我國實體經濟發展困境與新動能探索研究
——基于金融創新和技術創新視角

(1.北京工業大學經濟與管理學院,北京100124; 2.山東財經大學金融學院,山東濟南250014; 3.倫敦大學學院斯拉夫與東歐研究院，英國倫敦WCIE 6BT)

一、引言與文獻綜述

實體經濟作為拉動經濟前行的主要力量，對一國經濟和社會發展具有重要影響作用。然而隨著逆全球化帶來的外需減弱，以及我國經濟發展中的產業結構、要素成本和資源環境等制約因素，建立在轉軌時期的產業發展模式難以為經濟增長提供可持續性的動力機制，被快速增長所掩蓋的經濟發展問題開始凸顯。實體經濟發展面臨內需拉動力度不足、外需促進作用日漸疲軟、利益追求下資本市場功能滯后、房地產泡沫化發展趨勢明顯等困境，亟需進行產業結構優化和發展動能調整。面對經濟增長動力不足，國家出臺相關政策調節實體經濟發展，2017年“十九大”提出深化供給側結構性改革來化解實體經濟結構性供需失衡問題，在去產能、去庫存的同時，為實體經濟發展培育新的動能。充分認知我國當前經濟發展困境，探索經濟發展新動能，找到當前新動能作用發揮不足的根源，對突破當前我國經濟發展瓶頸具有重要借鑒意義。

(一)實體經濟發展與新動能相關研究

縱觀全球經濟發展史，經濟增速放緩是每個經濟體在特定發展條件下廣泛存在的現象， 特別是在由中等收入水平國家向高收入水平國家發展過程中，更容易出現經濟增速放緩[1]。中國人民大學宏觀經濟分析與預測課題組(2016)[2]通過對比世界銀行統計發現，中等收入國家向高收入國家轉型過程中的經濟增速放緩主要是由于原有增長動力隨國家發展階段的變化而逐漸減弱，同時又缺少新的動能補充。Fritsh(1983)[3]經濟增長模型中將技術創新和金融創新看作現代經濟增長最關鍵的要素。從各國經濟動能演化歷史來看，美國實現經濟趕超主要歸因于國內生產結構調整、前沿技術和國內市場擴張，日本實現高速增長則主要依靠創新驅動，韓國同樣依靠技術創新發展戰略推動經濟高速增長。由此可見，創新特別是技術創新是世界主要國家經濟轉型發展中最重要的動力來源[4]。而金融作為現代經濟的核心，在經濟資源配置中發揮重要作用，在經濟發展轉型過程中也需要加強金融新動能培育，引導社會資金助力科技進步和經濟轉型升級[5]。因此，本文從技術創新和金融創新的角度探究我國實體經濟發展改革路徑。

技術創新對實體經濟發展的促進作用早已被理論界和各國實踐所證實，特別是在全球經濟發展質量不斷提升的背景下，技術創新的推動作用表現更為明顯。Ngai和Pissarides(2007)[6]建立外生技術進步多部門增長理論模型分析技術進步對經濟增長的促進作用。周煊等(2012)[7]以我國制藥上市公司為例研究技術創新對企業發展的影響，結果表明技術創新水平高的企業其盈利水平和銷售收入具有顯著優勢。徐幼民和徐達實(2017)[8]在研究發展中國家中等收入陷阱產生原因時發現技術創新對經濟的持續增長具有重要驅動作用，技術創新速度過慢可能會導致中等收入陷阱。但并不是所有的技術創新都能為實體經濟發展帶來福利，唐未兵等(2014)[9]認為受技術差距、消化吸收能力等因素的影響，技術創新對經濟發展的促進作用并不一定會發揮。

金融創新對實體經濟發展的促進作用伴隨金融在經濟系統中地位的提升而開始受到關注。雖然McKinnon(1973)[10]在修正的哈羅德-多馬經濟增長模型中將儲蓄作為金融變量納入其中，但并未對金融系統的作用進行充分思考。隨著經濟全球化的發展和金融系統復雜性的增強，學者們開始將金融系統納入到內生增長模型中研究金融系統對經濟增長的影響，認為金融發展對實體經濟發展具有促進作用[11-12]。王仁祥和楊曼(2015)[13]在“技術-金融”范式下建立金融創新模型，認為金融創新對實體經濟發展促進作用的發揮得益于生產技術創新推動。李媛媛等(2015)[14]通過對我國經濟數據的分析，認為金融創新作為實體經濟發展新動能的作用正在逐步得到發揮。當然也有學者認為金融創新與實體經濟發展之間并不存在必然的因果關系。Henderson和Pearson(2011)[15]通過對金融創新產品的分析發現，并不是所有的金融創新都能有效促進經濟增長，當金融創新產品不具有流動性，也不能帶來稅收增加時，金融創新作用無效。馬勇等(2016)[16]認為金融創新與經濟發展之間存在著非線性或者更為復雜的內生關聯關系。Chiu等(2017)[17]在對金融創新與實體經濟發展關系研究中，基于傳統的內生增長模型分析高通脹國家與低通脹國家的影響效果，結果發現在這兩類國家中金融創新對實體經濟的發展作用都十分有限。紀敏等(2017)[18]通過分析杠桿率結構水平和金融穩定關系，指出伴隨金融創新產生的高杠桿率增加對經濟增長具有負面影響。

(二)金融創新、技術創新對實體經濟發展影響研究方法的選擇

伴隨改革開放和轉型發展，我國經濟系統復雜性不斷增強，金融系統內部各因素呈動態性和非線性演化，簡單的平滑轉化模型難以對其時變性進行準確描述。雖然已有的非線性類VAR模型能夠處理變量之間的非線性關系，卻難以分析變量之間的動態演化關系，因此學者們開始研究構建基于非線性、變參數的VAR模型，時變參數的向量自回歸模型(Time-Varying Parameter Vector Autoregression，TVP-VAR模型)就是這類模型中最具代表性的一種[19]。Primiceri(2005)[20]在TVP-VAR模型基礎上將時變性納入到模型系數和誤差項的方差處理過程中構建帶有隨機波動的時變參數形式(TVP-SV-BVAR模型)，并將其運用到對美國貨幣政策傳導機制的分析中，得出比其他模型更有優勢的結果。Koop 等(2009)[21]通過對模型中不同參數的設定可以使其按照不同的方式演進，從而克服了TVP-VAR類模型中的過度參數化問題，提出了混合創新時變系數隨機方差向量自回歸模型(Mixture Innovation Time-Varying Parameter Vector Autoregression Models with Stochastic Volatility，MI-TVP-SV-VAR模型)。因此，本文考慮到我國經濟發展過程中各變量的動態性、時變性特征，將MI-TVP-SV-VAR方法運用到金融創新、技術創新與實體經濟發展作用機制研究中，分析不同時間維度和時點維度各變量之間的脈沖響應結果，探究金融創新、技術創新對實體經濟發展的不同作用效果。

綜上所述，從各國經濟動能演化歷史來看，金融創新和技術創新是現代經濟增長的可持續動能，且大部分理論研究和實證分析支持金融創新、技術創新對實體經濟發展的促進作用，雖然部分研究不支持這一觀點，但從其研究分析也可以發現金融創新、技術創新對實體經濟的促進作用的發揮具有一定的條件約束，只有結合各國或各地區實際經濟發展狀況選擇行之有效的方式才能充分發揮金融創新、技術創新對經濟發展的推動作用。與已有研究相比，本文的創新主要體現在：第一，從實體經濟發展需求動力不足、虛擬經濟功能滯后以及利潤追求下的行業結構失衡三個方面分析現階段我國實體經濟發展困境，揭示我國實體經濟可持續發展動力不足的原因。第二，將技術創新內生化構建金融創新影響經濟發展的理論模型，研究技術創新內生化條件下金融創新對實體經濟發展的作用機制，從新的理論角度分析金融創新、技術創新對實體經濟發展的促進作用。第三，基于經濟發展過程中變量的動態性、時變性特征，構建金融創新、技術創新對實體經濟發展的MI-TVP-SV-VAR模型，分析我國經濟發展背景下金融創新、技術創新對實體經濟發展脈沖響應，揭示我國實體經濟發展過程中金融創新、技術創新動能作用發揮中存在的不足，為我國實體經濟新動能政策制定提供方向指引。

二、我國實體經濟發展困境分析

為指引經濟發展新動能的探索，本部分先對當前我國經濟發展中的問題進行分析，分別從實體經濟發展的需求動力不足、虛擬經濟功能滯后以及利潤追求下的行業結構失衡三個方面剖析現階段我國實體經濟困境，為后期我國實體經濟發展新動能探索奠定基礎。

(一)實體經濟發展的需求動力不足

1. 內需拉動實體經濟發展力度不足

消費是拉動實體經濟發展的內生動力，從我國消費對經濟增長的貢獻來看，2001—2015年，消費支出對我國GDP的貢獻率平均高達49.47%，對GDP的拉動作用也達到4.73個百分點，內需消費成為該階段我國實體經濟發展重要的推動力量之一，但是這一內生動力可持續性不足。從圖1我國居民消費支出在其總收入中占比的變化來看，從改革開放到二十世紀九十年代，我國居民收入水平相對較低，但城鎮居民消費支出在其收入中的占比平均達到85.5%，農村居民消費支出在收入中占比也達到82.3%，均高于同期美國居民消費77.73%的占比。消費的賣方市場促進實體經濟復蘇發展。二十世紀九十年代之后，隨著居民可支配收入的增長，居民消費由賣方市場轉為買方市場。居民消費在總收入中的占比呈下降趨勢，我國城鎮居民消費支出在其收入中的占比平均達到72.95%，回落12.55%，農村居民消費支出在收入中占比也達到74.75%，回落7.55個百分點，均低于同期美國居民消費的占比(如圖1)。

圖1 我國城鎮和農村居民消費支出占比與美國居民 消費支出占比對比圖數據來源：依據WIND數據庫數據整理

2. 外需促進實體經濟發展日漸疲軟

出口作為拉動經濟增長的另一個重要因素，是實體經濟發展的外部動力。在古典和新古典貿易理論框架下，假設不存在規模經濟和經濟外部性，一國出口的專業化發展能夠最大限度地發揮比較優勢，并從對外貿易中獲利，同時，對外貿易還會帶來企業生產效率的提高，促進經濟發展[22]。出口導向型經濟增長模式有效拉動我國經濟快速增長，但是，近年來，我國的對外出口貿易正面臨技術水平相對較低的發展困境。雖然在2008年金融危機之后我國商品出口總額在全球國家中占比領先，甚至在2016年12月達到13.8%，遠超過美國、日本、德國等國家(如圖2)。但從出口增速的變動來看，受國內人工、原材料等價格上漲的影響，以及在人民幣匯率持續升值等因素影響下，出口商品成本不斷增加，價格優勢逐漸減弱，出口貿易增速下滑(如圖3)。出口貿易增速下滑的另一個重要原因是我國的出口產品多為附加值較低的加工類制造業產品，高新技術含量較低，隨著我國人工成本優勢的降低，該類出口發展受到限制。從我國各行業出口在全球出口中的占比可以看出，加工制造業仍然是我國出口行業中占比最高的行業，2015年全球出口占比達到13.02%，而高技術含量的自動化產品、電子元件、藥品行業出口占比一直較低均不足1%，我國出口貿易缺乏可持續增長動力。

圖2 全球主要國家商品出口金額占比圖數據來源：依據WIND數據庫數據整理

圖3 中國出口貿易增速變動圖數據來源：依據WIND數據庫數據整理

(二)虛擬經濟功能滯后

從虛擬經濟產生的本源來看，虛擬經濟通過提高資本配置效率，優化資金在不同部門之間的流通，為實體經濟發展提供資金融通服務，促進實體經濟發展。但是基于資金的趨利性，過度繁榮的虛擬經濟容易導致資金為獲得更高收益而滯留在虛擬經濟[23]，擠占實體經濟投資資金，對實體經濟穩定發展產生消極影響。

1. 利益追求下資本市場虛假繁榮與功能滯后

資本市場作為虛擬經濟重要組成部分，是實體經濟發展到一定階段的產物。新古典框架下資本市場在促進商品及服務交易的達成、調整社會投資結構、融資監管、風險管理以及為風險交易提供便利等方面發揮輔助實體經濟發展的功能。但虛假繁榮的資本市場會擠占實體經濟的資金資源，造成虛實背離現象，限制實體經濟投資發展，阻礙實體經濟健康運行。從1993-2016年我國股票成交金額與M2的比較(如圖4)可以看出，股票行情表現較好時，大量社會資金流入股票市場，在高收益的追求下，實體經濟也開始將資金用于股權投資、資產管理而不是投入到實際生產中，實體經濟生產積極性受到影響。

對比美國、英國、印度等國的實體經濟與資產價格指數的變動(圖5)可以看出，其他國家資本市場指數變動趨勢與其國內生產總值變動趨勢基本保持一致，而我國因資本市場發展不成熟，開放性不足，資本的短期趨利性顯著，使得資本市場與國內生產總值變動趨勢相偏離的現象較為明顯。

圖4 1993-2016年中國股票成交金額比M2圖數據來源：依據WIND數據庫數據整理

圖5 中國、美國、英國、印度實體經濟與資產價格指數動態比較數據來源：依據WIND數據庫和世界銀行網站數據整理

2.房地產泡沫化發展趨勢明顯

從宏觀經濟角度分析，房地產業的產業鏈較長，與國民經濟中的絕大多數產業均具有關聯性，能夠帶動關聯產業的發展，對實體經濟發展具有拉動作用。但在非理性預期的推動下，如果房地產價格偏離穩態水平，價格虛高會引發房地產泡沫不斷膨脹，實體經濟發展的穩態環境受到破壞。房地產業高速發展的同時，持續飆升的房價和房地產投資利潤使得社會資金流入房地產企業投資，嚴重擠壓了實體經濟的發展。受房地產行業利潤的吸引，我國房地產企業數量增長速度加快，僅15年的時間，內資房地產企業從2000年的23 277家發展到2015年的88 773家，增長3.8倍之多(如圖6)。其中，尤以私人房地產企業發展最為迅速，截止2015年底，私人房地產企業在我國內資房地產企業中的占比超過98%。房地產行業的發展熱潮吸引更多的社會資金涌入房地產行業，從圖7中可以看出，以居民房地產借貸為主的住戶貸款環比增長率高于以實體經濟貸款為主的非金融企業及機關團體貸款增長率，這說明社會資金更偏向于流向收益率更高的房地產市場，而不是實體經濟。另一方面，如圖8所示，2004-2015年底，商業性房地產貸款在我國貸款總額中的占比不斷提升，而實體經濟的貸款比例相應的在減少，實體經濟發展舉步維艱。

圖6 2000-2015年中國房地產內資企業數量 變化圖數據來源：依據WIND數據庫數據整理

圖7 2005-2016年中國住房貸款與非金融企業及 機關團體貸款變動圖數據來源：依據WIND數據庫數據整理

圖8 商業性房地產貸款在總貸款中的占比圖數據來源：依據WIND數據庫數據整理

(三)利潤率追求下的行業結構失衡

在消費需求結構升級和出口產品結構升級的拉動下，我國經濟實力不斷提升，但2007年以后受國內外市場需求增速下滑、生產成本提高等因素的制約，我國工業企業利潤率趨于下降。從5 000家大型工業企業利潤率變化情況(圖9)可以看出，我國大型工業企業銷售成本利潤率在1998年2月達到-1.84%的最低點，但隨后開始反彈式上升，到2007年6月達到11.2%的最高點。之后，受美國金融危機的沖擊以及我國經濟進入周期性下降階段等因素的影響，大型工業企業的銷售成本利潤率開始下降，2009年2月降為4.43%。此后，在企業所得稅率改革、國內刺激經濟增長政策的作用下，雖然有所提升但仍呈不穩定(如圖9)。而按照GICS全球行業分類標準從2000年到2015年我國各行業分類利潤率變動來看(鑒于篇幅限制本部分數據整理內容不在文中列示)，剔除特殊年份，金融、醫療保健、公共事業、房地產的行業平均利潤率要遠高于工業行業利潤率，較低的行業利潤率使得工業企業投資生產積極性不高。實體經濟行業利潤率下降，虛擬經濟利潤上升，在利潤追求下資金流向利潤率高的虛擬經濟行業造成行業發展結構失衡，制約我國實體經濟的可持續發展。

圖9 5 000家工業企業銷售成本利潤率數據來源：依據WIND數據庫數據整理

從我國實體經濟發展困境分析來看，主要存在：國內消費需求和出口需求能力的減弱造成實體經濟發展動力不足，低技術含量行業產能過剩，高技術行業競爭力不強，市場環境惡化；資本市場的虛假繁榮、房地產市場的泡沫化發展引起實體經濟發展資本的流出，虛擬經濟服務實體經濟功能滯后；利潤追求下行業回報率的偏差造成實體經濟產業結構失衡，高新技術產業發展有待進一步增強等問題。基于前期對已有研究文獻的梳理，可知技術創新和金融創新是現代經濟增長關鍵因素，且是世界其他主要國家實現經濟持續增長的動力源泉。通過分析可知，我國目前在技術創新水平和金融創新能力發揮方面都存在較大的發展空間，是我國經濟新動能發揮的可能方向，具有助推我國經濟發展的強大潛力。

三、技術創新內生化的金融創新 與實體經濟發展的理論分析

本部分主要從理論上論證技術創新、金融創新對實體經濟發展推動作用的存在性。因技術創新對實體經濟企業的促進作用已經得到Soete(2006)[24]、Camison和Villar-lópez等(2014)[25]、胡亞敏等(2018)[26]許多學者的證實，在此本文不再做重復證明。又因金融創新過程是從結構化到非結構化的連續體，技術創新的發展會加快金融創新的進程[27]。因此，本部分將技術創新內生化，著重從理論上分析金融創新對實體經濟發展的推動作用。

(一)變量定義

金融創新水平：經濟發展需求是金融創新的源泉動力，因此，金融創新水平表現為金融系統對經濟系統中各類因素變動的響應，用vt表示，另一方面t期的金融創新水平也與前一期的金融創新水平FIt-1有關。假設最初的金融創新水平用FI1=ФFI0+V1表示，在經過數期迭代之后，t期的金融創新水平可以表示為

(1)

其中，假設金融系統創新呈穩定的增長趨勢，Ф為金融創新發展系數且Ф>1，同時，金融系統對外部因素沖擊反應vt服從N(0,σ2)。

資本折舊率：成功的金融創新能夠帶來金融資源配置和使用效率的提升，金融創新水平越高，其資本折舊就越少，因此，可以用資本折舊率來反應金融創新的資本成本。金融創新及外部對金融創新的影響都會直接或間接影響資本折舊水平，故總資本折舊率可以表示為

δt=δ0+δ(Фt)+δ(vt)

(2)

其中，δ0為自然折舊率，δ(Фt)和δ(vt)為與金融創新有關的折舊率。

勞動力供給：假設勞動力市場處于完全出清狀態，此時，勞動增長率可看作外生變量，則t期的勞動力供給可以表示為

Lt=L0ent

(3)

其中，n為勞動增長率，L0為初期勞動力供給。

資本存量：假設資本存量Kt由當期的投資和上一期的資本折舊剩余兩個要素決定。t期的投資為It，資本折舊剩余為(1-δt)Kt，如果社會投資每期都為恒定的數值，初始的資本存量用K0表示，則經過迭代之后t期的資本存量可以表示為

(4)

假設社會生產活動由金融創新、資本、勞動和技術共同決定。可以將社會生產分為物質生產和技術生產兩大類，其中，物質生產部門的主要影響因素有資本、勞動、技術和金融創新，而技術生產部門則受資本、勞動和金融創新三大主要因素的影響。

(二)技術創新內生化的物質生產函數

社會生產分為技術生產和物質生產，因此，社會上的勞動和資本資源也在這兩大類部門中進行分配。對于社會勞動來說，假設物質生產部門中的勞動力在總勞動力中的占比用ε表示，則在技術生產中所投入的勞動比例就可以表示為1-ε。同理，對于資本配比來說，假設物質生產部門中所消耗的資本在社會總資本中占比為e，則在技術生產中投入的資本比例可以表示為1-e。在技術創新內生化的條件下，假設金融創新對技術生產和物質產品生產的影響分別為τ和φ，因金融創新具有正外部性，所以τ和φ均大于零。改進后的柯布道格拉斯形式的物質生產函數表示為

(5)

其中，α和β表示資本和勞動在社會生產過程中發揮作用的程度，介于0和1之間。根據社會生產發展的需要，社會勞動和資本在滿足物質部門生產之后剩余的勞動力和資本會分配到技術部門生產過程中，因此，可以得到技術A的生產函數如下

(6)

其中，γ和η表示資本和勞動在技術生產過程中發揮作用的程度，介于0和1之間。將技術生產函數代入到物質生產函數中得到產出函數轉化為

(7)

令N=εα(1-α)γβeβ(1-e)ηβ，θ=φ+τβ，ω=α+γβ，Ψ=β(η+1)，則產出函數可以表示為

(8)

通過上式可以看出，在技術內生化的條件下，社會最終的物質生產是由資本、勞動和金融創新共同決定的。

(三)基于技術內生化的金融創新對實體經濟發展影響分析

設實體經濟增長率為

(9)

將前期的產出函數代入到實體經濟增長率函數中，經過推導可以得出

(10)

金融系統伴隨社會發展而不斷創新發展，金融創新水平呈不斷提升的趨勢，并且隨著金融創新技術和產品在金融系統的普及應用推廣金融創新的邊際效益為逐漸遞減趨勢。從整個社會體系的歷史角度來看，當t→+∞時，I0→δ1K0，因此，Z可以表示為Z=θlnφ+ωn，因為金融創新具有持續增長性，lnφ為正常數，又因假定勞動增長率為穩定常數，所以，從長期發展來看，Z趨近于一個常數。金融創新驅動下實體經濟發展呈正向增長趨勢。

分析可知，從理論上來看，基于技術內生化的金融創新能夠推動實體經濟發展，特別是在現代智能化發展趨勢下，科技水平的提升能夠優化金融系統結構、提高金融資源配置效率，使金融服務實體經濟的功能得到更好的發揮，可以作為實體經濟發展新動能。

四、我國金融創新、技術創新對 實體經濟發展影響作用的實證檢驗

由上文理論推導分析可知，從理論上來說，金融創新、技術創新對實體經濟發展具有促進作用，但在我國實際經濟體系運行中金融創新與技術創新推動實體經濟發展的方式有哪些，其作用效果如何，還需要通過對我國經濟發展實際數據的分析得出。因此，本部分基于經濟發展過程中各變量的動態性、時變性特征，運用混合創新時變系數隨機方差向量自回歸模型方法，構建金融創新、技術創新與實體經濟發展的MI-TVP-SV-VAR模型，從實證分析角度對金融創新、技術創新和實體經濟發展之間的關系進行研究。

(一)變量的選取與數據預處理

1. 變量的選取

(1)金融創新指標。基于金融服務實體經濟的本質思考金融系統創新性，金融系統的創新一方面是自身資產結構的創新和發展，另一方面是金融系統服務方式的創新和發展。從金融系統自身創新優化發展來看，可以通過金融系統資產結構創新和金融系統發展體現；從金融系統對實體經濟所提供的支撐服務來看，金融系統創新性則可以通過支付方式創新和融資方式創新體現。因此，建立金融系統創新指標體系如下。

第一，金融系統創新發展方面包括兩個指標。金融資產結構創新：投資性金融資產總量與金融資產數量的比率(用FAS表示)。金融資產按照功能分為投資性金融資產和交易性金融資產，其中，投資性金融資產通常用金融機構年末存貸款之和表示，而交易性金融資產主要是指可以直接用于支付的金融資產，其近似于狹義貨幣M1。金融資產的創新多是投資性金融資產的創新，投資性金融資產在總金融資產中占比越高說明金融創新程度越高。因此，可以通過優化金融資產結構來增強金融對實體經濟發展的推動作用[28]。

金融業發展：金融業增加值(用FID表示)。金融創新是金融發展的一部分，金融創新推動金融發展，金融發展為金融創新提供良好的條件和環境基礎，因此，金融系統發展能夠在一定程度反映金融創新水平。Fry(1978)[29]、Terhi和Pierre(2013)[30]在對金融發展與實體經濟關系研究中得出一國金融機構類型越多，金融工具種類越豐富，金融發展程度越高對實體經濟的正向促進作用也就越明顯。

第二，金融服務實體經濟方面包括兩個指標。支付方式創新：M1/M2(用PM表示)。M2中現金和活期存款的比例表征金融支付方式創新，隨著金融支付方式的創新，各類經濟體的支付方式也發生變化，移動支付、網上銀行等支付方式的推廣增強了居民和企業支付的便利性，增強各類活期存款的流動性，有助于刺激消費增長，在一定程度上也增加了實體經濟發展資金的流動性。

融資方式創新：直接融資占社會融資規模比重(用FM表示)。金融服務實體經濟最重要的功能是為實體經濟發展提供所需資金支持，直接融資作為更高效的融資方式，其在社會融資規模中的占比能夠體現金融系統為實體經濟發展提供資金支持的效率。許光建等(2019)[31]認為融資方式的變化對實體經濟發展具有重要的影響作用，融資方式的創新為實體經濟提供更多融資途徑，推動實體經濟發展。

(2)技術創新指標。從現有的對技術創新的評價指標來看，技術創新指標主要可以分為技術投入指標、技術產出指標以及技術環境指標三大類別。其中，技術投入指標如R&D人員全時當量、R&D經費占比、機構合作創新度等；技術產出指標如發明專利、基于文獻的創新指標、產品創新數目等；技術環境指標如綠色技術創新投入等[32]。因我國經濟發展階段的局限性，技術創新環境評價方面的指標存在數據缺失問題，不能較好反映我國實體經濟發展過程中技術創新的演化趨勢，故本文研究中技術創新指標從技術投入指標和技術產出指標類別中選取。其中，技術投入指標選取R&D經費占GDP比重，技術產出指標選取專利申請數量來反映我國技術創新發展狀況。

(3)實體經濟發展指標。按照黃群慧(2017)[33]對實體經濟的分類標準，工業經濟是實體經濟的核心，工業經濟的創新發展是當前世界各國經濟增長新動力支持，因此，本文選取工業增加值占GDP比重來反映實體經濟發展。

本文所選取金融創新、技術創新與實體經濟發展變量情況如表1所示。

表1 金融創新、技術創新與實體經濟發展變量統計表

分類狀況變量變量符號變量定義金融創新金融創新發展金融服務實體經濟金融資產結構FAS投資性金融資產占比金融業總量FID金融業增加值支付方式PMM1/M2融資結構FM直接融資占社會融資規模比重技術創新技術投入研發經費RDR&D經費投入技術產出專利授權PA專利授權數量實體經濟發展工業企業發展工業企業增加值SE工業企業增加值

2. 數據的預處理

為保證數據的統一性和完整性，選取2002年1月至2017年12月月度數據，采用插值法對社會融資規模缺失數據補齊，運用Eviews將各變量數據都統一為月度數據，為消除季節因素對相關數據的影響采用X12方法對數據進行季節調整，所有變量數據均進行標準化處理，數據來源WIND數據庫。

為了防止后續檢驗以及進行MI-TVP-SV-VAR模型分析過程中出現偽回歸現象，先對三個變量的穩定性進行檢驗。通過ADF檢驗可知各變量原序列均為不平穩時間序列，而一階差分序列均為平穩時間序列。

(二)金融創新、技術創新與實體經濟發展的模型設計及參數估計

MI-TVP-SV-VAR模型最優滯后階數的確定依據為AIC準則，最優滯后階數為2階。因本文所選取的樣本時間跨度較大，故在運算中將有效的重復抽樣次數設定為1 600次，預燒抽樣次數設定為600次，舍去預燒抽樣有效抽樣次數為1 000次。運用MATLAB軟件得出中國金融狀況指數脈沖響應函數結果。

1. MI-TVP-SV-VAR模型設定

首先構建一個標準的狀況空間模型，其中，量測方程為

yt=Ztαt+εt

(11)

狀況等式為

αt=αt-1+Rtηt

(12)

yt為被解釋變量，維度為p×1，其中，p為被解釋變量的個數。Zt為解釋變量，維度為p×m，其中，m為所有被解釋變量的滯后值及其截距項的總數。αt為所構建的VAR模型系數，維度為m×1。Rt包含控制參數發生結構變化的信息，維度為m×1。εt是相互獨立的服從正態分布N(0,Ht)的隨機向量，ηt是相互獨立的服從N(0,Q)的隨機向量，兩個等式中的誤差項εt和ηt是相互獨立的，t=1,2,…,T。

由于誤差擾動項εt的協方差矩陣Ht具有時變性，將其分解為下三角矩陣和對角矩陣相乘的形式，其表達式為

(13)

其中，Σt為對角矩陣，將Σt對角線上的元素σ1t，σ2t，…，σpt組成一個向量σt=(σ1t，σ2t，…，σpt)′。設向量ht=(h1t,h2t，…,hpt)′，其中的每一個元素hit=ln(σit)。

ht+1=ht+ξt

(14)

其中，ξt與εt，ηt相互獨立，且服從正態分布N(0,W)。

為解決模型中的參數模擬偏差問題，Koop等(2009)[21]引入混合創新(IM)方法，構建MI-TVP-SV-VAR 模型，不對參數的變化趨勢做提前設定，避免了TVP-SV-VAR模型中的過度參數化問題。在MI-TVP-SV-VAR 模型中，令向量K=(k1,k2,…,kt)′表示參數的結構性變化，t=1,2，…,T。Kt的各元素服從Belluri分布，設向量Kt=(K1t,K2t，…，Kpt)′，在本文中令p=3，K1t∈{0,1}表示VAR系數αt的變化，K2t∈{0,1}表示Σt的變化，K3t∈{0,1}表示At的變化。因αt，Σt和A發生結構變化時相互獨立，故K1t，K2t和K3t的取值也是相互獨立的。

鑒于篇幅限制在此只列示MI-TVP-SV-VAR 模型基本方程和主要參數估計，模型構建詳細步驟可向作者索要。

2. 參數演進的特征分析

通過前期分析可知，αt，Σt和At發生結構變化時相互獨立，且分別由K1t、K2t、K3t控制，通過模型運算結果為：112，180，56，這表明在所有樣本點中，VAR系數αt發生結構變化的次數為112次，Σt發生結構變化的次數為180次，At發生結構變化的次數為56次。另外在每個時點上αt，Σt和At發生結構變化的后驗期望概率分別為E(K1|Data)=0.583 3；E(K2|Data)=0.937 5；E(K3|Data)=0.291 6。通過上述結果可以看出在所構建的模型樣本期間各個參數在每個節點發生結構變化的概率較高，從而降低模型變動的幅度，促進參數演化的漸進性。

(三)金融創新、技術創新與實體經濟發展的脈沖響應結果分析

建立金融創新、技術創新與實體經濟發展的MI-TVP-SV-VAR模型，分析金融創新、技術創新變量對實體經濟發展單位信息沖擊的脈沖響應函數，通過所得的結果可見各變量在樣本期間的脈沖響應具有靈活性，且呈現結構性變化。具體分析如下。

1.實體經濟發展(SE)對金融資產結構(FAS)的靈活動態脈沖響應分析

自戈德史密斯提出金融結構理論之后，金融結構與經濟增長之間的關系就受到眾多學者的關注，金融資產結構作為一國金融結構的重要組成部分對一國實體經濟發展起重要作用。投資性資產的增加能夠為實體經濟企業發展帶來更多的資金支持，有利于實體經濟產品生產和規模擴張。從我國2002-2017年金融資產結構與實體經濟發展的脈沖響應關系來看(如圖10所示)，在整個研究樣本期間，金融資產結構優化對實體經濟發展具有正向的脈沖響應，且脈沖響應在短期內效果更為顯著，這是因為金融資產結構優化使經濟體中投資性資產占比增多，從而促進實體經濟資金環境的優化，有助于實體經濟的擴張和再生產。但在2008年金融危機和我國2015年下半年股災期間投資性金融資產大幅度減少，其對實體經濟發展的脈沖響應程度也相對減弱，這說明實體經濟發展對投資性金融資產的變動較為敏感，穩定的市場環境是實體經濟穩定發展的必要保障。

圖10 2002.01-2017.12期間SE對金融資產結構 變化的脈沖響應函數圖

2.實體經濟發展(SE)對金融業總量(FID)的靈活動態脈沖響應分析

金融業作為虛擬經濟的重要組成部分既服務于實體經濟，又與實體經濟之間存在矛盾關系[38]。一方面，金融業的發展促進了資本更好的流動，從而促進全球資源配置有效提升，推動消費和投資的升級，優化產業結構，進而對實體經濟的發展起到良好的促進作用[34]。另一方面，如果金融業增長過快則會破壞虛擬經濟與實體經濟發展的平衡，擠占實體經濟發展的資源，導致泡沫經濟的出現，嚴重會引發經濟危機對整個國民經濟甚至世界經濟發展產生危害[35]。從圖11來看，2002-2017期間金融業對我國實體經濟發展的脈沖基本呈正向響應，說明我國金融業對實體經濟發展起到了良好的促進作用，但是在整個樣本期間各期脈沖響應波動性較大，且也存在部分的負向反映區域，說明期間金融創新工具帶來的更高收益擠占實體經濟發展資金，出現了金融創新與經濟發展脫離的現象，使金融服務實體經濟效能沒有得到全面的發揮，有待進一步提升。

圖11 2002.01-2017.12期間SE對金融業總量 變化的脈沖響應函數圖

3.實體經濟發展(SE)對支付方式(PM)的靈活動態脈沖響應分析

現代金融支付方式的創新一方面依托大數據、互聯網技術提升了支付效率，拓展了金融服務的范圍，有效降低了金融交易成本，推動金融業務深入發展[36]。另一方面，支付的便利性也有助于提升日常消費行業和小微型企業的經營績效，從而推動經濟發展[37]。從我國2002-2017年數據研究發現這一推動作用并不明顯，從圖12中可以看出，在研究樣本期間表征支付創新的指標對實體經濟發展的沖擊在前2-3期為負向反映，之后變為正向且隨著時間推移逐漸趨于平緩，說明我國支付方式的創新對工業經濟發展的推動作用并沒有較好發揮。特別是2015年之后實體經濟發展對支付方式創新的動態脈沖響應在前3期的負向沖擊作用更為顯著，且后期的正向沖擊較之前時間段平緩，這主要是因為在“大眾創業、萬眾創新”推動下，網上支付、移動支付等支付方式的創新降低了創業成本、緩解了信貸約束，在一定程度上促進了以家庭為單位的大眾創業，但對工業企業的生產卻沒有較為明顯的推動作用，反而因家庭創業和小微企業的低門檻投入，擠占工業企業資源。

圖12 2002.01-2017.12期間SE對支付方式 變化的脈沖響應函數圖

4.實體經濟發展(SE)對融資結構(FM)的靈活動態脈沖響應分析

從實體經濟發展的融資結構來看，包括傳統的以銀行借貸為主的間接融資和以發行股票或債券為主的直接融資方式。在經濟發展初期，間接融資方式能夠發揮甄別投資、動員儲蓄等優勢，但是隨著經濟的不斷發展，直接融資方式能夠規避融資風險、減少銀行壟斷行為，為實體經濟提供更加高效的資金支持[38]。從圖13的脈沖響應圖可以看出，2013年之前我國以間接融資為主的融資結構能夠為實體經濟發展提供必要的資金支持，對實體經濟發展起促進作用。但2013年開始，隨著我國實體經濟不斷發展壯大，傳統的以銀行信貸為主的間接融資方式已經不能滿實體經濟企業發展的需求，而證券市場融資發展滯后又不能充分發揮直接融資的功能，這種融資結構的失衡表現為直接融資占比對實體經濟發展的負向脈沖響應。我國需要不斷完善證券市場的融資功能建設，為實體經濟發展提供更好的直接融資支持。

圖13 2002.01-2017.12期間SE對融資結構 變化的脈沖響應函數圖

5.實體經濟發展(SE)對研發經費(RD)的靈活動態脈沖響應分析

科技進步是現代社會經濟發展的原動力，技術創新水平對一國經濟發展具有重要影響，研發經費的增加能夠提高科技創新的資源稟賦，推動科技進步發展。同時，科技投入作為高風險、高回報的投資，應該與該國經濟發展階段以及國家發展政策相協調[39]。我國的科技政策也隨著不同階段的不同國情而應時調整。從圖14可以看出，研究樣本期間，實體經濟發展對研發經費投入的脈沖響應隨著國家科技政策和研發經費投入的調整而呈動態變化，但整體上具有較為明顯的促進作用，特別是2015年以來我國更加重視科技對一國經濟發展的推動作用，不管是從國家政策層面還是從企業發展層面都加大了研發經費的投入，科技推動作用更加明顯。

圖14 2002.01-2017.12期間SE對研發經費 變化的脈沖響應函數圖

6.實體經濟發展(SE)對專利授權(PA)的靈活動態脈沖響應分析

科技專利作為科技創新的主要成果產出決定一國實體經濟的創新水平，而專利技術的產業化是科技專利促進經濟發展動力作用發揮的關鍵[40]。從圖15來看，在研究樣本期間我國實體經濟發展對專利授權的脈沖響應在前3期整體為負向，之后隨著時間的推移產生正向沖擊，這說明專利轉化為實際動能具有時間上的滯后性，但是隨著時間的推近，前3期的負向沖擊作用有所減緩說明我國專利轉化能力在不斷增強，但還存在一定程度上的不足，這些作為實體經濟發展的潛在動能需要進一步的挖掘。因此，我國在加強研發投入和專利申請的同時，更要注重科技成果轉化能力提升。

圖15 2002.01-2017.12期間SE對專利授權 變化的脈沖響應函數圖

五、研究結論及政策建議

(一)研究結論

本文在對我國當前實體經濟發展現狀分析的基礎上揭示實體經濟發展困境，將技術創新內生化從理論上探究實體經濟發展新動能，并通過對我國2002年1月至2017年12月月度數據分析探究我國金融創新、技術創新在新動能作用發揮中的不足，得出以下結論。

(1)通過對我國實體經濟發展現狀分析發現：當前我國經濟發展面臨內需支撐弱化、外需增長可持續乏力；資本市場發展不成熟，資本的短期趨利性明顯，服務實體經濟功能有待加強；房地產價格虛高泡沫化顯現，擠占實體經濟發展資源；利潤追求下行業回報率的偏差造成實體經濟產業結構失衡，高新技術產業發展有待進一步增強等困境。

(2)通過對已有研究梳理及構建技術創新、金融創新與實體經濟發展的物質生產函數分析可以得出：金融創新的動能體現在金融系統資產結構創新和金融系統發展所帶來的金融系統的優化發展動能，以及金融支付方式創新和融資方式創新所提供的服務實體經濟動能。技術創新的動能則體現在技術投入和產出的優化帶來的科技水平提升促進實體經濟生產及管理效率提升的動能，同時，在金融創新與技術創新之間還存在，科技水平提升優化金融系統結構、提高金融資源配置效率，使金融服務實體經濟的功能得到更好的發揮，也是實體經濟發展新動能的體現。

(3)通過分析我國2002-2017年期間金融創新、技術創新對實體經濟發展影響作用得出：在研究樣本期間，我國金融資產結構對實體經濟發展具有正向的脈沖響應，且在短期內效果更為顯著，實體經濟發展對投資性金融資產的變動較為敏感；金融業總量增長對實體經濟發展的脈沖響應呈現正負波動性，存在金融業發展擠占實體經濟發展的現象；支付方式創新對實體經濟發展的沖擊在前2-3期為負向，之后轉為正向但較為平緩，說明支付方式的創新并沒有對實體經濟發展產生明顯的推動作用；融資結構對實體經濟發展的作用呈階段性差異，2013年之前促進作用較為明顯，2013年之后融資結構失衡，融資結構對實體經濟發展表現為負向脈沖反應；以研發經費為代表的科技投入對實體經濟發展整體上呈較為明顯的促進作用；以專利授權為代表的科技產出對實體經濟發展的推動作用則表現出滯后性，在3期之后專利轉化能力增強，對實體經濟的推動作用開始顯現。

(二)政策建議

基于實證分析中揭示的我國在金融業整體發展、金融資產結構調整、融資方式轉變、研發經費投入、專利技術成果轉化等方面的不足，結合我國當前形勢，從金融創新優化和技術創新優化的角度提出提升我國實體經濟發展新動能的政策建議。

(1)優化金融資產結構，完善企業債券市場發展，提升金融系統資源配置功能。通過研究可以看出金融資產結構對實體經濟發展具有正向影響作用，而投資性資產的敏感性更強，但從我國現有資產結構來看，儲蓄和國債仍然占較大比重，投資性資產占比過少。企業債券市場的發展能夠在滿足公眾對固定收益類投資偏好的同時，更好推動我國金融資產多樣化發展，是促進資本市場發展的有效突破口。因此要更好地鼓勵債券市場發展，不僅需要在現有基礎上進行制度和管理方面創新，健全企業債券評級和信息披露制度，明確企業債券投資人的風險承擔并取消強制性擔保，同時還要積極培育養老基金、投資基金等機構投資者，提升企業債券投資者風險識別能力和風險承擔意識，提高金融系統資源配置效率，更好服務企業創新研發和創新企業發展。

(2)優化企業直接融資環境，推動資本市場改革開放，提升資本市場服務實體經濟功能。隨著市場化進程的不斷深入，傳統的以銀行為主的間接融資方式不能滿足現代化企業發展需求，因此，需要積極拓展直接融資渠道，引導資金向創新型產業流動，解決創新企業發展中的資金短缺問題，促進創新驅動經濟發展。根據我國資本市場發展狀況探索新形勢下直接融資的改革路徑，完善資本市場的進入和退出機制，以科創板設立為契機推動注冊制改革，提升我國資本市場開放程度，更好發揮資本市場的資金融通功能。特別是為以人工智能、高端制造等為代表的新興科技行業企業營造更好的直接融資環境，促進新動能、新技術的發展，提升資本市場服務實體經濟轉型升級功能的發揮。

(3)優化金融服務產業結構升級的支持體系建設，提升金融系統基礎性服務功能。服務實體經濟是金融系統最基礎的功能，因此要在現有基礎上通過提升直接融資和間接融資服務水平，優化金融服務實體經濟產業結構升級的支持體系建設，鼓勵金融工具的多元化發展，為實體經濟發展提供更好的資金支持。發揮資本市場的直接融資功能，為創新驅動發展提供多層次的資本融通渠道，扶持創新企業發展。優化銀行等間接融資機構業務流程，加快民營銀行發展步伐，提升資源配置功能，完善銀行不良資產處理機制，提升金融系統服務實體經濟的基礎服務功能。

(4)優化科技成果轉化機制，拓展專利市場價值渠道，提升技術創新支持實體經濟發展功能。技術創新的產業化發展是促進產業結構轉型升級，推動實體經濟發展更為直接的動能。在確保科研投入的同時還需要注重科研成果的轉化功能，加強科技創新與產業創新的有效銜接，建立各類科研機構與現代產業企業的信息共享平臺建設，建立健全科技成果轉化機制，加快專利成果信息的流通和產業化轉化。同時，也要發揮產業的科研引導作用，通過加強企業與科研機構的溝通，引導產業技術創新方向，提升專利技術的市場價值，更好地服務實體經濟發展。

(5)優化金融科技政策，加強金融集聚整合力度，提升金融支持技術創新發展功能。技術創新發展以及科技成果轉化離不開強大的金融支持，特別是隨著地區性新動能轉化政策的實施，單一的金融機構難以滿足地區技術創新的金融需求，因此，需要通過規模經濟效應和金融產業集聚的輻射效應提升金融服務技術創新轉化的能力。在完善金融系統法制建設的同時，鼓勵創業風險投資基金、企業債券市場的發展，并建立全方位的保險風險承擔機制確保金融創新過程中的金融系統穩定，通過優化金融資源配置提升金融支持技術創新的功能。