其次，為檢驗不同時期正式制度環(huán)境變遷下債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的關系，本文基于正式制度視角，利用平衡面板數(shù)據(jù)對正式制度環(huán)境變遷下的債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的關系展開實證研究。平衡面板數(shù)據(jù)同時包含了34家A股上市公司在2003-2014年間共12年的二維數(shù)據(jù)，根據(jù)不同企業(yè)及時序的假定，可以很好地說明隨著制度環(huán)境的變遷，不同企業(yè)債務期限結構對企業(yè)技術創(chuàng)新能力的影響。同時，為了說明不同正式制度環(huán)境對債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力關系的調(diào)節(jié)作用，本文通過構造法律環(huán)境、金融環(huán)境和債務期限結構的交互項帶入實證模型中。因此，為檢驗假設2、假設3，本文分別構造了模型(2)和(3)。

(2)INNi,t=β0+β1DMi,t-1+β2Lawi,t-1+

β3Lawi,t-1×DMi,t-1+β4Sizei,t+

β5ROEi,t+β6CRi,t+β7Cashi,t+

β8Shareholdi,t+β9Boardsizei,t+β10BOVi,t

+β11CQXZ+β12Ind+β13Year+εi,t

(3)INNi,t=β0+β1DMi,t-1+β2Fini,t-1+

β3Fini,t-1×DMi,t-1+β4Sizei,t+

β5ROEi,t+β6CRi,t+β7Cashi,t+

β8Shareholdi,t+β9Boardsizei,t+

β10Bovi,t+βCQXZ+β12Ind+β13Year+εi,t

其中，i=1…N,為截面?zhèn)€體的下標；t=1…T，為時間的下標；β0～β13為樣本回歸系數(shù)；ε為隨機誤差項。

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計與Pearson相關性分析

如表5所示，浙江省上市公司的技術創(chuàng)新能力評價值的均值為0，最大值為2.39，最小值為-2.01。這說明浙江省企業(yè)的整體創(chuàng)新能力水平不高，而且企業(yè)間的差距較為明顯。同時，可以看出上市公司債務融資中長期債務僅占比9%，且最小值為0，最大值為53%，說明上市公司債務融資中長期債務利用程度較低，且企業(yè)間存在極大的差異性。如圖1所示，浙江省正式制度環(huán)境要素中的法律環(huán)境、金融環(huán)境從2003至2014年發(fā)生了較為顯著的變化，尤其在2009年前后變化較為顯著，總體呈現(xiàn)不斷完善的趨勢。同時，這一結論與樊綱、嚴成樑、沈超(2014)，歐湛穎(2014)等學者的研究相一致，進一步驗證了本文數(shù)據(jù)的可靠性。

表5 相關變量描述性統(tǒng)計

變量樣本數(shù)平均值標準差最小值最大值INN4080.000.39-2.012.39DM4080.090.120.000.53Law4082.320.651.493.45Fin4083.100.372.713.58Size40821.690.9119.4724.63ROE4080.080.13-1.100.69CR4081.580.890.467.75Cash4080.050.08-0.400.42Sharehold4080.030.070.000.45Boardsize4082.270.171.612.77BOV4081.30.290.692.19CQXZ4080.620.4901Ind4080.210.4101Year4080.080.2801

圖1 浙江省金融環(huán)境、法律環(huán)境變遷

各個變量間的相關系數(shù)如表6所示。企業(yè)技術創(chuàng)新能力與債務期限結構在1%水平下呈現(xiàn)正相關。這也驗證了期限匹配理論，即企業(yè)可以通過增加長期借款用于研發(fā)投入，有利于增強企業(yè)的技術創(chuàng)新能力。同時，從正式制度環(huán)境要素中的法律環(huán)境、金融環(huán)境均與企業(yè)技術創(chuàng)新能力、債務期限結構在不同的水平上顯著負相關，且相關系數(shù)均小于0.2，這些變量間的相關性也與本文的研究假設基本一致，初步驗證了本文的研究假設。

從正式制度環(huán)境要素中的法律環(huán)境、金融環(huán)境相互間的相關性來看，兩個變量間存在顯著的正相關性，且相關系數(shù)高達91%，存在較為嚴重共線性問題。因此，為避免變量間嚴重共線性問題，本文通過對兩個調(diào)節(jié)變量分別構建實證模型，進行實證檢驗。

(二)正式制度環(huán)境、債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的實證結果分析

如表7所示，本文分別采用混合效應模型、固定效應模型和隨機效應模型對模型(1)(2)(3)進行了面板數(shù)據(jù)的實證檢驗，也將對應的F檢驗、LM檢驗和Hausman檢驗的情況進行了列示。模型(1)(2)(3)的F檢驗和LM檢驗在1%的水平上是顯著，因此進入了Hausman檢驗。由Hausman檢驗結果可知，模型(1)(2)(3)均在1%水平下不顯著，由此，可以判斷模型(1)(2)(3)均適用于隨機效應模型。

表6 變量Pearson相關系數(shù)矩陣

INNDMLawFinSizeROECRCashShareholdBoardsizeBOVCQXZIndYearINN1DM0.28???1Law-0.14???0.031Fin-0.09???0.070.91???1Size-0.050.18???0.38???0.35???1ROE0.24???0.04-0.010.020.19???1CR-0.03-0.050.13??0.14???-0.13???0.12??1Cash0.28???0.12??-0.06-0.08?0.08?0.46???0.10?1Sharehold0.11??0.010.010.01-0.040.060.20???0.011Boardsize-0.030.01-0.22???-0.21???-0.02-0.01-0.070.06-0.09?1BOV0.040.07-0.1?-0.08?0.060.13???-0.16???0.08-0.16???0.071CQXZ0.24???-0.02000.000.24???0.12??0.14???0.28???-0.21???0.14???1Ind-0.01-0.17???00-0.01-0.15???0.10??-0.22???-0.18???0.05-0.21???-0.051Year0.12???0.00-0.38???-0.30???-0.21???-0.020.11??-0.040.070.12??0.050.000.001

注：*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

1.債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的實證結果分析。從模型(1)的實證結果可知，在不考慮外部制度環(huán)境的因素的影響下，企業(yè)的債務期限結構與其技術創(chuàng)新能力在10%的水平下顯著正相關，這一結論驗證了本文假設1b。究其原因，主要由于研發(fā)創(chuàng)新存在長期性的特點，企業(yè)通過選擇長期債務與其相匹配，有利于緩解企業(yè)短期償債壓力，增強企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，這也進一步驗證了期限匹配理論在我國的適用性。

2.法律環(huán)境、債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的實證結果分析。從模型(2)的實證結果可知，企業(yè)債務期限結構與法律環(huán)境的交互項與企業(yè)技術創(chuàng)新能力在1%的水平上顯著負相關。該實證結果說明隨著法律環(huán)境增強，債務期限結構對企業(yè)技術創(chuàng)新能力的正向關系逐步減弱，這也驗證了本文的假設2b。究其原因，主要由于法律保護的不斷完善，對債權人的保護不斷增強，企業(yè)和銀行也更趨向于按照規(guī)則辦事。而現(xiàn)階段，在關鍵性資源(如資金)為政府所主導的背景下，隨著法律制度的完善及司法獨立性的增強，政治關系等非正式制度因素在獲取銀行長期性貸款中發(fā)揮的作用受到極大制約，從而不利于企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升。

3.金融環(huán)境、債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的實證結果分析。從模型(3)的實證結果可知，企業(yè)債務期限結構與金融環(huán)境的交互項與企業(yè)技術創(chuàng)新能力在5%水平下顯著負相關，說明隨著金融環(huán)境的不斷改善，企業(yè)債務期限結構對企業(yè)技術創(chuàng)新能力正向作用逐步減弱，即金融環(huán)境對債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力間的正向關系起著負向調(diào)節(jié)作用。這也驗證了假設3b。究其原因，主要由于隨著金融環(huán)境的不斷改善，銀行貸款條件也越發(fā)嚴格。為防范自身壞賬風險，銀行等金融機構更傾向于發(fā)放短期貸款[6](蘇坤、李鵬，2012)。由于企業(yè)得不到創(chuàng)新發(fā)展所需的長期資金，其技術創(chuàng)新能力也因此弱化。

表7 面板數(shù)據(jù)模型回歸結果(制度環(huán)境、債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力)

模型(1)模型(2)模型(3)POLSFEREPOLSFEREPOLSFEREINNINNINNINNINNINNINNINNINNDM0.24?0.150.24?1.63???1.5???1.63???3.16???2.94???3.16???(1.78)(1.1)(1.78)(3.74)(3.44)(3.74)(3.16)(2.96)(3.16)Size-0.01-0.01-0.010.000.000.00-0.00-0.00-0.00(-0.31)(-0.32)(-0.31)(0.04)(0.04)(0.04)(-0.01)(-0.03)(-0.01)ROE0.31??0.30??0.31??0.30??0.29??0.30??0.3??0.29??0.3??(2.56)(2.50)(2.56)(2.55)(2.48)(2.55)(2.49)(2.42)(2.49)CR-0.03?-0.03?-0.03?-0.03?-0.04?-0.03?-0.03?-0.03?-0.03?(-1.78)(-1.79)(-1.78)(-1.90)(-1.9)(-1.90)(-1.82)(-1.83)(-1.82)Cash0.38?0.270.38?0.38?0.280.38?0.39?0.290.39?(1.82)(1.29)(1.82)(1.83)(1.32)(1.83)(1.89)(1.37)(1.89)Sharehold0.160.20.160.030.060.030.080.120.08(0.49)(0.54)(0.49)(0.09)(0.16)(0.09)(0.24)(0.32)(0.24)Boardsize0.050.070.050.030.050.030.040.060.04(0.54)(0.73)(0.54)(0.3)(0.52)(0.3)(0.38)(0.59)(0.38)BOV0.04?0.06??0.04?0.030.06??0.030.030.06??0.03(1.74)(2.47)(1.74)(1.58)(2.26)(1.58)(1.64)(2.33)(1.64)Law-0.79??-0.11???-0.79??(-2.32)(-2.69)(-2.32)Law?DM-0.57???-0.55???-0.57???(-3.36)(-3.26)(-3.36)Fin-2.96??0.00-2.96??(2.36)(0.00)(2.36)Fin?DM-0.91???-0.87???-0.91???(-2.95)(-2.83)(-2.95)_cons-0.110.02-0.112.48?-0.092.48?10.3??-0.2110.3??(-0.14)(0.02)(-0.14)(1.81)(-0.11)(1.81)(2.29)(-0.24)(2.29)CQXZ-0.15?0.00-0.15?-0.15?0.00-0.15?-0.15?0.00-0.15?(-1.83)(0.00)(-1.83)(1.84)(0.00)(1.84)(-1.81)(0.00)(-1.81)Ind-0.21?0.00-0.21?-0.22?0.00-0.22?-0.22?0.00-0.22?(-1.82)(0.00)(-1.82)(-1.93)(0.00)(-1.93)(-1.92)(0.00)(-1.92)YearYesYesYesYesYesYesYesYesYesR_sq0.180.180.180.200.210.200.20.200.2F檢測值11.5???11.82???11.69???Hausman檢驗p值0.050.140.10N408408408408408408408408408

注：tstatistics in parentheses，*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01。

五、結論與政策性建議

結合相關理論，本文采用了面板數(shù)據(jù)的隨機效應模型實證檢驗了正式制度環(huán)境(法律環(huán)境、金融環(huán)境)、債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力的關系。其研究結論如下：(1)債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力呈現(xiàn)顯著的正相關關系。由于技術創(chuàng)新具有長期性等特點，企業(yè)為緩解償債壓力，更傾向于選擇提高長期債務比率，這一結論也驗證了期限匹配理論在中國的適用性。(2)法律環(huán)境對債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力間的正向關系起著負向的調(diào)節(jié)作用。隨著法律制度的完善及司法獨立性的增強，銀行與企業(yè)更多地按照規(guī)則辦事，導致政治關系等非正式制度因素在獲取銀行長期性貸款中發(fā)揮的作用受到極大制約，不利于企業(yè)長期債務的獲取，在一定程度上阻礙了企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升。(3)金融環(huán)境對債務期限結構與企業(yè)技術創(chuàng)新能力間的正向關系發(fā)揮著負向調(diào)節(jié)作用。金融機構是一國經(jīng)濟合理運行的助推器，在社會經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著至關重要的作用。金融機構的貸款已經(jīng)成為企業(yè)外部融資的重要渠道，良好的金融環(huán)境為企業(yè)，尤其是中小企業(yè)融資提供了便利。然而，隨著金融環(huán)境的不斷改善，銀行貸款條件也越發(fā)嚴格。為防范自身壞賬風險，銀行等金融機構更傾向于發(fā)放短期貸款[6](蘇坤、李鵬，2012)，從而在一定程度上制約了企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升。

根據(jù)上述結論，本文認為，首先，繼續(xù)著力改善金融環(huán)境，拓寬企業(yè)融資渠道，尤其是長期性債務融資。從我國企業(yè)債務融資結構的現(xiàn)狀可知，長期債務占總債務的比率僅為9%，嚴重制約了企業(yè)創(chuàng)新的長期性投入，不利于企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提升。其次，完善法律制度，充分保障債權人權益，降低債權人壞賬風險。由于法律制度不斷健全，企業(yè)憑借政治關系等方式獲取長期借款受限，應該進一步完善法律制度，保障債權人權益，降低銀行壞賬風險，從而進一步放寬銀行對于企業(yè)長期債務的審批條件。

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