金融發展、產業結構與地區創新績效的關聯性

羅頻宇

（蘭州財經大學 長青學院， 甘肅 蘭州 730020）

我國現階段對于傳統商品的需求較小，加之財政上的各種政策，例如加大政策對沖，將財政赤字率提高到3.6%以上，深入推進供給側結構性改革，大力支持科技創新，加快制造業轉型升級，支持小微企業紓困發展等，會導致利潤率呈現下滑趨勢，各地區的創新受到一定的影響。近幾年，我國的產業轉型，要由單純的制造大國轉型成為高科技產業發展強國，在改變產業結構水平積極創新的同時，需要經濟作為支撐，為企業解決資金問題。[1-3]我國各地區在經濟發展及產業結構水平等方面都存在著較大的差異，導致金融行業對于每個地區創新績效的作用都不相同。[4]由于各地區之間的經濟政策以及產業結構各不相同，甚至存在較大差異。為實現經濟的增長，加速我國產業的轉型，需對金融發展、產業結構水平對地區創新績效的影響進行探討，分析各變量之間的相互關系。本研究將各地區的指標專利授權量作為評判創新績效的標準構建模型，分析金融發展、產業結構水平會對地區創新績效產生何種影響。

一、研究計量模型的構建原理

本文分析了2005—2015年我國省域面板數據，通過構建計量模型分析了我國金融發展和產業結構對地區創新的作用。指標專利授權量是最具說服力的指標之一，在此研究中將作為衡量創新績效的變量，構建計量分析模型，并且在建立函數模型的過程中，對經濟政策變量進行分析。科學技術活動的創新本質上是一種知識產出的行為，將知識生產函數作為理論基礎（如表1所示）。

表1 變量說明

在此模型中，外商直接投資會對其產生較大影響，意味著金融及勞動力方面會產生相應變化，使得產業結構水平提高，從而影響技術創新的產出。這種變化導致上述模型具有線性函數變化特征，為了防止研究參數估計出現偏差，可以將其解釋為線性函數的變化，也可解釋為非線性函數變化。[5-6]此研究主要分析2005—2015年的省域面板數據，將空間聚集、空間外溢包括在內，建立空間自相關模型。首先要確定函數模型中的控制變量，探討金融發展以及產業結構水平對于區域創新績效的影響。

二、計量檢驗標準以及模型分析結果描述

1.對變量的描述性分析

從分析變量的描述性統計分析可知，將被解釋變量和控制變量固定資產fai投資總額相比，兩者之間的差異較大，此結果表明創新以及固定資產投資在各地區之間存在較大差距。其他變量的差異較為微弱，在各地區間的差異較不明顯（如表2所示）。

表2 變量統計分析

2.計量模型1、2、3的選擇標準

因為本文數據的特殊性，故使用泊松回歸分布、負二項回歸、廣義負二項回歸這三種回歸方式進行分析，分別對應表中模型1、2、3，通過對三種方式的比較，選出其中最優方案。

在模型1中若si為0.014 9（1%），那么t為3.79e-04，若fd為6.90e-04（1%），那么t為5.64e-06，若open為0.000 399（1%），那么t為5.64e-06，若fai為6.90e-04（1%），t為1.79e-07，若rd為-2.01e-05（1%），那么t為6.30e-08。在模型2中，若fd為0.429（5%），那么t為0.178，若fai為6.80e-04（1%），那 么t為7.64e-04，若constant為8.735（1%），那么t為0.369，若inalpha為0.510（1%），那么t為0.052 9。在模型3中，若fd為0.790（1%），那么t為0.190。若fai為7.50e-04（1%），那么t為7.70e-05，若constant為8.270（1%），那么t為0.369，若fd為0.204 5（1%），那么t為0.075 9，若constant為0.600（10%），那么t為0.364。在模型3中，若fai為6.79e-04（1%），那么t為7.69e-05，若constant為8.449（1%），那么t為0.052 9。通過比較后發現負二項回歸更適合本文的數據分析。

3.計量模型2的檢驗結果

根據計量模型2得出的相關結果可知：產業結構水平和區域創新績效成正比，由于產業結構水平si的系數為0.006 78，表明每當產業結構水平提高1%，區域創新績效的數量會增加0.006 78個，由此可知，產業結構水平的優化不夠合理，不能明顯地提高區域創新績效。產業結構水平si未通過顯著性檢驗，國內目前的產業結構還未優化為最佳，以我國東部沿海地區為例，相關的產業主要還是依靠廉價的勞動力，經濟發展較緩，不能依靠其他產業進行升級，產業內部的科技創新缺乏活力，使得企業內部的專利數量較少，市場對產品的接受度一般。

分析金融發展程度fd可知，金融發展程度對地區創新績效有正向影響，已通過1%的顯著性水平檢驗，表明金融發展會帶動地區創新績效且效果顯著。因為金融發展程度與企業內部的資金運轉狀況息息相關，金融發展可以為企業提供更多的融資機會，以及外部資金的流入，能夠使其更加專注于技術創新，促進企業自身發展，提高地區的創新績效。

固定資產fai投資通過了1%顯著性檢驗，對地區創新績效有正向影響，表明在固定資產投資增多時，地區的創新績效也會提高且效果顯著。固定資產主要是指工廠、相關儀器設備等，當固定資產投資增加時，企業有了更多的保障，可以投入更多在科技研發上面，帶動地區創新績效的發展。

對外開放水平以及研發投入強度對地區創新績效并沒有較大影響，二者都未通過顯著性檢驗。對外開放水平對創新有一定影響，但不顯著，我國長期處于吸引外資投資建廠的階段，利用廉價勞動力吸引外資，進行簡單的商品加工再出口，未考慮創新，就忽略了外資的重要性。研究發現，研發投入強度不僅沒有對創新績效產生正向影響，還阻礙其發展，與原推理不符，只能解釋為政府的資本投入效率影響了地區創新績效。

4.東、中、西部地區基本統計情況描述

研究中將樣本按地區分為東部、中部以及西部，再次對以上的負二項回歸模型進行檢驗。據表3可知，東、中、西部都符合模型2的負二項回歸。

表3 分地區基本統計描述

5.東、中、西部檢驗結果描述

從表2可知，中、西部分散參數通過了顯著性檢驗，符合負二項回歸要求；東部未通過顯著性檢驗，這種情況下采用泊松分布回歸更為合理。通過了顯著性檢驗的只有中部產業結構水平si，表明中部地區的產業結構水平對地區創新績效影響明顯，但東、西部不明顯，論證了本研究觀點。金融發展程度fd在東部和西部通過了顯著性檢驗，對地方創新績效有較好影響，與研究結果相同，體現了產業結構和金融發展的地區差異性，所以每個地方受產業結構和金融發展程度的影響，其創新績效也不盡相同。

三、金融發展研究的結論

此研究從多方面探究了金融發展以及產業結構水平對地區創新績效的影響，分析了金融發展以及產業結構水平與區域創新績效的關系，總結如下：一是研究結果表明產業結構水平對區域創新績效有推動作用，為正向影響，但結合相關變量進行檢驗時發現，區域創新績效成果不理想，推動區域創新的發展能力甚微。[7-8]二是金融發展水平對區域創新績效也有正向影響且金融發展在結合相關變量進行檢驗時發現，其通過了顯著性水平檢驗，對區域創新績效的影響較大，能夠推動創新發展。三是在對計量模型進行推理時發現，中部地區的產業結構較為優化且其區域創新績效水平較高，東部以及西部地區的金融發展水平和創新績效水平也較高。[9]

四、對地區企業的創新政策建議

各地區企業之間應該相互合作，積極利用金融機構給出的政策，通過融資等經濟手段保證企業資金運轉，提高區域的金融發展程度。[10-11]利用金融發展保證企業的產業結構發展有所提高，在引進資本的同時，積極引入外來的先進技術，實現產業升級轉型。鄰近省份可以相互協作、共同提升，促進企業結構轉型，使得金融發展以及產業結構轉型能夠推進區域創新績效。

五、結語

金融發展和產業結構都對地方創新績效有著正向影響，能夠推動地方創新績效的發展。本文中將所有的關鍵指標都進行了仔細的分析，但未全面分析區域產業金融經濟發展體系，雖是鳳毛麟角，但仍然具有較大作用，能夠促進地方創新績效的發展。