市场分割条件下金融支持技术进步的路径分析

陈瑾瑜

（西南科技大学 经济管理学院，四川 绵阳 621000）

0 引言

随着“新常态”的到来，创新成为中国经济保持持续增长的核心动力，因此很多学者都将关注的焦点集中到促进技术进步的具体机制上来，这其中金融发展是一个重要的视角。实际上，Schumpeter早在上世纪初期就明确指出银行可以凭借自己的信息优势来识别那些成功概率较大的创新并提供资金援助从而促进技术进步[1]。Bencivenga&Snith（1995）则认为当金融发展程度较低时，经济系统只能选择发展期较短的创新技术；而只有当金融市场发展程度较高时，才会选择发展期较长的创新技术[2]。此外，Chou&Chin(2006)以及Jeong&Towsend（2007）也都认为金融深化对技术创新具有加速推进的作用[3,4]。同样地，国内学者也都在理论上认同金融发展对于技术进步的积极作用，比如樊小宏（2012）就指出金融发展能较好地推动科技的进步[5]。邓平（2012）则深入阐释了金融促进科技创新的机制[6]，胡杰等（2013）也对金融和科技的互动机制进行了理论分析[7]。然而，与理论上的分析不同，叶子荣、贾宪洲（2011）基于中国的省级动态面板数据发现我国的金融支持对自主创新的影响是不显著的[8]，俞立平（2013）同样使用中国的省际面板数据得出金融对科技创新的支持需要有一个长期的过程[9]。这种理论与实证上的矛盾意味着金融发展促进技术进步是有条件的，但是到目前为止却鲜有学者对其背后的条件进行探讨，我们尝试从市场分割的角度来分析金融发展促进技术进步的具体路径。

1 理论分析与假说提出

从动态比较优势的视角看，市场分割是可能促进经济增长的，这对于像中国这样的发展中国家而言尤其合适，换句话说，我们可以抛弃现有的静态比较优势，并通过技术扩散和人力资本积累来获取新的动态比较优势，从而带来经济的增长和福利的提高。但是这种可能性的实现是有条件的，这其中很重要的一点就是市场分割能够带来技术进步，而众所周知，技术进步需要大量的资本投入，因此问题的关键就在于在市场分割的情况下，金融资本是否会流向能够带来技术创新的部门。要更好地理解这一问题，我们首先需要对技术进步的含义有一个清晰的理解。狭义上来讲，技术进步仅仅是指新产品的出现和工艺技术的改进，但是对于一个发展中国家而言，技术进步的范围要更加广泛，除了我们通常所理解的狭义技术进步之外，还包括产业结构优化所带来的要素配置效率的改善和企业管理方式改进所带来的技术效率的改善等等，而本文要关注的则主要是产业结构优化所带来的配置效率的改善。

具体来说，激烈的政府竞争导致了市场分割成为地方政府选择的均衡策略，在这一均衡策略实施的初期，中国刚刚从计划向市场转轨，存在着巨大的资源配置效率改善的空间，于是大量的资本涌向那些价高利大的加工工业，带来了配置效率的大幅改进和较快的技术进步，因此，当市场尚未饱和，市场分割程度较轻时，金融发展所带来的配置效率改善能够对技术进步产生积极的促进作用，但是随着大量资本的进入，市场逐渐趋于饱和，为了保证自己辖区内企业的生存，工人的就业和财政收入的稳定，地方政府开始加强对本期企业的保护力度，此时市场分割程度不断加深，在政府的保护下，企业缺乏来自外部竞争的压力，因此很难有创新的动力，同时由于地方政府官员的任期都是有限的，而技术研发从投入到产出之间需要很长的时间并存在较大的风险，因此地方政府并没有激励将金融资本投入到真正的技术和产品研发中，这导致了金融资本与技术进步之间的作用机制被强行打破，于是金融资本对于技术进步的促进作用不再显著甚至会出现负面的阻碍作用。由此可见，在市场分割的情况下，金融发展与技术进步之间的关系不再是简单的线性关系，而是演变成为一种复杂的非线性关系。

总之，通过以上理论分析，我们可以初步得到以下假说：

在市场分割程度较轻时，金融资本通过改善资源配置的效率从而促进了技术进步，但是当市场趋于饱和、市场分割程度加重时，由于企业缺乏竞争压力和政府目标的短视使得金融资本并没有流向技术研发部门，从而导致金融发展与技术进步之间的关系变得不再显著，甚至可能会出现负面的消极影响。为了说明这一命题的科学性，下面我们将通过省际的面板数据对此进行经验验证。

2 数据与模型

为了验证以上理论假说，我们主要使用中国1990～2012年的省际面板数据进行经验分析，所有的数据均来自中经网宏观数据库。其中涉及的变量主要有三个：技术进步、市场分割和金融发展。其具体的测算方法如下：

首先，由于技术进步是不能直接观测的，因此我们使用数据包括分析法进行测算，在本节中，为了保证统计结果的真实可靠，我们参照了中国经济增长与稳定课题组（2010）对于中国全要素生产率、技术进步和技术效率变动的测算方法和测算步骤[10]，使用DEA-Malmquist指数法测算了中国30个省区市1978～2010年的全要素生产率、技术进步和技术效率变化，其中，在投入要素中，我们使用了固定资本存量和劳动力，固定资本存量是货币价值数据，其中包含了价格因素，因此可以帮助我们测算出包括“虚假技术进步”在内的所有技术进步，产出数据我们使用了国内生产总值。相关数据的处理过程可以参见中国经济增长与稳定课题组（2010），在此就不再赘述。

其次，在市场分割方面，我们使用Parsley和Wei（1996）的思想来构造两地间的相对价格方差。为了得到该相对价格方差，我们需要包含时间t、地区d和商品种类k的三维面板数据。根据付强（2011），假设两地区为地区i和地区j，商品类别为k，时间为t，由于所获取的数据为环比价格指数，所以首先使用对数差分法来对原始数据进行处理，因为这种处理方法可以直接满足我们对数据的要求。

对数据取绝对值形式主要是为了避免由于两地区排列顺序而导致的数值正负差异。

最后，金融发展方面，由于间接融资仍然是我国企业外部融资的主要渠道，因此我们使用银行存贷款总额与GDP的比值来表示金融的发展程度。此外，为了使估计更加准确，我们还需要在模型中包含控制变量，根据付强（2011），这些控制变量主要包括人力资本水平、经济发展水平、外商投资水平等，其分别使用“在校大学生占全国人口的比重”、“人均实际GDP”和“外商投资占当年GDP的比重”来表示。

通过上文的分析，我们可以得出市场分割的程度会对金融发展影响技术进步的效应产生异化作用，换句话说，市场分割达到一定程度时，金融发展影响技术进步的机制就会发生转移，这在计量模型中将表现为模型结构变化，基于这一思路，我们在下面的分析中将引入门限协整模型来分析这一问题。门限协整模型属于典型的非线性协整模型，当状态指标——门限变量高于和低于某个阈值时，变量之间的关系也会在不同机制之间发生类似于分段函数式的跃迁，而门限协整模型可以很好的捕捉到这种变量之间关系的转换特征。下面，我们就在引入相关控制变量的基础上以技术进步作为被解释变量、金融发展作为主要解释变量，市场分割程度作为门限变量来构建门限协整模型。

3 实证结果分析

正如上文所述，我们采用面板门限回归来验证这一命题。而要使用面板门限回归模型,首先需要确定是否存在门限效应，如果不存在门限效应，而意味着原有的理论假设不成立。本质上来看，门限效应检验就是确定门限的个数，一般来说，数据模型的门限效应一般不会超过三个，因此我们只需要检验单一门限模型、双重门限模型和三重门限模型即可，在具体的检验过程中，由于样本数量有限导致的残差非正态分布使得一般的检验失效，因此我们使用Bootstrap即自抽样法来获得临界值。具体来说，如果单一门限效应的F值不显著，则意味着不存在门限效应，我们之间使用一般的面板估计方法对数据进行拟合即可，如果单一门限模型显著但是双重门线模型不显著，则意味着数据只存在一个门限值，我们使用单一门限模型拟合数据，以此类推。其具体的估计结果见表1和表2所示。

表1 门限变量的估计值和置信区间

表2 门限检验

表1给出了个模型的门限阈值的估计值，模型2则对各模型的显著性进行检验。门限值的检验采取的是自抽样（Bootstrap）的方法，以此来避免样本数量过小的问题，表2中F值和P值是自抽样300次后得到的结果。对门限变量进行检验的原假设是门限效应不显著，从表4的检验结果可以看出，单一门限时的P值为0，拒绝了门限变量不显著的原假设，而双重门限和三重门限检验的P值分别为0.695和0.417，无法拒绝原假设。因此本文构造的门限效应模型为仅存在一个门限值，属于单一门限模型。图1更加清晰地显示出门限变量的值和95%的置信区间的构造过程，虚线代表LR统计量的临界值。由于我们构造的是单门限变量模型，因此根据门限变量的结果，我们可以把市场分割程度分为两类，即分割程度＞门限值0.058的为分割程度高的省份，而门限值＜0.058的省份和地区为市场分割程度低的省份。

图1 门限图

在对面板门限回归模型进行门限效应检验及门限值确定的基础上，对该模型进行回归分析，面板门限回归分析的结果如表3所示。从表3的估计结果可以看出，首先，经济发展水平和外商投资水平对技术进步具有显著的促进作用，这与理论预期是一致的，经济发展水平越高，一个地区的资本实力和人才实力越强大，因此对于技术进步的推动作用就越明显，同时一个地区的外商直接投资越多，那么其对该地区的外溢效应就越明显，这种外溢效应既包括技术上的，也包括管理上的；其次，以大学生占总人口比重衡量的人力资本水平对技术进步并没有显著的促进作用，这与理论预期是不一致的，这可能是因为目前的教育模式与实际生产差距较远，因此大学生参加工作后并不能直接适应，需要经过一段时间的锻炼之后才能掌握实际生产所需要的技术，也才能对技术进步发挥作用，另外也可能说明目前我国大学生普遍缺乏创新意识和创新能力，因而无法对技术进步发挥作用，为了进一步检验哪一种推论是对的，我们还需要对结果进行稳健性检验。最后，金融发展对于技术进步的影响，估计结果验证了我们之前提出的理论假说，即当市场分割程度较轻时，金融发展能够有效促进技术进步，但是当市场分割程度超过某一阈值时，金融发展与技术进步之间的关系就变得不再显著，换句话说，金融发展已经不能够再促进我国的技术进步，这与我国目前的实际也是比较相似的，1998年我国进入过剩经济之后，市场逐渐趋于饱和，此时大量的金融资金逐渐脱离了实体经济，涌向房地产和股市等虚拟经济，导致我国的技术进步始终处于较低水平。

为了验证人力资本对于技术进步的不显著作用到底是由于滞后性还是由于缺乏创新能力造成的，同时也为了对表3的结果进行稳健性检验，我们现在以人力资本水平的滞后1期、2期和3期值对上述模型进行重新估计，其估计结果见表4所示。表4的估计结果可以得出更有价值的一些结论，首先，人力资本滞后一期的估计结果仍然是不显著的，但是滞后二期和滞后三期的人力资本已经可以显著促进技术进步，而且起促进作用是越来越明显的，这就说明我国的大学生并不是缺乏创新能力，而是大学教育与实际生产存在一定的差距，使得大学生在进入实际工作岗位后需要经过一段时间的熟悉和磨合期才能逐渐发挥其创新能力，这或许解释了为什么大多数企业都会给应届大学生安排一个实习期的主要原因，这既可以帮助企业筛选创新性人才，实际上也是大学生本身实际创造价值的一个反映；其次，加入人力资本滞后项之后，经济发展水平的估计值仍然没有发生很大变化，但是外商投资水平的估计值。

表3 面板门限模型估计结果

表4 稳健性检验

明显变小了，这充分说明外商直接投资的引入对当地经济的外溢效应大小在一定程度上取决于当地的人力资本状况，即人才对于技术和管理的接受能力，因此我们在引入外资的时候必须要考虑当地的人力资本状况；最后也是最重要的，与表3的结构相比，当市场分割程度大于阈值时，金融发展对技术进步的作用由不显著变为显著为负，这说明我们在表3的估计中遗漏了人力资本的滞后项，导致估计结果出现偏差，因此表4的估计结果更为可信，由此我们可以得出，由于市场分割的存在，金融发展对于技术进步的作用机制发生了结构性改变。当市场分割程度超过阈值，金融发展之所以会对技术进步产生阻碍作用，我们认为主要是因为市场分割的加重会恶化金融资本的配置效率，从而降低了技术进步。

4 结论

本文基于市场分割的视角系统分析了金融发展影响技术进步的路径。研究发现，当市场分割程度较低时，金融发展能够通过配置效率的提高来显著提高技术进步，但是随着市场的饱和和市场分割程度的加重，由于企业缺乏竞争的压力和政府目标的短视，使得金融资本不能够配置到技术研发部门，一方面导致了技术进步的缺乏，另一方面则大大降低了资源配置的效率，从而恶化了技术进步，因此金融发展与技术进步之间的关系发生了结构性转变。此外，本文的研究还发现滞后期的人力资本可以显著促进技术进步，这说明我国大学生并不缺乏创新能力，而只是缺乏实际生产经验，而外商直接投资对于区域经济的溢出效应的有效发挥则取决于当地的人力资本状况。

[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.基于金融与科技视角的经济增长研究[D].陕西师范大学,2012.

[6]邓平.中国科技创新的金融支持研究[D].武汉理工大学,2012.

[7]胡杰,安婷,曹馨予.我国经济、金融和科技的非均衡发展分析[J].技术经济,2013,(4).

[8]叶子荣,贾宪洲.金融支持促进了中国的自主创新吗[J].财经科学,2011,(3).

[9]俞立平.省际金融与科技创新互动关系的实证研究[J].科学学与科学技术管理,2013,(4).

[10]中国经济增长与宏观稳定课题组.资本化扩张与赶超型经济的技术进步[J].经济研究,2010,(5).