金融系統促進技術創新的作用機理與動態效應

摘要:技術創新是我們國家調整產業結構、轉變增長方式的中心環節，從金融功能觀的視角揭示金融系統促進技術創新的作用機理，并采用1985-2008年的時序數據，構建多項分布滯后模型和狀態空間模型，就金融機構貸款對我國技術創新的影響進行實證研究，結果表明金融機構貸款對我國技術創新有著顯著的促進作用。

關鍵詞:金融系統;技術創新;多項式分布滯后模型;狀態空間模型

中圖分類號:F830.1 文獻標識碼:A

Mechanism and Dynamics Effect of Financial System Promoting Technological Innovation in China

XU Jian-jun

(Institute of Science and Technology， Ningbo University， Ningbo 315211， China)

Abstract: Technological innovation is the central link of economic growth mode change and industrial structure adjustment in China. Firstly， this paper reveals the effect mechanism of financial development promoting technological innovation from the perspective of finance functions; Secondly， this paper uses a polynomial distributed lag model and the state-space model to analyze the dynamic effect of financial development promoting technological innovation with time-series data from 1985 to 2008. The results obtained by the two methods show that financial intermediation loans promote technological innovation in China.

Key words:financial system; technological innovation; polynomial distributed lag model; state-space model

一、問題的提出

《中共中央、國務院關于加強技術創新，發展高科技，實現產業化的決定》明確指出“技術創新是指企業應用創新的知識和新技術、新工藝，采用新的生產方式和經營管理模式，提高產品質量，開發生產新的產品，提供新的服務，占據市場并實現市場價值”①。技術創新按創新方式可分為自主創新、模仿創新、合作創新。2006年，我國明確提出了建設創新型國家的戰略目標，把增強自主創新能力作為調整產業結構、轉變增長方式、提高國家競爭力的中心環節。然而技術創新只有在適宜的經濟制度環境下才能實現。金融作為“現代經濟的核心”②作用越來越明顯。隨著經濟社會的發展，金融制度已經成為促進技術創新發展的重要制度安排，它對技術創新過程的滲透力、影響力與推動力也表現得越來越強[1]，金融系統的發展已經構成技術創新的基礎條件，而技術創新對于金融系統的依賴也越來越強，技術金融一體化發展趨勢日益明顯[2]。根據《中國科技統計年鑒》公布的有關數據，我國科技活動經費籌集額的主要來源為政府財政撥款、企業自籌資金，而另外一個重要的組成則是金融機構貸款。圖1顯示了1985-2008年間我國三大科技籌資渠道所獲取的資金額度③。從中可知，來自于金融機構貸款資金已由1985年的10.5億元增長到2008年405.2億元。盡管我國金融機構貸款用于科技活動的金額相對于政府財政撥款、企業自籌資金要少，但其絕對量也在逐年增加，所以其作用決不能忽視。為此，本文擬圍繞金融系統促進技術創新的機理及效應展開論述，這對于開放條件下中國實施技術創新、科技強國戰略部署和政策調整無疑具有重要的理論和實踐意義。

二、金融系統促進技術創新的機理

Levine(1997)[3]認為金融系統主要有配置資源、便于風險分散、促進公司治理、動員儲蓄和便于商品與勞務交換等方面的功能，這些功能主要是通過資本積累和技術創新兩條渠道來影響經濟增長。其中，在資本積累方面，主要基于傳統經濟增長模型來解釋金融對經濟增長的作用，強調金融體系的作用在于通過改變資本形成的比率來影響實體經濟增長;而技術創新渠道則強調金融體系的作用是改變技術創新效率，即通過審查、提供資金給那些最有可能成功開發新產品并投入生產的企業以此促進技術創新，進而推動經濟增長[4]。一般來說，在經濟發展的初期，資本積累的作用較為重要，但當經濟發展到一定階段，通過技術創新的渠道促進經濟增長顯得更為重要。那么金融體系又是如何來促進技術創新的呢?研究表明，無論是以證券市場為代表的金融體系還是以銀行中介為代表的金融體系，金融體系主要是通過五個途徑來促進與推動技術創新的:

(一)金融系統:動員儲蓄與技術創新

動員儲蓄指的是將資本從分散的儲蓄者手中籌集的過程。AcemogluZilibotti (1997)[5]指出那些大型不可分的投資項目，正是因為金融合約安排能從分散的個人投資者那兒募集資金，通過多元化的投資組合，將資本投放到具有更高回報率的項目中。技術創新是龐大而復雜的系統工程，包含捕捉創新機會、制定創新方案、知識、技術或工藝的發現與發明、市場定位與開拓等眾多過程，需要調動管理人員、技術人員、市場營銷人員以及一線生產人員等各方面的資源，因而需要大量的資金支持[6]，金融系統正好可以發揮其動員儲蓄功能，通過金融中介提供貸款、通過金融市場進行募股籌資、發行債券籌集不同部門和單位的技術創新資金。

(二) 金融系統:信息揭示與技術創新

由于評估企業、經理人以及市場狀況存在較大的成本，單個儲蓄者是沒有足夠的時間、精力和方法來收集并處理投資所需的信息。信息獲取成本激勵了金融中介的出現[7]，金融中介的一個重要作用在于減少信息獲取成本，便利了各類投資機會信息的收集，這使得事前對投資進行預期成為可能。Greenwood Jovanovic(1990)[8]的理論模型早已表明金融中介能揭示有效的信息，促進資源合理分配。Grossman Stiglitz(1980)[9]指出股票市場也能揭示信息。在金融市場上，高科技企業通過股票上市，可以募集到大量資金用于創新項目。但是，如果技術創新項目沒有達到預期的利潤，這些企業的股票價格就會下跌，企業就會難以進行再融資，因而直接融資方式對新技術的適用性有一種事后篩選和淘汰的機制，只有那些迅速得到市場承認的技術才能生存下來，這也是保證創新能夠沿著正確方向前進的重要機制[6]。

(三)金融系統:公司治理與技術創新

公司治理問題強調的是股(債)權持有者如何影響經理人行為以追求資本提供方權益的最大化，若在公司治理中沒有有效的金融合約安排，將會妨礙資本流向最有投資價值的創新項目上。EasterbrookFischel(1991)[10]指出，金融市場具備公司治理的有效途徑。Diamond (1984)[7]指出，金融中介作為資金的監管方能最小化總監管成本、解決搭便車的問題。一旦金融中介和創新型企業建立了長期合作關系，信息獲取的成本也會隨之減少。另外，股票市場也能促進創新型公司的有效治理，當創新型公司股票公開交易時，有效反映公司情況的信息使得股東能將管理權與股價聯系起來，這樣會有助于經理人與股東間的利益的一致，有助于創新型企業的成長、壯大。

(四)金融系統:風險分散與技術創新

金融利息不斷減少橫截面風險，也能減少流動性風險。前者主要指金融體系能減輕單個項目、企業、行業、地區乃至國家的風險，無論是銀行、共同基金還是證券市場均能提供有效的金融工具來分散技術市場的交易風險，后者指金融體系能將資產轉換為交易媒介時的不確定性。企業技術創新由于存在外部環境具有不確定性，技術創新投資項目整體上呈現出較高的風險，因而，創新項目收益的波動性也就越大。為了保證收益的穩定性，投資者大多會傾向于選擇風險小但專業化程度較低的技術，這將導致高專業化的技術投資不足，然而隨著金融市場的發展，投資者可以通過資產組合來分散技術創新的收益風險，從而有利于投資者能夠選擇更加專業化的技術項目進行投資。

(五)金融系統:便利交易與技術創新

金融體系具有便利商品、勞務和資產交易的清算和支付功能。Adam.Smith (1976)[11]認為金融體系通過降低交易成本的金融合約安排能促進專業化、技術創新以及經濟增長。隨著國內外經貿關系的進一步加強，無論是高新技術含量的產品進出口數量，還是以純粹的技術合同、專利產品為對象的技術市場交易量都在迅速增長，其交易規模越來越大。據《中國統計年鑒》公布的數字，我國僅2007年的技術市場交易額就已達2 227億元人民幣，高技術產品的進出口額已達6 348億美元。要完成如此大的技術交易量必須借助于以銀行為代表的金融中介進行結算，由于銀行能替代交易方對交易對手的商業信譽進行評估，一定程度上降低了交易雙方的信息搜集成本，確保了技術市場交易的可靠。隨著現代電子交易手段的出現，通過銀行中介的交易能保證技術交易的快捷和高效，從而提高了技術市場的交易效率，因而更利于進一步的技術創新。

三、我國金融機構貸款支持技術創新的效應

(一)多項式分布滯后模型的建立與數據處理

如果不考慮對外開放、制度等環境的影響，根據(3)式便可以分析一個封閉的經濟體中的金融發展及各種投入要素對于技術創新的影響。由于差分只不過是水平量前后期的差值，根據(3)式同樣可證明Innovationt與Financet、Captialt、Profest之間存在穩定的關系。需要指出的是，模型(3)完全忽略了經濟變量的時間滯后影響。事實上，由于經濟系統中的經濟政策的傳導、經濟行為的相互影響和滲透都是需要一定時間的，它們的數值是由自身的滯后量或其它變量的滯后量所決定的，有必要進一步考慮變量之間的滯后關系。進一步，我們考慮一個開放的經濟體中的技術創新，構造如下多項式分布滯后(Polynomial Distributed Lags， PDLs)模型:

Innovationt=∑ni=0 βi×Financet-i+θ×Captialt+δProfest+γOpent+εt(4)

本文采用最小二乘法(OLS)或工具變量法(IV)方法很容易得到模型(4)式中的參數估計結果。本研究所需的基礎數據來源于《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》，樣本數據覆蓋1985-2008年。技術創新指標Innovationt采用專利申請數量④來衡量。政府、企業自籌及其它方面的資本投入Captialt，金融機構投入資金Financet采用商品零售價格指數(PRI)調整?？萍既藛T投入Profest選取的是科技活動中的科學家和工程人員數。對外開放程度采用外貿依存度予以衡量，Opent表示。需要指出的是1985-1988年的金融機構貸款額是根據1989-2008年間金融機構貸款額占科技活動籌資額的平均比重分配得到的。為了消除異方差和分析變量間的彈性關系，將所有變量都進行了對數化處理。

(二)多項式分布滯后模型的估計結果與解釋

為了保證估計結果的有效性，我們運用Ng Perron(2001)[14]方法先檢驗變量的平穩性。Ng Perron(2001)[14]基于被檢驗序列構造了MZda、MZdt、MSBd和MTdT 4個統計量來分析時間序列是否是平穩⑤。MZda、MZdt、MSBd和MTdT 檢驗統計量表明變量LnInnovationt、LnFinancet、LnCaptialt、LnProfest和LnOpent在5%或10%的顯著性水平上是非平穩的，而而這5個變量的一階差分值是平穩的，結果見表1。進一步，我們采用Johansen Juselius(1990)[15]方法檢驗檢驗這5個變量之間是否存在協整關系。極大特征值法表明變量LnInnovationt與LnFinancet、LnCaptialt、LnProfest、LnOpent之間在1%的顯著性水平上存在一個協整關系(見表2)。

模型(4)的OLS回歸結果見表3。其中i的滯后期限選2。模型估計結果表明金融機構貸款在1%的顯著性水平上促進了技術創新，彈性值為0.194，滯后一期的金融機構貸款以及滯后二期的金融機構貸款同樣都顯著性地促進了我國的技術創新，二者的彈性值分別為0.15247和0.11095。上述分析表明金融機構貸款對于我國技術創新的影響不但發揮著同期的促進作用，還帶有明顯的滯后增進效應。對于多項式分布滯后模型，除了考慮變量之間的單期影響外，還要關注不同期影響系數之和對于被解釋變量的長期影響。通過簡單的計算可知，金融機構貸款對于我國技術創新的長期影響為0.45742，表明金融機構貸款每增加一個百分點，將促進專利申請量增長0.457424個百分點。這在一定程度上支持了葉耀明和王勝(2007)[7]以全部金融機構存貸款之和與國內生產總值的比值度量的金融相關率和專利授權量進行回歸所得到結果。

此外，我們好發現政府、企業自籌及其它方面的資本投入產出彈性為0.570039，人力資本投入對于技術創新的產出彈性遠小于資本投入對于專利創新的產出彈性，估計值為0.372384。這與杜鵑、陶磊和胡敏杰(2008)[16]提出的我國的資本投入產出彈性要大于勞動要素投入產出彈性的結論是一致的。對外開放對于技術創新的影響系數顯著為0.701465，表明了對外開放環境對于我國技術創新的重要影響，再次證實了B.Xu，E.P.Chiang(2005)[17]的結論。

四、我國金融發展支持技術創新的效應:基于狀態空間模型的再分析

(一)狀態空間模型的建立

模型(4)式中的參數估計結果表明了經濟變量之間平均的影響關系。然而改革開放以來，經濟結構已發生了翻天覆地的變化，以往不變系數的計量模型不能反映出這種變化[18]，而基于狀態空間模型的時變參數分析方法恰好可以彌補這種不足。所以，我們進一步構造如下量測方程:

比較sht、sh′t和sh″t的均值大小可知，金融機構貸款對于技術創新的同期影響效果要小于金融機構貸款對技術創新的滯后一期影響，但大于金融機構貸款對于技術創新滯后二期的影響效果。進一步觀察sht、sh′t和sh″t的變化趨勢圖，我們會發現1985-1989年間的估計值波動幅度較大，這主要是由于狀態空間模型的計算方法較為特殊，其前幾次的取值是隨機的，因而起伏較大 [16]，但這種結果在1990年以后開始收斂，并且在1994年以后，金融機構貸款對于我國技術創新的同期影響值基本上處于居中的位置，滯后一期的影響最大，滯后二期的影響彈性相對較小。為什么金融機構貸款對于技術創新的影響存在明顯的滯后影響呢?一般來說，金融機構貸款得到的創新資本要在技術創新中發揮效應需要花費一定的時間，加之本文以專利授權量作為技術創新的替代變量，而專利技術分為發明、實用和外觀專利三種不同的形式，這三種專利所包含的技術含量不一樣，不同形式的專利從研究、試制成功、再到申請專利的整個過程有的可能在當年內就能完成，也可能需要兩年、三年，甚至更長的時間。據此，金融機構貸款對于技術創新存在滯后效應可以得到部分解釋。

此外，模型(7)還表明政府、企業自籌及其它方面的資本投入對于技術創新的影響彈性為0.566，人力資本要素投入對技術創新的同期產出彈性分別為0.439。對外開放對于技術創新的影響彈性帶到0.671。這與動態分布滯后模型(4)的估計結論是接近的，從而更加說明我們的實證結論是可靠的。

五、基本結論與政策啟示

本文在深入剖析我國金融系統促進技術創新的作用機制后，利用1985-2008年的時間序列數據，采用多項式動態分布滯后模型和狀態空間模型分析了我國金融機構貸款對于技術創新的動態影響。研究結論如下:(1)從金融功能觀的角度來看，金融系統可通過動員儲蓄、信息揭示、公司治理、分散風險和便利交換等途徑來促進一國或地區的技術創新。(2)我國的金融機構貸款十分顯著地促進了技術創新，并且金融機構貸款不但對于技術創新的同期影響效果明顯，而且還存在較強的滯后促進效應。(3)本文還發現政府財政科研支持、企業自籌科技資金等投入和科技人員投入都一定程度上促進了我國的技術創新，而且對外開放等制度環境也與技術創新顯著正相關。

上述結論具有重要的政策含義:(1)當前，我們正在加快創建創新型國家，這就需要將更多的資金投入到科技創新活動中去?？紤]到金融系統對于技術創新活動的支持效應，這就要求政府深化金融體制改革、加快金融市場建設、提高金融機構效率，為企業創新投融資提供良好的外部經濟環境，保障金融系統促進技術創新的作用渠道暢通。同時，政府也應加強對于科技創新的投入，繼續發揮其在創新基礎投入中所起到的重要作用，也要鼓勵更多的企業通過自籌資金來進行技術創新，要讓企業真正變為技術創新的主體。(2)由于技術創新是一個復雜的動態投入產出過程，持續的周期可能較長，并且伴隨明顯的滯后效應，這就需要保障持續不斷的創新資金供給。為保障創新活動投入的資金供應鏈牢固，提高投資人的信心是十分重要的，而和諧的金融生態環境對于提高投資人信心意義重大，因此有必要使資金的供給者、資金的需求者、金融中介以及服務機構之間以及這些金融活動主體與其相互依賴的經濟發展、法律制度、信用文化等外部環境達到動態平衡。(3)考慮到科研人員對我國創新能力的提高的重要的意義，無論是政府還是企業界都應該重視科研人員的投入和培養。只有協調好不同的技術創新投入的比例關系、協調好技術創新的外部金融生態環境，才能更利于我國的技術創新，以利早日實現科技強國的夢想。

注釋:

① 有關技術創新的概念一直存在較大的爭議，楊東奇列舉了28種不同的定義，認為人們對技術的涵義確定和技術的范疇觀點不盡一致，在使用上對其外延的限制上也寬窄不一。(參見楊東奇.對技術創新概念的理解與研究[J].哈爾濱工業大學學報(社會科學版)，2000(6):49-55)。

② 1991年春鄧小平在高度評價上海浦東新區開發中實施“金融先行”時指出:“金融很重要，是現代經濟的核心”(鄧小平.在武昌、深圳、珠海、上海等地的談話要點，選自《鄧小平文選》[M].北京:人民出版社，1993:373)。

③ 我們在統計1989-1994的企業自籌資金數據時，包含有“其它來源的未分類”的資金。1985-1988年的企業資金和金融機構貸款是先采用科技活動籌資額減去政府撥款得到二者的總額，再根據1989-2007年間二者的平均比重分配得到獨立年份的企業資金和金融機構貸款。

④ Griliches zvi(1990)[13]以就專利作為一個經濟指標進行了詳細的分析，他認為專利申請量比專利授權量更能反映創新的真實水平。其原因就在于專利授權量受到政府專利機構等人為因素的影響較大，使得專利授權量由于不確定性因素增大而容易出現異常波動。

⑤ 限于篇幅，對于4個單位根檢驗統計量的定義未做詳細介紹，有興趣的讀者可參看Ng Perron(2001)[14]的論文。

參考文獻:

[1] 姜炳麟，李梅.金融結構與技術創新[J].產業與科技論壇，2006(6):68-69.

[2] 沈能.技術創新的金融安排研究[D].大連理工大學博士學位論文，2008.

[3] Levine R. Financial Development and Economic Growth: Views and Agenda[J].Journal of Economic Literature，1997(35):688-726.

[4] 孫伍琴.論不同金融結構對技術創新的影響[J].經濟地理，2004(2):182-186.

[5] Acemoglu.D and Zilibotti.F. Was Prometheus Unbound by Chance? Risk， Diversification， and Growth[J]. Journal of Political Economy，1997(105): 709-775.

[6] 葉耀明，王勝.金融中介對技術創新促進作用的實證分析——基于長三角城市群的面板數據研究[J].商業研究，2007(8):106-111.

[7] Diamond.D.W. Financial Intermediation and Delegated Monitoring[J].Review of Economic Studies， 1984(51):393-414.

[8] Greenwood.J and Jovanovic.B. Financial Development， Growth， and the Distribution of Income[J]. Journal of Political Economy， 1990(98):1076-1107.

[9] Grossman.S..J and Stiglitz.J. On the Impossibility of Informationally Efficient Markets[J]. American Economic Review， 1980(70):393-408.

[10]Easterbrook.F.H and Fischel.D.R. The Economic Structure of Corporate[M].Cambridge， MA: Harvard University Press， 1991:175-177.

[11]亞當#8226;斯密.國富論[M].郭大力，王亞南，譯.上海:商務印書館，2002.

[12]Griliches，Z.RD and the Productivity Slowdown[J].American Economic Review，1980，98(5): 71-102.

[13]Griliches Zvi.Patent Statistics as Economic Indicators: a Survey[J].Journal of Economic Literature， 1990(28):1661-1707.

[14]Ng.S. and Perron.P. Lag length selection and the construction of unit root tests with good size and power[J]. Econometrica， 2001，69(6):1529-1554.

[15]Johansen.S， Juselius.K. Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Applications to the Demand for Mmoney[J].Journal of Political Economy 1990，89(5):1218-1227.

[16]杜鵑，陶磊，胡敏杰.中國專利活動投入要素的產出彈性分析——基于狀態空間模型的變參數分析[J].科學學研究，2008(10):648-654.

[17]B.Xu and E.P.Chiang.Trade，Patent，Patents and International Technology Diffusion.Journal of international Trade and Economic Development，2005，14(1):115-135.

[18]高鐵梅，康書隆.外商直接投資對中國經濟影響的動態分析[J].世界經濟，2006(4):22-30.

(責任編輯:劉春雪)