市場分割條件下金融支持技術進步的路徑分析

陳瑾瑜

（西南科技大學 經濟管理學院，四川 綿陽 621000）

0 引言

隨著“新常態”的到來，創新成為中國經濟保持持續增長的核心動力，因此很多學者都將關注的焦點集中到促進技術進步的具體機制上來，這其中金融發展是一個重要的視角。實際上，Schumpeter早在上世紀初期就明確指出銀行可以憑借自己的信息優勢來識別那些成功概率較大的創新并提供資金援助從而促進技術進步[1]。Bencivenga&Snith（1995）則認為當金融發展程度較低時，經濟系統只能選擇發展期較短的創新技術；而只有當金融市場發展程度較高時，才會選擇發展期較長的創新技術[2]。此外，Chou&Chin(2006)以及Jeong&Towsend（2007）也都認為金融深化對技術創新具有加速推進的作用[3,4]。同樣地，國內學者也都在理論上認同金融發展對于技術進步的積極作用，比如樊小宏（2012）就指出金融發展能較好地推動科技的進步[5]。鄧平（2012）則深入闡釋了金融促進科技創新的機制[6]，胡杰等（2013）也對金融和科技的互動機制進行了理論分析[7]。然而，與理論上的分析不同，葉子榮、賈憲洲（2011）基于中國的省級動態面板數據發現我國的金融支持對自主創新的影響是不顯著的[8]，俞立平（2013）同樣使用中國的省際面板數據得出金融對科技創新的支持需要有一個長期的過程[9]。這種理論與實證上的矛盾意味著金融發展促進技術進步是有條件的，但是到目前為止卻鮮有學者對其背后的條件進行探討，我們嘗試從市場分割的角度來分析金融發展促進技術進步的具體路徑。

1 理論分析與假說提出

從動態比較優勢的視角看，市場分割是可能促進經濟增長的，這對于像中國這樣的發展中國家而言尤其合適，換句話說，我們可以拋棄現有的靜態比較優勢，并通過技術擴散和人力資本積累來獲取新的動態比較優勢，從而帶來經濟的增長和福利的提高。但是這種可能性的實現是有條件的，這其中很重要的一點就是市場分割能夠帶來技術進步，而眾所周知，技術進步需要大量的資本投入，因此問題的關鍵就在于在市場分割的情況下，金融資本是否會流向能夠帶來技術創新的部門。要更好地理解這一問題，我們首先需要對技術進步的含義有一個清晰的理解。狹義上來講，技術進步僅僅是指新產品的出現和工藝技術的改進，但是對于一個發展中國家而言，技術進步的范圍要更加廣泛，除了我們通常所理解的狹義技術進步之外，還包括產業結構優化所帶來的要素配置效率的改善和企業管理方式改進所帶來的技術效率的改善等等，而本文要關注的則主要是產業結構優化所帶來的配置效率的改善。

具體來說，激烈的政府競爭導致了市場分割成為地方政府選擇的均衡策略，在這一均衡策略實施的初期，中國剛剛從計劃向市場轉軌，存在著巨大的資源配置效率改善的空間，于是大量的資本涌向那些價高利大的加工工業，帶來了配置效率的大幅改進和較快的技術進步，因此，當市場尚未飽和，市場分割程度較輕時，金融發展所帶來的配置效率改善能夠對技術進步產生積極的促進作用，但是隨著大量資本的進入，市場逐漸趨于飽和，為了保證自己轄區內企業的生存，工人的就業和財政收入的穩定，地方政府開始加強對本期企業的保護力度，此時市場分割程度不斷加深，在政府的保護下，企業缺乏來自外部競爭的壓力，因此很難有創新的動力，同時由于地方政府官員的任期都是有限的，而技術研發從投入到產出之間需要很長的時間并存在較大的風險，因此地方政府并沒有激勵將金融資本投入到真正的技術和產品研發中，這導致了金融資本與技術進步之間的作用機制被強行打破，于是金融資本對于技術進步的促進作用不再顯著甚至會出現負面的阻礙作用。由此可見，在市場分割的情況下，金融發展與技術進步之間的關系不再是簡單的線性關系，而是演變成為一種復雜的非線性關系。

總之，通過以上理論分析，我們可以初步得到以下假說：

在市場分割程度較輕時，金融資本通過改善資源配置的效率從而促進了技術進步，但是當市場趨于飽和、市場分割程度加重時，由于企業缺乏競爭壓力和政府目標的短視使得金融資本并沒有流向技術研發部門，從而導致金融發展與技術進步之間的關系變得不再顯著，甚至可能會出現負面的消極影響。為了說明這一命題的科學性，下面我們將通過省際的面板數據對此進行經驗驗證。

2 數據與模型

為了驗證以上理論假說，我們主要使用中國1990～2012年的省際面板數據進行經驗分析，所有的數據均來自中經網宏觀數據庫。其中涉及的變量主要有三個：技術進步、市場分割和金融發展。其具體的測算方法如下：

首先，由于技術進步是不能直接觀測的，因此我們使用數據包括分析法進行測算，在本節中，為了保證統計結果的真實可靠，我們參照了中國經濟增長與穩定課題組（2010）對于中國全要素生產率、技術進步和技術效率變動的測算方法和測算步驟[10]，使用DEA-Malmquist指數法測算了中國30個省區市1978～2010年的全要素生產率、技術進步和技術效率變化，其中，在投入要素中，我們使用了固定資本存量和勞動力，固定資本存量是貨幣價值數據，其中包含了價格因素，因此可以幫助我們測算出包括“虛假技術進步”在內的所有技術進步，產出數據我們使用了國內生產總值。相關數據的處理過程可以參見中國經濟增長與穩定課題組（2010），在此就不再贅述。

其次，在市場分割方面，我們使用Parsley和Wei（1996）的思想來構造兩地間的相對價格方差。為了得到該相對價格方差，我們需要包含時間t、地區d和商品種類k的三維面板數據。根據付強（2011），假設兩地區為地區i和地區j，商品類別為k，時間為t，由于所獲取的數據為環比價格指數，所以首先使用對數差分法來對原始數據進行處理，因為這種處理方法可以直接滿足我們對數據的要求。

對數據取絕對值形式主要是為了避免由于兩地區排列順序而導致的數值正負差異。

最后，金融發展方面，由于間接融資仍然是我國企業外部融資的主要渠道，因此我們使用銀行存貸款總額與GDP的比值來表示金融的發展程度。此外，為了使估計更加準確，我們還需要在模型中包含控制變量，根據付強（2011），這些控制變量主要包括人力資本水平、經濟發展水平、外商投資水平等，其分別使用“在校大學生占全國人口的比重”、“人均實際GDP”和“外商投資占當年GDP的比重”來表示。

通過上文的分析，我們可以得出市場分割的程度會對金融發展影響技術進步的效應產生異化作用，換句話說，市場分割達到一定程度時，金融發展影響技術進步的機制就會發生轉移，這在計量模型中將表現為模型結構變化，基于這一思路，我們在下面的分析中將引入門限協整模型來分析這一問題。門限協整模型屬于典型的非線性協整模型，當狀態指標——門限變量高于和低于某個閾值時，變量之間的關系也會在不同機制之間發生類似于分段函數式的躍遷，而門限協整模型可以很好的捕捉到這種變量之間關系的轉換特征。下面，我們就在引入相關控制變量的基礎上以技術進步作為被解釋變量、金融發展作為主要解釋變量，市場分割程度作為門限變量來構建門限協整模型。

3 實證結果分析

正如上文所述，我們采用面板門限回歸來驗證這一命題。而要使用面板門限回歸模型,首先需要確定是否存在門限效應，如果不存在門限效應，而意味著原有的理論假設不成立。本質上來看，門限效應檢驗就是確定門限的個數，一般來說，數據模型的門限效應一般不會超過三個，因此我們只需要檢驗單一門限模型、雙重門限模型和三重門限模型即可，在具體的檢驗過程中，由于樣本數量有限導致的殘差非正態分布使得一般的檢驗失效，因此我們使用Bootstrap即自抽樣法來獲得臨界值。具體來說，如果單一門限效應的F值不顯著，則意味著不存在門限效應，我們之間使用一般的面板估計方法對數據進行擬合即可，如果單一門限模型顯著但是雙重門線模型不顯著，則意味著數據只存在一個門限值，我們使用單一門限模型擬合數據，以此類推。其具體的估計結果見表1和表2所示。

表1 門限變量的估計值和置信區間

表2 門限檢驗

表1給出了個模型的門限閾值的估計值，模型2則對各模型的顯著性進行檢驗。門限值的檢驗采取的是自抽樣（Bootstrap）的方法，以此來避免樣本數量過小的問題，表2中F值和P值是自抽樣300次后得到的結果。對門限變量進行檢驗的原假設是門限效應不顯著，從表4的檢驗結果可以看出，單一門限時的P值為0，拒絕了門限變量不顯著的原假設，而雙重門限和三重門限檢驗的P值分別為0.695和0.417，無法拒絕原假設。因此本文構造的門限效應模型為僅存在一個門限值，屬于單一門限模型。圖1更加清晰地顯示出門限變量的值和95%的置信區間的構造過程，虛線代表LR統計量的臨界值。由于我們構造的是單門限變量模型，因此根據門限變量的結果，我們可以把市場分割程度分為兩類，即分割程度＞門限值0.058的為分割程度高的省份，而門限值＜0.058的省份和地區為市場分割程度低的省份。

圖1 門限圖

在對面板門限回歸模型進行門限效應檢驗及門限值確定的基礎上，對該模型進行回歸分析，面板門限回歸分析的結果如表3所示。從表3的估計結果可以看出，首先，經濟發展水平和外商投資水平對技術進步具有顯著的促進作用，這與理論預期是一致的，經濟發展水平越高，一個地區的資本實力和人才實力越強大，因此對于技術進步的推動作用就越明顯，同時一個地區的外商直接投資越多，那么其對該地區的外溢效應就越明顯，這種外溢效應既包括技術上的，也包括管理上的；其次，以大學生占總人口比重衡量的人力資本水平對技術進步并沒有顯著的促進作用，這與理論預期是不一致的，這可能是因為目前的教育模式與實際生產差距較遠，因此大學生參加工作后并不能直接適應，需要經過一段時間的鍛煉之后才能掌握實際生產所需要的技術，也才能對技術進步發揮作用，另外也可能說明目前我國大學生普遍缺乏創新意識和創新能力，因而無法對技術進步發揮作用，為了進一步檢驗哪一種推論是對的，我們還需要對結果進行穩健性檢驗。最后，金融發展對于技術進步的影響，估計結果驗證了我們之前提出的理論假說，即當市場分割程度較輕時，金融發展能夠有效促進技術進步，但是當市場分割程度超過某一閾值時，金融發展與技術進步之間的關系就變得不再顯著，換句話說，金融發展已經不能夠再促進我國的技術進步，這與我國目前的實際也是比較相似的，1998年我國進入過剩經濟之后，市場逐漸趨于飽和，此時大量的金融資金逐漸脫離了實體經濟，涌向房地產和股市等虛擬經濟，導致我國的技術進步始終處于較低水平。

為了驗證人力資本對于技術進步的不顯著作用到底是由于滯后性還是由于缺乏創新能力造成的，同時也為了對表3的結果進行穩健性檢驗，我們現在以人力資本水平的滯后1期、2期和3期值對上述模型進行重新估計，其估計結果見表4所示。表4的估計結果可以得出更有價值的一些結論，首先，人力資本滯后一期的估計結果仍然是不顯著的，但是滯后二期和滯后三期的人力資本已經可以顯著促進技術進步，而且起促進作用是越來越明顯的，這就說明我國的大學生并不是缺乏創新能力，而是大學教育與實際生產存在一定的差距，使得大學生在進入實際工作崗位后需要經過一段時間的熟悉和磨合期才能逐漸發揮其創新能力，這或許解釋了為什么大多數企業都會給應屆大學生安排一個實習期的主要原因，這既可以幫助企業篩選創新性人才，實際上也是大學生本身實際創造價值的一個反映；其次，加入人力資本滯后項之后，經濟發展水平的估計值仍然沒有發生很大變化，但是外商投資水平的估計值。

表3 面板門限模型估計結果

表4 穩健性檢驗

明顯變小了，這充分說明外商直接投資的引入對當地經濟的外溢效應大小在一定程度上取決于當地的人力資本狀況，即人才對于技術和管理的接受能力，因此我們在引入外資的時候必須要考慮當地的人力資本狀況；最后也是最重要的，與表3的結構相比，當市場分割程度大于閾值時，金融發展對技術進步的作用由不顯著變為顯著為負，這說明我們在表3的估計中遺漏了人力資本的滯后項，導致估計結果出現偏差，因此表4的估計結果更為可信，由此我們可以得出，由于市場分割的存在，金融發展對于技術進步的作用機制發生了結構性改變。當市場分割程度超過閾值，金融發展之所以會對技術進步產生阻礙作用，我們認為主要是因為市場分割的加重會惡化金融資本的配置效率，從而降低了技術進步。

4 結論

本文基于市場分割的視角系統分析了金融發展影響技術進步的路徑。研究發現，當市場分割程度較低時，金融發展能夠通過配置效率的提高來顯著提高技術進步，但是隨著市場的飽和和市場分割程度的加重，由于企業缺乏競爭的壓力和政府目標的短視，使得金融資本不能夠配置到技術研發部門，一方面導致了技術進步的缺乏，另一方面則大大降低了資源配置的效率，從而惡化了技術進步，因此金融發展與技術進步之間的關系發生了結構性轉變。此外，本文的研究還發現滯后期的人力資本可以顯著促進技術進步，這說明我國大學生并不缺乏創新能力，而只是缺乏實際生產經驗，而外商直接投資對于區域經濟的溢出效應的有效發揮則取決于當地的人力資本狀況。

[1]Schumpeter J A.The Theory Of Economic Development Cambridge[M].Mass:Harvard University Press,1912.

[2]Bencivenga V,Smith B,Start R.Transactions Costs.Technological Choice,and Endogenous Growth[J].Journal of Economic Theory,1995,(67)．

[3]Chou Y K,Chin M S.Financial Innovations and Endogenous Growth[J].Working Paper,2001.

[4]Jeong H,Townsend R.M.Sources and TFP Growth:Occupational Choice and Financial Deepening[J].Economic Theory,2007,(32).

[5]樊小宏.基于金融與科技視角的經濟增長研究[D].陜西師范大學,2012.

[6]鄧平.中國科技創新的金融支持研究[D].武漢理工大學,2012.

[7]胡杰,安婷,曹馨予.我國經濟、金融和科技的非均衡發展分析[J].技術經濟,2013,(4).

[8]葉子榮,賈憲洲.金融支持促進了中國的自主創新嗎[J].財經科學,2011,(3).

[9]俞立平.省際金融與科技創新互動關系的實證研究[J].科學學與科學技術管理,2013,(4).

[10]中國經濟增長與宏觀穩定課題組.資本化擴張與趕超型經濟的技術進步[J].經濟研究,2010,(5).