1、金融所有制歧视丶所有制结构与创新产出来自中国地区工业部门的证据2013年第 5期 No. 5, 2013 (总第 395期)General No. 395 金融所有制歧视、所有制结构与创新产出 -一一来自中国地区工业部门的证据戴静张建华(华中科技大学经济学院，湖北武汉 4374) 摘要:本文以金融所有制歧视为切入点重新审视了国有经济创新产出问题。通过建立金融所有制歧视下的厂商生产模型，发现在竞争均衡下通过金融所有制歧视获取低成本要素的厂商创新产出较低。同时，本文选取 2001-2010年中国地区工业部门面板数据为样本，检验结果显示国有经济比重高的地区创新产出较低;进一步的检验发现，金融所有制歧
2、视抑制了国有经济比重的创新活动，进而拖累了地区创新产出。减少金融所有制歧视，有助于提高国有经济及地区创新产出。关键词:金融所有制歧视;国有企业 ;创新 JEL分类号 :023，031，GI4 文献标识码:A 文章编号:1，2 -72846(2013)05-86 -13 一、引言及相关文献在改变经济增长方式、建立创新型国家的目标下，提高企业自主创新能力已成为当务之急。而大量的事实和理论都发现，企业创新能力的形成和提高，需要包括金融制度在内的一系列重要制度的支持 (林毅夫，2010)0 ;功能完善的银行通过识别在产品和生产工艺创新中成功的企业，向其提供融资服务而促进技术创新。;(Schumpete
3、r, 1942)。然而，中国企业的创新能力和面临的银行信贷配置却呈现显著的差异:一方面，许多研究都发现，国有企业的创新效率和生产效率远远低于民营企业(刘小玄， 2003;平新乔等，2003;吴延兵，2008、2012; J efferson et al. 2006等)。而另一方面，尽管具有较低的生产效率和创新效率，国有企业却拥有特权，能优先获得银行信贷，还享受着较低的利率(姚洋，2004;袁志刚和邵挺，2010 等;Allen 等，2005;Dollar W ei ,2007 )。收稿日期 :2012一 12-27 作者简介:戴静，经济学博士研究生，华中科技大学经济学院.Email:hustw
4、hdaijing1264.张建华，教授，博导，华中科技大学经济学院，Email:jhzhanghust163. *本文感谢 2012年度国家社科基金重大项目;基于创新驱动的产业结构优化升级研究(编号 12ZD045)的资助。86 2013年第 5期金融所有制歧视、所有制结构与创新产出 87 为什么国有企业创新效率较低却得到更多的银行信贷?原因在于，四大国有银行在银行业中占据着垄断地位，而国有银行具有严重的信贷歧视，它们倾向于向国有企业提供信贷，同时压抑对私人部门的信贷。这就是通常所说的金融所有制歧视，即金融资源没有按照效率原则分配，而是首先分配给了具有政治背景的国有企业。因此，国有企业凭借政治
5、身份比民营企业更易于获得金融机构贷款，其资金成本不仅低于民营企业，甚至低于市场利率(Song 等，28;邵挺，29)。为什么国有银行选择金融所有制歧视?许多研究(卢文鹏，2002;姚洋，24;刘瑞明2011等;Cull Xu, 2003 )都发现，政府可以通过金融所有制歧视，使得银行信贷首先流向国有企业，而鉴于均衡市场利率和官定利率存在着巨大利差，这种信贷实际上成为一种对国有企业的隐形补贴，国有企业从优惠的银行贷款中得到了大量的利率租金。Duet al. ( 2009 )发现银行的国内贷款主要流入了国有企业，只有不到 20%的贷款被非国有企业获得。中国的私营企业在信贷上面临着所有制歧视，民营企
6、业融资难、尤其是民营中小企业融资难的问题就成了我国长期存在而又不能得到有效解决的难题(程海波等，2005;GeQiu ，27)。政府为什么选择金融所有制歧视政策?对于金融所有制歧视产生的原因，可以从政治原因、企业特征和监管制度角度进行分析(卢峰和姚洋，2004)。政治原因是指国有企业不偿还银行贷款被认为是可以接受的，但是银行如果贷款给私人企业往往被怀疑收受了贿赂;企业特征是指非国有部门的大多数企业是中小型企业，它们先天就比国有企业面临更多的风险;而监管制度是金融监管部门出台的商业银行贷款政策和纪律加重了信贷歧视，从而加重了银行的;惜贷;现象。这些歧视集中表现为信贷部门进行信贷时总是遵循国家或国
7、有项目优先分配信贷的原则，而民营企业长期面临融资难问题。还有学者从金融结构的角度进行了分析，认为发展中国家的银行结构过度集中且大银行占主导地位，而大银行则主要贷款给大企业(Lin , SunJiang, 20 11 ) ;同时政府与银行业形成的政治联盟构建了银行业进入壁垒，导致银行业以大型银行为主导，并将贷款主要发放给与政治联盟最为紧密的大型资本密集企业(CalomirisHaber,2011 )。金融所有制歧视的产生也与政府发展战略密切相关，金融所有制歧视形成的历史原因是政府的重工业优先发展战略(林毅夫等，2012)。政府为支持重工业的发展，通过金融所有制歧视降低其生产成本，使银行信贷流向承
8、担重工业发展战略的国有企业。改革开放以后，中国政府逐步放弃了重工业优先发展的赶超战略，但因赶超战略形成的一整套制度体系并未因此而完全改变。与其他领域的改革相比较，金融改革的步伐是迟缓的，国有银行处于绝对主导地位且其信贷配给效率一直未得到很大的改善，金融所有制歧视依然显著的存在于当前中国金融体系中。而这种具有浓厚赶超印迹的、低效的金融系统很可能会影响中国国有企业的创新活动。经济学家早已发现，高效的金融市场在企业创新活动中扮演着重要的角色。内生经济增长理论认为金融发展能够促进技术进步从而推动长期经济增长(AghionHowitt, 1998)。基于跨国数据的实证研究也提供了关于金融发展促进技术进步
9、的有力证据，如Beck等(1999)、Nourzad(22)、Arestis 等(2006)。金融市场通过促进资本积累(Levine, 88 总第 395期 4、rtlf 也 1997) ，增加资源流动性、减少金融技资的交易成本、提高金融资源的配置效率和回报率(KingLevine , 1993; Beck et al. .2000) ，提高企业的生产效率;通过颤别创新信息，配置创新资金，分散风险和共享收益等方式促进企业的创新活动。如果金融市场的效率低下，企业的技术模仿、技术创新等活动都会受到严重影响。特别是，当企业从技术模仿阶段升级至技术创新阶段，它所采用的技术将越来越复杂，创新投入所需的资
10、本、产品生产和市场规模越来越大。为保证企业技术升级过程平滑顺利，一国金融、法律等基础设施也需适时调整，使企业获得创新启动资金，分散创新风险，并在产业升级中提升到合适的生产规模，以利用规模经济效应成为成本最低的生产者(Harrison Rodriguez -Clare, 2009 ; Lin , 2009)。因此，本文从金融资源配置视角研究企业创新活动，分析金融所有制歧视对企业创新活动到底存在何种影响以及影响程度。与本文相近的文献大致分为三类，第一类文献研究了全要素生产率与金融发展之间的关系，具有代表性的有 Az刻 l放 ZDu阳 e川 nl阳 Wald(2002 幻)、张军和金煌(2005 盯
11、)、，扣 Jea阳 nn阳 1用不同的指标测度金融发展指标，大部分结果都显示非国有部门的贷款比重与 TFP存在显著的正向关系，都发现政府干预金融体系所导致的金融扭曲严重地阻碍了 TFP 的提升，正规金融部门增加对私人部分的信贷分配有利于 TFP的提升。第二类文献通过不同的估计方法测度了金融发展与创新效率等变量的关系，如刘凤朝和沈能(2007)，孙伍琴和朱顺林(2008).陈刚和李树(2009)等。第三类文献分析了金融发展与企业 RD投入的关系，如解维敏和唐清泉等(2009)、解维敏和方红星(2011)等。这些文献的研究结果大都发现政府对金融体系的干预会弱化甚至扭曲生产率或创新活动。与上述文献不
12、同之处在于，本文将集中分析金融歧视对企业创新套利条件以及创新产出的影响，因为创新是全要素生产率的重要源泉;同时更侧重于分析金融所有制歧视对国有企业创新活动的影响。因此，我们的研究可能在以下两个方面丰富了已有文献:(1)在中国当前特殊转型背景下，我们从理论和经验事实验证了金融所有制歧视严重影响了中国企业创新活动。这有助于我们全面理解政府行为、金融发展、创新与经济增长之间的关系;(2)我们通过实证发现，国有经济比重本身并不会必然抑制企业创新产出，金融所有制歧视;诱致;了国有企业较低的创新产出。这与以往将效率损失归于国家所有制自身特征的研究不同，并为国有经济创新激励理论提供了一些新的证据。这些发现都
13、有助于我们深入了解中国企业的创新行为。二、金融所有制歧视下的厂商创新模型我们在 Aghion等(2009)的基础上，建立一个简明的存在金融所有制歧视的两厂商创新模型，分析金融所有制歧视对厂商创新套利条件和产出的影响。模型的基本假定是:每个厂商都具备创新能力，创新给厂商带来的效用是生产成本的下降。模型的中心思想是，广商基于利润最大化，根据创新套利条件确定研发投入和生产新产品，任何改变创新套利2013年第 5期金融所有制歧视、所有制结构与创新产出 89 条件的因素都将改变厂商的创新产出。(一)厂商偏好和产品假设行业中有 2个广商 E、F，同属于 J行业，都生产商品 X。由于两厂商生产的商品 X是同
14、质的，因此在竞争均衡下价格都是凡。消费者购买商品 X的预算是 B，为简单起见，我们假设消费者购买的 X商品中一半来自 E厂商，一半来自 F厂商。由于本文重点考察资本价格对厂商创新动力的影响，因此不考虑劳动力投入，此时厂商的要素投入只有资本 K。金融所有制歧视下的资本价格发生了扭曲，厂商的资本成本因政治身份而不同，社会平均资本价格为 r，企业因政治身份的不同而资本价格不同，用人 r表示。(二)创新套利条件下的研发投入假设厂商都具有创新能力，为了进行创新活动，厂商需要进行 RD研发活动。RD 活动具有较高的不确定性，高昂的 RD技入不一定必然带来创新。但从以往文献及发达国家经验看，研发投入较高的厂
15、商，其创新的概率应该高于研发技人较低的厂商。同时，Aghion(29)认为，研发投人的产出在某种程度上就是创新概率的提高。因此，我们假设厂商的研发投入和创新概率存在正向关系，研发投入用用 Ri表示。用 qi反映厂商创新成功的概率，创新概率函数表示为:qi =(RJ =i( R)(1) i为保证创新概率 qi在0，1之间，我们对 Rj进行以下调整:将 R被视作为厂商研发 j投入占行业总研发投人的份额，或者厂商研发投人与销售收入的比值等。这意味着，不管是行业横向对比还是与自身纵向对比，较高的研发投入会带来较高的创新概率，这符合模型的假设，同时也使得 O运 R运 1;另外， 是研发部门效率，当厂商位
16、于效率前沿时，效率为 1;当厂商效率最低时，效率为 0，因此 0:三 运 1; 是研发投入的产出弹性，01。创新后，厂商的生产成本由 C下降为 CI(1+J。由于我们假设厂商仅使用资本，因此生产成本与资本价格也成正比，用缸，表示。其中 反映厂商的管理效率，管理效率与厂商治理结构等因素有关，较低的管理效率会导致较高的生产成本。另外，厂商一旦进行创新活动，无论成功与否都会发生一笔固定成本。研发固定成本和研发投入及创新概率有关，类似 Aghion，我们假设创新的固定成本为 q/2o创新前和创新后，厂商的利润分别是节。和节 1: B B ， (2) 70=15 -27sAzr r B B ii(3 )
17、 7T, =一一-y 一一一一一 1 -2 2Px; 1 +z 厂商进行研发活动的事前预计利润可表示为:7Ti = (旦-主5r)(1-qJ+r 旦-主二 LLlrEl，i=E 或者 F(4) 22PX B U l22px(1+JP 2 根据利润最大化原则，我们可得到最优创新概率 q和研发投入 R，其中研发投人 R为:90 总第 395期 4、彰街也(5) Ri =阵主 x(1一 LJd L-irx 1 + (三)创新产出厂商创新成功以后，产品成本下降，我们将具有较低成本的产品称为新产品，也就是创新产出。我们用传统模式柯布道格拉斯形式构造创新产出函数，由于本模型暂不考虑人力资本，因此创新产出函
18、数简化为:飞=jRt(6) 为保持一致性，Y 和 jR一样，都是经调整后的创新产出和研发投入。为简便起见，j我们将新产品生产部门的效率也设为叭，中是研发投入的产出弹性。可以发现(1)和(6)具有相似的形式，但含义并不相同。前者是厂商根据套利条件确定研发技人，后者是厂商的研发投入影响创新产出。两者结合起来解释了这样一个事实:尽管研发投入和创新产出之间存在正向关系，但厂商并不会元限制的增加研发投入，而是基于利润最大化下的创新套利条件，选择最优的创新投入。这和现实情况也是吻合的。由最优的研发投入可以推导出最优的创新产出 Y:且rBr (7) Y= 1寸去土-x(1-，二一)1 j rx + 进一步的
19、，可以得到厂商创新产出的对比状况，即 r 1 l E Y=生=1 丛全*二土旦旦(8)YF qFF gF J L 1 +F 从(7)、(8)中不难看出，在竞争均衡下，厂商的创新产出由资金成本、效率及创新收益等因素决定。任何的扭曲都会改变厂商的创新产出，并偏离均衡状态。如果政府实行的某些倾向性政策带来厂商间资本价格的扭曲变化，厂商间的创新产出对比就会发生改变并偏离均衡状态。其中，厂商的创新产出 Yj与反映要素价格的 1 成正向关系，当其他因素不变时，拥有较低资金成本的厂商的创新产出将低于资金成本较高的厂商。国有部门 F得到政府的隐形补贴一廉价的银行信贷，获得了较低的资金成本，F 较低;而非国有部
20、门 E较大程度上依靠自我储蓄和借助漏损效应，资金成本较高，?较高。容易理解，E如果厂商 F能获得较低成本的资金，实际上就获得了类似创新的收益一一产品的生产成本已经得到了降低，那么这种依靠倾向性的政策所获得的收益可能会在一定程度上替代和挤出创新活动。已是代表厂商管理效率的参数，已越大，效率越低，经营成本越高。模型的推导结果说明，如果厂商管理效率低，创新带来的成本下降将不明显，那么厂商的创新产出也会较低。大多数研究结果都表明，由于受到预算软约束、委托代理、公司治理模式及社会责任等因素的影响，国有部门的生产经营成本较高，生产效率低于非国有部门 O因此，已可以部分的反映国家所有制下国有企业的效率特征。
21、但吴延兵(2011)认为，由于生产活动和创新2013年第 5期金融所有制歧视所有制结构与创新产出 91 活动具有完全不同的特点，因此不能简单推断国有部门的创新效率较低。我们将在实证部分检验这个因素的影响 O 反映着创新后产品成本的下降程度，也就是创新的收益。不难理解，如果厂商创新后产品成本下降越多，创新带来的收益越大，厂商就更愿意进行更多的创新活动。我们可以将 理解为广泛意义上的相对收益:如果厂商使用同样的资金，能够从资本市场或者房地产市场上获得更大的收益，那么创新的相对收益就会较低;如果厂商能够通过购买先进技术和设备等方式降低生产成本，那么创新的相对收益也会较低。可以想象，在这样的情况下，创
22、新所带来的相对收益下降，厂商的创新产出较低。因此，我们的模型是从厂商利润最大化出发，通过创新套利条件，推导出在均衡条件下厂商的最优创新产出。模型的核心思想是，包括金融所有制歧视在内的倾向性的产业政策，改变了厂商创新套利条件，带来了厂商创新活动的差异，改变了厂商的均衡创新产出;金融所有制歧视越严重，厂商的创新产出将会越低。不均衡的资本配置不仅带来国有部门资本回报率下降，劳动力吸纳减少，收入分配差距扩大等问题(Brant ,2011 ) ，我们认为这种资本配置的不均衡同样影响着固有部门的创新活动。从发展战略的角度看，正如 Acemogll1 (2006)指出的，一国的经济发展战略遵循着从;投资驱动
23、;到;创新驱动;的转变。在投资驱动阶段，企业通过扩大投资和引进发达国家设备和技术提高技术水平。而当技术水平逐渐接近技术前沿时，国家的发展战略则需要适时从;投资驱动;转换为;创新驱动;。但这个转换过程不会自动完成。特别是，某些产生于技资驱动阶段的偏向性的政策在长期却具有高昂的政策成本一一这些政策会使得企业形成某种投资依赖而陷于投资驱动模式中，延迟了创新驱动战略的启动时间。因此，源于早期追赶政策、旨在促进国有部门资本积累的金融所有制政策，可能在某种程度上延迟了国有经济的创新活动。因此，基于以上模型和分析，我们将用中国工业部门的数据，重点检验金融所有制歧视及国有经济比重对地区工业企业创新活动的影响。
24、检验的基本假设是:固有经济比重越高的地区，创新产出可能会越低;金融所有制歧视政策可能拖累国有经济的创新产出。三、金融所有制歧视政策对国有经济创新产出影响的实证检验(一)数据说明与变量定义为了检验金融所有制歧视与国有经济创新产出之间的关系，综合数据的可得性、指标选取的代表性和统计口径的统一性，本文选取 2001-2010年中国各省市大中型工业企业面板数据作为样本。沿着前文的思路，本文重点检验金融所有制歧视变量对各地区工业企业创新活动的影响。由于企业创新活动还受到其他经济因素的影响，因此本文将这些影响因素作为控制变量引人。创新产出通常表现为专利产出或者新产品。但专利具有异质性，不能简单的累加或者比
25、较，因此本文选取新产品产值与总产值的比值来反映创新产出。在核心解释变量部分，参照张军等(2004)的方法，我们计算了各地区银行信贷余额中分配给国有企业的比92 总第 395期 4、Jr1lf 也例，作为金融所有制歧视指标 soeloan。另外一个核心变量是国有经济比重，我们参照刘瑞明(2011)，用各地区国有企业固定资产与全部固定资产之比来反映当地的国有经济比重，记做 soel;同时为了稳健性也用国有企业职工人数与全部就业人数之比来反映国有经济比重，记做soe2。在控制变量中，考虑到企业规模(size)对创新的影响，我们用工业总产值表示规模;考虑到地区对外贸易水平对创新的积极作用可能来自于对外
26、贸易的;学习效应;和 FDI的溢出效应，本文选取各地区的出口销售额与总销售额的比值(trade)、港澳台及外商企业产值与总产值的比值(剑 i)来反映。我们也考虑了市场竞争因素，仿照 Aghion等(2012)的方法，构建勒纳指数(lcmer)反映各地区工业企业的竞争程度。勒纳指数的计算思路是，在完全竞争状况下，企业的营业利润应该正好弥补其资本成本。因此，勒纳指数的计算方法是用企业的营业利润减去利息支出之差除以销售收入，如果勒纳指数值大，便表示竞争程度较低，如果值较小，则反映竞争程度较高。另外，技术引进是我国工业部门利用后发优势提高技术水平的重要途径，企业在消化吸收这些技术的过程中可能产生二次创
27、新，因此我们也加入了技术引进变量 techimpo时，用技术引进费用与产品销售收入的比值衡量。考虑到创新投入(rdintensity)对创新产出的影响，我们也加入了 Rd经费与工业总产值比值。同时我们也用就业职工中RD人员占比来衡量创新人力资本状况(human)。(二)回归结果分析根据前文推论，设定回归方程如下，方程(10)检验金融所有制歧视和国有经济比重指标对创新产出的影响 Oi讪 nn叭 z0 方程式左边是被解释变量创新产出 mn川0，右边为解释变量，包括核 d心 L、解释变量圄有经济比重 soe、金融所有制歧视指标 so 由 eloan等，X 是系列控制变量，1 表示选取固定效应模型时各
28、地区有个不随时间变化的效应， 是残差，1、t 分别代表行业和时间。本文运用省级面板数据固定效应(FE)分析法来进行研究，重点考察解释变量国有经济比重 Soe及交互项对被解释变量 mno的影响，观测结果是否和预测一致。模型 1-3检验了金融所有制歧视指标 loan、国有经济比重 soel与创新产出lnno之间的关系。为了验证模型的稳健性，我们在模型 4-6中用国有企业就业人员比重 soe2来衡量国有经济比重，可以发现两者的检验结果基本一致，因此我们先报告模型 1-3的结果。模型 1首先考虑国有经济比重 soel对创新产出mno的影响，结果显示 soel与 mno呈显著的负向关系，这说明国有经济比
29、重较高的地区创新产出较低，国有经济比重拖累了当地的创新活动，这和我们的假设，也和大多数文献的结论是一致的。2013年第 5期金融所有制歧视、所有制结构与创新产出 93 表 1模型检验结果解释变量模型 1模型 2模型 3模型 4模型 5模型 6-0.046忡0.095事 0.068 Soe1 ( -2.097) (2. 138) (1. 270) -0.736 掌-1. 835串串事 Soe1 * soeloan ( -4.954) ( -3.857) 1. 153 Soe1 * soeloan( -1 ) (2.387) -0.090;事 0.129 o. 197;巾 Soe2 ( -3.54
30、6) (2.424) (2.634) -0.691 串串串甲 1.418时Soe2 * soeloan ( -4.721) ( -3.506) 0.543 Soe2 * soeloan ( -1 ) (1. 462) 0.006事 0.003 0.002 -0.001 0.006 0.009 Log( size) (0.576) (0.337) ( -0.299) (1. 433) (1. 497) (1. 903) 0.095 0.089啡时 0.091 . 0.080忡*0.826 .摩*0.083 . rdintensity (3.126) (4.658) (4. 175) (1. 50
31、7) (4.424) (3.757) -0.003 . -0.004 . 一 0.004-0.004忡*一 0.004忡事-0.005 . techimport ( -4.389) ( -2.649) ( -2.521) ( -2.858) ( -2.956) ( -3.267) 0.231 0.135 -0.236 0.031 -0.058 -0.357 human (0.461) (0.416) ( -0.559) (0.101) ( -0.172) ( -0.842) -0.013 -0.012 -0.012 -0.013 一 0.004-0.005 trade ( -2.484) (
32、-1. 554) ( -1. 896) ( -0.721) ( -0.675) (-1.815) 一 0.148-0.118川 一 0.126-O. 191时一 0.115忡-O. 117; fdi ( -2.512) ( -2.350) ( -2. 196) ( -3.543) ( -2.217) ( -2.019) 0.075 0.039 0.091 0.093忡 0.081 0.024 lemer (1. 634) (0.961) (4.175) (1. 586) (0.687) (2.613 ) -0.003 0.022 0.040 O. 142 -0.04 -0.107 C ( -0
33、.487) (0.254 ) (0.357) (1. 507) ( -0.406) ( -0.802) F 101. 58 113.83 102. 27 114.39 118.35 112.5 注:申表示在 109毛水平显著，忡表示在 5%水平上显著，川表示在 1%水平上显著。为了验证金融所有制歧视 soeloan的影响，我们在模型 2中加人了 soel与 soeloan的交互项，以期将金融所有制歧视因素的作用分离出来。在加入交互项后，soel 系数发生了总第 395期 94 4、;何也显著变化，系数显著为正，而交互项系数则显著为负。这个让人惊奇的变化表明，金融所有制歧视对国有经济比重的创新产
34、出具有非常重要的影响，它改变了国有经济比重与地区创新产出的负向关系。这说明，不能简单地认为国有经济比重本身降低了地区创新产出。从交互项的估计结果看，实质上是金融所有制歧视与国有经济比重的共同作用拖累了地区创新产出，在某种程度上是金融所有制歧视;诱致;了国有经济的创新低效。在国有经济比重一定的情况下，如果金融所有制歧视越严重，该地区的创新产出将越低。这也映证了前文的推断:为鼓励投资而存在的金融所有制歧视政策，确实带来了国有部门和非国有部门创新活动的差异。同时，这个结果也给我们重新审视国有经济创新问题提供了一个新的视角:相异于以往将固有经济低效原因归于国家所有制引发的委托代理等问题的观点，我们的实
35、证结果发现国有经济的创新低效可能并非完全源于国家所有制。政府对国有经济的一系列改革以及对国有经济创新活动的监督与激励机制，可能并非是低效的。国有经济的创新低效更来自于包括金融所有制歧视等外部制度与自身特征的内外交织。为了进一步了解金融所有制歧视对创新产出是否具有动态影响，我们在模型 3中加入了金融所有制歧视的滞后一期项 soeloan( -1 )与国有经济比重的交互项。结果显示，交互项滞后项的系数显著为正，而当期系数仍显著为负。这表明，金融所有制歧视在当期诱致了国有经济较低的创新产出，但这种诱致效应在未来得到了某种修正。这种修正效应产生的原因，一方面可能是由于新产品的研发与生产销售之间存在时间
36、差，企业创新成果的体现具有一定的时滞性;另一方面也可能是，由于国有经济倾向于密集使用资本，形成了较高的资本劳动比，而较高的资本劳动比在远期有助于企业的创新活动(Peretto, 1999)。比如企业可以把引进的设备和技术作为新的平台，在较高的层面上开始自主创新，可以缩短创新的生命周期和成本。通过观察回归结果可以发现，这种由时滞性带来的修正效应并不具有明显作用，交互项滞后项的系数均低于当期项的系数。因此，从总体上看金融所有制歧视所产生的诱致效应大于修正效应，金融所有制歧视在整体上仍然拖累了创新产出 O其他的变量中，技术引进指标 techimport均显著为负，反映出技术引进虽然提高了企业的技术水
37、平，但并没有提高企业的创新产出，一方面，这反映出我国企业;重引进，轻吸收;以及;消化不良;的问题;另一方面，这说明现阶段技术引进对创新产出形成了一定的;挤出效应;。这种;挤出效应;具有一定的合理性，原因在于企业通过引进先进技术，可以充分利用技术后发优势，节省高额的试错戚本，有助于企业在短期内提高技术水平。对于资本充裕的国有部门，相对自主创新，通过购买设备和技术可能是一种更便宜的方式。创新投入变量 rdintensity显著为正，这和创新理论及大多数研究结果是一致的，即创新投人的增加有利于提高企业的创新产出。企业规模变化指标 Size与创新产出 mno呈显著正相关，这与熊彼特假说是一致的，规模较
38、大的企业可以借助规模经济和范围经济分摊创新成本，降低创新风险并促进创新产出。市场竞争指标 lemer显著为正，这个结果反映出，中国企业创新较低可能与行业2013年第 5期金融所有制歧视、所有制结构与创新产出 95 (产业)间的企业存在过度竞争的现象密切相关，过度竞争导致企业不能达到最优规模经济效应，无法积累足够利润有效分担创新研发所需的巨大前期投入。在工业化过程中，市场结构与创新的动态关系，企业的数目和规模对创新活动具有;专业化效应;和;分裂效应;。在工业化的早期阶段，如果缺乏较大的新产品市场，企业难以利用规模效应，也将难以负担创新的高昂费用而开展系统性创新;另一方面，随着参与创新活动企业的数
39、量增加，过度的竞争又将会产生;碎片效应企业也无法积累创新的投入(Peretto, 1999 )。外商直接投资变量创 i显著为负，这说明外商直接投资并未带来创新产出的提高。一般认为，外商直接投资能够对东道国工业产业的技术创新和技术进步发生无意识技术溢出效应(BlomstromKokko,2001) ，但这种溢出效应并不是自动发生的。东道国的人力资本水平、金融发展、生产性资产的可用性及基础设施等都会影响溢出效应的大小。因此，政府不能只是一味引进 FDI，更应该提高 FDI对创新的带动作用。在环境约束日益严重的现实环境下，政府应对 FDI进入领域加强引导，提高进入的技术标准，引进有利于本国企业自主创
40、新的项目，并给予政策倾斜，对于那些技术含量小的项目予以一定的限制。对外贸易指标 trade系数为负但不显著，这可能是由于我国的贸易活动多集中于劳动密集型产品，在国际分工中位于产业价值链低端，这种低端锁定挤压了企业的创新空间，不利于企业创新能力的提升。反映人力资本的 rd系数为负但也不稳定，则说明各地区的人力资本没有促进创新产出 O这和李尚莺等(2011)的观点相似，认为企业的过度投资和干中学效应对人力资本产生了侵蚀效应，进而削弱了对创新活动的积极影响。(三)稳健性分析本文进行了三方面的尝试对结论的稳健性进行了检验:一是按照通常的方法选择合适的工具变量进行处理。由于数据的限制，我们采用Soelo
41、an的捕后一阶 soeloan( -1 ) 做工具变量，利用工具变量法对 mno做了相应的回归进行稳健性检验，回归结果中核心指标的系数和显著性没有发生显著性改变。第二个尝试是采用 GMM估计对模型进行重新估计，GMM 方法可以同时利用水平方程和差分方程的信息，能够较好的解决内生性的问题。同样，采用以上处理方法的回归结果，各变量系数符号和显著性并未发生本质性改变，回归结果具有稳健性。第三是，用国有职工比重 Soe2代替国有经济比重 Soe作稳健性检验，结果也和原估计结果一致。由于篇幅所限，此处未报告以上结果，如有需要，可向作者索取。四、结论与政策建议本文基于金融资源配置角度，以金融所有制歧视为切
42、人点分析了中国企业的创新问题。我们首先建立了一个存在金融所有制歧视的两厂商生产模型，讨论在竞争均衡下金融所有制歧视对厂商创新产出的影响程度。研究结果表明，在其他因素不变时，金融所有制下的资本配置扭曲将使厂商的创新产出偏离均衡状态。进一步的，本文选取了2001-2010年中国各省市的面板数据为样本，检验了各地区创新产出与国有经济比重、金融所96 舍、Jrf 记总第 395期有制歧视程度等变量之间的关系。实证研究的结果显示，国有经济比重高的地区创新产出较低;而在控制其他影响因素后，本文发现拖累地区创新产出的真正原因并非国有经济比重本身，金融所有制歧视诱致了国有经济比重较低的创新产出。结合现实看，我
43、国的经济已经历了较长时间的快速增长，但这种增长一直都是依赖大量廉价要素的投入拉动的，从长期来看这种低成本要素驱动的增长模式显然是难以为继的。中国经济已经走到了依靠企业自主创新能力提高以促进经济结构调整和经济发展质量水平提升的重要关口。而国有经济多分布于关系国家安全和国民经济命脉的重要行业，部分大中型国有企业已成为这些行业的排头兵，巳具备推动和引导行业通过创新促进技术进步的能力。因此，对于中国国有企业创新战略及政策制定，必须重点关注以下问题:首先，加快和推进金融体系的改革和进程，逐步放宽银行业准人标准，减少歧视性的银行信贷政策，创造良好的竞争环境，实现利率的逐步市场化。减少国有企业凭借政治身份获
44、得的要素收益，倒逼国有企业摆脱创新惰性而依靠创新获得长期发展机会，丰富国内创新市场容量，促进中国企业的系统性和规模性创新。其次，政府应继续加强对国有企业创新活动的监督和约束，进一步完善国有企业技术创新的经营业绩考核制度，加大技术创新体系建设、研发技入、重大项目推进、科技成果转化效果等指标在企业集团负责人任期考核评价中的权重。再次，加强引导和规范国有企业的投资范围，限制其进入房地产或资源市场进行等投机活动，鼓励国有企业积极参与战略性新兴产业的投资，发挥国资的引导与杠杆作用，引导社会资本参与自主创新，促进全社会形成良好的创新文化和氛围。参考文献IJ 白俊红、李婿，2011: 政府RD资助与企业自主
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