金融發展與自主創新成果轉化關系的實證研究

摘要：本文利用中國1985-2006年的時間序列數據，實證檢驗了金融發展與自主創新成果轉化之間的關系。研究結果表明，自主創新成果對經濟增長的促進作用依賴于金融發展水平。我國金融規模的不斷擴張已滿足了自主創新成果轉化的需求，而金融結構和金融效率并未達到自主創新成果轉化的門檻水平，對創新成果轉化的促進作用有限，尤其是對私人部門的信貸甚至一直處于一種扭曲的狀態。因此，必須采取有力措施改變這種局面，發揮金融在自主創新中的作用，促進自主創新成果的轉化。

關鍵詞：金融發展；自主創新；經濟增長；門檻值

中圖分類號：F832.1文獻標識碼：A文章編號：1674-2265（2008）08-0013-03

自主創新是一個從科研投入到創新的科技成果產出再到有效地轉化為經濟效益的系統過程。如果把這一過程劃分為兩個階段，第一階段是科研投入到科技成果的實現，即自主創新實現能力階段，第二階段是科技成果實現到經濟效益轉化階段，即自主創新經濟效益轉化階段，那么，我國現階段自主創新實現能力較好，而進一步轉化為經濟效益的能力較差。金融作為現代經濟的核心，在自主創新成果轉化過程中應當具有巨大的作用。本文利用中國1985-2006年的時間序列數據，對金融發展與創新成果轉化之間的關系進行實證分析，旨在更準確地把握金融在自主創新成果轉化中的作用，以及為相關決策部門提供促進自主創新成果轉化的金融發展建議。

一、計量模型與數據說明

（一）模型設立

本文首先基于廣義的C-D生產函數建立計量模型（1），檢驗自主創新成果作為一個獨立的變量對經濟增長的影響。

其中，Y為國內生產總值，代表經濟增長水平；R為國內外專利申請授權數，代表自主創新實現能力，用來考察自主創新成果對經濟增長的作用。采用國內外專利申請授權數而沒有采用國內外專利申請數，主要是因為我國專利申請中介組織功能不完善、專利授權機關辦事效率較低等方面的原因導致專利申請到授權需要較長時間，進而以專利申請數來衡量自主創新成果對經濟增長的促進作用客觀上必然存在一定的滯后效應，因此采用國內外專利授權數。其他變量K、L、GOV分別為固定資產投資總額、全社會勞動者人數（即年末從業人員）、政府財政支出，分別代表資本投入、勞動力投入和政府支出等其他影響經濟增長的因素。 、 、 、 分別是資本投入、勞動力投入、自主創新成果投入以及政府支出的產出彈性，而為計量模型的隨機誤差項。

為了探討我國現階段自主創新轉化能力較差的原因以及金融在自主創新成果轉化過程中的作用，我們引入反映金融發展狀況的變量（F）與反映自主創新成果的變量（R）的交互項，其含義是：自主創新成果對于經濟的促進作用，可能需要與金融發展相結合才能夠發揮。并進一步建立了計量模型（2）。

用小寫字母表示對數值，則方程為：

模型（3）表明，自主創新成果對經濟增長的影響不僅取決于 ，同時還受到 和反映金融發展水平的變量 的影響。為了準確探析金融發展與自主創新成果轉化之間的關系，我們從金融規模擴張、金融結構調整和金融效率變化三個方面分別選取了金融機構信貸存量（BANK）、直接融資額（FS）和私人信貸（FE）三個指標。其中，直接融資額（FS）以年末股票市值與債券賬面價值（包括國債、政策性金融債券、其他金融債券和企業債券）之和來測度，私人信貸（FE）以鄉鎮集體企業、私營個體企業和三資企業貸款總和近似代替。進一步，對方程（3）求導可得等式（4）：

與模型（3）相比，等式（4）更清楚地顯示了自主創新成果對經濟增長的促進作用受金融發展的影響程度。具體而言：當 ﹤0、 ﹥0時，金融發展與自主創新成果對經濟增長的促進作用之間存在正相關關系。但是，只有當 ﹥ 時，自主創新成果才能有效促進經濟的增長。也就是說，只有當金融發展水平超過 的門檻水平時，自主創新成果才能對經濟增長產生促進效應。當 ﹥0、﹤0時，金融發展與自主創新成果對經濟增長的促進作用之間存在負相關關系。但當 < 時，自主創新成果仍然能促進經濟增長。當>0，>0時，金融發展與自主創新成果對經濟增長的促進作用之間存在正相關關系，并且自主創新成果能有效促進經濟增長。

通過對系數 、和的分析，可以了解金融發展在自主創新成果促進經濟增長過程中所發揮的作用。

（二）數據說明

鑒于1985年之前數據的代表性、可獲性差，本文收集了1985-2006年共22年的有效數據進行分析。數據主要來源于各期《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》以及《新中國50年統計資料匯編》。

在實證分析前本文對數據做如下處理：為了減輕通貨膨脹帶來的失真，對國內生產總值、固定資產投資總額、政府財政支出和直接融資額通過官方公布的商品零售價格指數（以1978年為基年）加以調整；而金融機構信貸存量和私人信貸余額指標剔除價格影響的處理方法是借鑒King和Levine（1993）的做法，用名義值上年和本年的平均值來表示剔除了價格影響后的實際值。

二、實證檢驗

首先，利用剔除價格影響后的我國1985-2006年的時間序列數據對計量模型（1）和（2）進行回歸，回歸結果見表1。其中，回歸1為計量模型（1）的回歸結果，回歸2、回歸3和回歸4是加入LnR與LnF交互項后計量模型（2）的回歸結果。回歸1結果表明，如果不考慮金融發展的作用，自主創新成果對經濟增長的促進作用并不顯著。回歸2、回歸3和回歸4是分別使用BANK、FS和FE作為金融發展的替代指標對計量模型（2）進行回歸的結果。從回歸結果可以看出，LnR的回歸系數均為負，并且回歸2、回歸3和回歸4中LnR的回歸系數分別在5%、1%和1%的水平上顯著；交互項LnR*LnF的回歸系數均為正，回歸2的交互項的回歸系數在5%的水平上顯著，而回歸3和回歸4的交互項系數在10%的水平上顯著，并且回歸2的交互項的回歸系數大于回歸3和回歸4的交互項的回歸系數。這說明，我國金融發展與自主創新成果對經濟增長的促進作用之間存在正相關關系，即金融發展可以增強自主創新成果對我國經濟增長的促進作用，但是金融發展的這種正強化作用在不同的金融條件下（本文中指金融規模、金融結構和金融效率）具有結構性變化特性——在增強自主創新成果對我國經濟增長的促進作用中，目前我國金融規模的正強化效應明顯大于金融結構和金融效率的正強化效應。

根據等式（4）和表1結果，可以進一步計算出BANK、FS和FE在增強自主創新成果對經濟增長的促進作用中的門檻值分別為11.8644、17.1549和9.2122（見圖1、圖2和圖3）。圖1顯示，我國自1985年以來金融規模呈持續上升趨勢，且在2003年超過了其促進創新成果轉換的門檻值水平。這說明，我國的金融規模滿足了自主創新成果轉換的需求，并進而在增強自主創新成果對我國經濟增長的促進作用中發揮較大的正強化效應。從圖2和圖3則可以看出，我國直接融資水平和金融配置效率均取得了較大發展，但兩者均未達到自主創新成果轉化所需的門檻水平，特別是金融配置效率在近兩年呈下降趨勢。這表明，我國金融結構和金融資源的配置對創新成果轉化的促進作用有限，直接融資比重以及對私人部門的信貸偏低，尤其是對私人部門信貸比重遠遠低于自主創新成果轉化所需。

三、結論及對策建議

本文實證研究表明，自主創新成果對經濟增長的促進作用并不顯著，這種促進作用的實現受到金融發展水平的影響。我國金融規模的不斷擴大滿足了自主創新成果轉化的需求，但金融結構和金融資源的配置對自主創新成果轉化的促進作用極其有限，尤其是對私人部門的信貸甚至一直處于一種扭曲的狀態。為此，本文提出如下對策建議：

一是給予資本市場尤其是風險資本市場充分的重視，繼續推進資本市場創新，建立包括柜臺交易、代辦轉讓系統、創業板、中小企業板、主板等多層次的市場體系，明確各個市場的制度安排和功能定位。二是積極鼓勵各商業銀行機構完善落實支持科技產業發展的信貸配套政策和實施辦法，大力支持促進金融與科技對接的金融創新，提高對科技企業尤其是中小科技企業的信貸支持力度。三是大力發展城市商業銀行、農村信用合作社、農村合作銀行以及中小信托投資公司、中小擔保公司等機構，以充分有效地利用當地的金融剩余，確保地方性中小科技企業可以獲得足夠的金融支持。四是積極動員、引導民間資金參與到科技創新過程中來，既可以拓寬創新成果轉化的資金來源，又可以為民間資金提供作用空間，從而釋放其巨大潛能。此外，政府應加大科研扶持資金的投入，加強金融生態環境建設，建立健全促進金融支持創新成果有效轉化的體制機制。

注：

①本文為武漢市軟科學項目(項目編號：200840533301-03)的部分研究成果。

參考文獻：

[1] 官建成、何穎：《基于DEA方法的區域創新系統的評價》，《科學學研究》2005年第2期。

[2] 馮邦彥、李勝會：《我國自主創新實現能力及轉化能力評價》，《科學學與科學技術管理》2006年第12期。

[3] 朱學新、方健雯、張斌：《我國科技創新和技術轉化經濟效果的實證分析》，《中國科技論壇》2007年7月。

[4] 張薄洋、牛凱龍：《金融發展指標的演進邏輯及對中國的啟示》，《南開經濟研究》2005年第1期。

[5]King Robert G， Ross Levine，“Finance and Growth: Schumpeter Might Be Right”[J]，Quarterly Journal of Economics， 1993(3): 717-737.

（編輯 耿 欣）

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