金融发展对高技术产业的作用机制与规律研究——以电子及通信设备制造业为例

胡 平

（浙江工商职业技术学院，浙江宁波315012）

金融发展对高技术产业的作用机制与规律研究
——以电子及通信设备制造业为例

胡 平

（浙江工商职业技术学院，浙江宁波315012）

以电子及通信设备制造业为例，从理论和实证两个角度分别探究金融发展对高技术产业创新的影响。理论上金融的作用机制包括资本形成机制、风险分散机制和激励约束机制。在此基础上，利用2002-2013年我国省际面板数据，采用面板数据模型和分位数回归模型，研究金融发展对电子及通信设备制造业创新产出的贡献。结果显示，在技术创新水平较低的情况下，金融对电子及通信设备制造业的技术创新作用不显著；当技术创新水平较高时，金融发展能够促进电子及通信设备制造业的创新产出。

金融发展；技术创新；电子及通信设备制造业

科技发展已成为当今社会的主题，党的十八大报告中明确提出了创新驱动发展的重大战略，创新驱动成为“十三五规划”的重要内容。由于高技术产业具有高附加值、产品更新速度快等特点，引领着尖端技术，在技术创新方面发挥重要作用。电子及通信设备制造业，其产量在整个高技术产业中占比达50%以上，占据十分重要的地位，并能有效提升其他行业的智能化水平，具有较大技术溢出效应，“互联化+”和“工业化4.0”进一步凸显了电子及通信设备制造业的重要作用。在经济进入新常态背景下，创新驱动对于电子及通信设备制造业转型升级起着至关重要的作用，金融支持为创新驱动发展提供了重要的资金保障。近年来，电子及通信设备制造业中，大中型企业新产品开发经费支出达到整个高技术产业大中型企业新产品开发经费的50%以上，研究金融发展对电子及通信设备制造业技术创新的影响机制，分析金融发展水平对电子信息产业的技术创新的作用大小与作用规律，无论对于金融发展还是电子信息产业的转型升级均具有十分重要的意义。

关于金融发展与产业技术创新关系的研究是技术创新经济学、金融发展理论的研究热点，相关研究源于金融发展与经济增长理论，Schumpeter （1912）［1］认为由于银行的信息较为全面，具有市场识别能力，由银行支持开发的创新产品成功的可能性很高，进而促进技术的总体创新。Tadesse （2001）［2］认为资本市场具有分散风险、共享机会、能向技术创新体系提供流动资金而激励创新的功能。孙伍琴（2004）［3］也赞同Tadesse的观点，认为金融市场具有风险分散机制和投资者自由言论机制。李建伟（2005）［4］发现金融市场能够充分调动市场上的资源，使资源达到有效配置，从而提高技术创新绩效。除了理论研究，许多学者更是通过实证研究证明了金融发展对科技创新具有正向作用。Tadesse（2006）［5］利用对各国工业的行业面板进行实证，发现基于市场的金融系统对技术创新具有促进作用。Jeong和Towsend（2007）［6］从总体增长和TFP增长两方面分解经济增长核算方程，发现金融深化对科技进步的作用显著。Chowdhury和Maung（2012）［7］基于发达和新兴国家的数据资料，利用普通最小二乘法、工具变量回归和面板回归方法研究金融市场对R&D投资效率的作用，发现金融市场发展能解决研发投资信息不对称的问题，金融发展能够显著提高研发投资的有效性。孙婷等（2011）［8］基于我国制造业2005-2007年的面板数据，叶子荣、贾宪洲（2011）［9］采用GMM方法对我国省际动态面板数据进行实证，均得出金融发展对科技创效率呈正效应的结论。陈迪等（2013）［10］利用DEA结合Malmquist指数分析方法，分析发现金融能促进科技创新的效率的提高。李苗苗等（2015）［11］运用2000-2011年中国省际面板数据依次进行单位根检验、协整检验和DAG等分析方法，研究得出金融发展对研发投入作用显著，是导致技术创新的直接原因。

高技术企业具有高投入、高风险等特点，金融发展对高技术企业技术创新的正向作用尤为显著。Alessandra和Stoneman（2008）［12］研究发现金融对规模较小的高技术企业影响特别大。Luigi et al.（2008）［13］发现随着银行发展，科技也会得到进步，特别是高技术企业，对外部融资的依赖性很强。李坤和孙亮（2007）［14］认为资本市场与企业能通过开发性金融能够形成链接，有助于解决企业融资难的问题。张自力（2010）［15］等基于广东省四个地区的数据回归分析，顾群，翟淑萍（2013）［16］基于中国高技术产业的省际面板数据，均分析得出金融发展水平能够提高创新效率。

纵观目前的研究，从研究对象上看，大部分学者从金融发展的角度研究技术创新时，选取的一般是总体的技术创新水平，或者选取高技术整个行业的技术创新产出，在高技术产业中，不同行业的创新特点以及金融支持不一样，其作用特征也不一样，很少有学者从金融发展对单个行业科技创新作用的角度进行研究，本文选取高技术产业中的电子及通信技术制造业作为研究对象，深入研究金融对该行业的创新作用；在研究方法上，大多数学者利用时间序列数据或者面板数据进行回归，分析金融深化科技创新的贡献，也有学者利用DEA分析金融对创新的效率，本文在普通面板数据回归的基础上，利用分位数回归的方法精确估算不同科技创新发展局部变化所引起金融对科技创新的作用，深层次探究产生这种现象的原因，有助于对电子及通信设备制造业科技创新提出更为有效的建议。

一、研究框架

本文将从理论分析和实证分析两方面来探究金融发展对电子及通信设备制造业科技创新的作用。首先，研究金融发展对电子及通信设备制造业科技创新的作用机理，在此基础上，利用我国电子及通信设备制造业省际面板数据，通过普通面板数据回归结合分位数回归进行实证分析。最后，将理论分析和实证分析相结合进行综合分析。

在实证分析中，借鉴代表创新活动的C—D生产函数，并加入金融发展因素，建立模型如下：式中，Y表示科技创新产出；K为科研资本投入；L为科研劳动力投入；FIR表示金融发展水平；c为常数项；α、β、γ分别表示回归弹性系数系数，为了消除异方差，对所有变量取对数。［17］

在研究方法上，本文采取普通面板数据回归和分位数回归结合的分析方法，通过面板数据回归，可分析金融总体发展对电子及通信设备制造业科技创新的贡献，而分位数回归能够在每个分位点上进行回归，根据不同分位点金融对科技创新的弹性系数，可以更加完整地刻画电子及通信设备制造业创新产出的条件分布，进一步探讨不同科技创新水平下金融发展对电子通信业技术的作用，同时分位数回归的原理是取加权误差绝对值之和最小，得到参数估计，这种计算方法可忽略异常值的干扰，使得实证结果更加稳健，研究框架如图1。

图1　研究框架

二、金融发展对电子及通信设备制造业创新的作用机理分析

（一）金融发展促进电子及通信设备制造业创新产出机理 第一，金融体系资本形成作用。资本形成的实质是将一部分用于生产资本品的社会资源转化后进行消费品扩张的过程。金融机构通过资本集聚，将已经形成储蓄的资本转移到投资者，实现社会再生产过程。金融体系可分为金融中介和金融市场两部分，金融中介的资本形成是通过政策性资金支持企业进行研发，同时给商业性金融机构传递这一投资信号，吸引商业型金融机构进行跟随投资。但是政策性资金是有限的，一般只有大中型高技术企业或者国家主导型的高技术企业能获得这部分资金。电子及通信制造业属于市场主导型的产业，以中小型的企业为主，多数无法获得政策性资金，就需要金融市场的资本形成机制解决这一问题，通过证券市场和风险投资机构等金融机构，发挥资本市场的融资功能，可长期性为具有竞争优势的企业提供资金支持。

第二，金融的风险分散机制。金融资产在流动过程中具有不确定性，这种不确定性可能会使企业由于某些不可抗力使得资金无法变现，导致资金链的断裂而蒙受损失。从根本上而言，电子及通信设备制造业属于技术和资本密集型产业，在研发过程中，其资产具有高专用性，极易产生资金链断裂的风险。而金融系统的资本形成作用可有效减少流动性风险，一方面，银行可保留一定数量的储备金满足居民对资金的需求，剩余资金便可进行生产性投资，形成流动性资本，为创新活动提供长期固定的资金，以防范企业遭受流动性冲击；另一方面，当出现流动性冲击时，未受收到冲击的投资者会通过购买受到冲击投资者的股票，从而不会使生产性资本清算，企业便可继续进行创新活动。因此，金融系统在一定程度上可以有效分散电子信息企业的风险。

第三，金融的激励和约束机制。通过财富效应，金融中介对电子通信设备企业的研发活动具有激励作用。从融资上看，我国风险投资刚刚起步，电子及通信设备制造业融资渠道单一，缺乏创新投资的激励机制。电子及通信制造业的技术创新大多数具有阶段性，每一阶段的创新都需要极大的资金投入和智力支持，金融市场能通过财富效应激发该行业的创新激情，通过示范效应，激励电子信息产业进行技术创新。同时，在债券市场中，创新者能够通过提前兑现支持下一阶段的创新活动，这使得创新主体在创新过程中，避免由于资金断裂造成的损失，给予创新者的创新信心和创新热情。此外，创新主体和金融中介能够通过签订一系列借贷合同建立创新主体的约束机制。金融中介在发放贷款之前，会充分了解高技术企业的发展情况，评估创新项目的发展前景和成功率，保证创新活动的可收益性。而对于电子及通信制造业的相关企业，受到借贷合同的限制，为了避免违约造成的损失，必须提高创新效率以达到创新的成功。

（二）不同科技创新水平下金融发展对电子及通信设备制造业创新的作用分析 首先，资本作为投入要素，对科技创新的作用十分显著，而金融机构本身具有识别能力，它会识别具有前景和高投入回报率的项目进行投资。电子及通信设备制造业属于高投入高风险的产业，当电子及通信设备制造业科技创新水平较低时，金融机构考虑到创新项目的收益性和成功率，并不会选择其进行投资，电子信息企业的科技投资仅依靠企业自身的投入；而当电子及通信设备制造业科技创新水平较高时，才能得到金融机构大量且稳定的资金。所以只有当电子及通信设备制造业的科技创新达到一定水平时，电子通信企业才能得到投资，金融发展才能促进其创新产出，创新产出才能随其科技创新水平的提高而提高。

其次，在科技创新水平较低时，金融系统规避风险能力欠缺。金融体系本身需要电子信息技术的支持，电子信息制造业科技创新水平的提高有助于金融信息化水平的提高。银行系统会根据居民对资金的需求预留一部分资金，而将其他资金进行投资来获取利益。而电子信息制造业的电子信息科技创新处于较低水平，就难以准确估算居民对资金需求，无法预留准确的资金。如果受到其他经济因素的影响，居民对资金需求变大，那必然会减少银行对创新活动的投资，从而造成电子信息制造业资金的风险。

三、实证分析

（一）变量与数据 （1）科技创新产出变量Y：本文利用产出法衡量科技创新，Crepon等（1998）［18］利用专利数量和新产品销售收入作为科技创新产出绩效的指标。其中，专利指标代表科技创新的直接产出，但有的创新成果并未申请专利，且由于专利转化为科技成果具有时滞性，所以专利指标极可能低估科技创新水平。而新产品销售收入既体现了企业的创新水平，也体现了创新的经济收益，所以，本文认为选取电子及通信设备制造业新产品销售收入更为合理。［19］

（2）金融发展水平FIR：沿用多数学者的观点，利用金融相关比率FIR，即：

（3）科研资本投入K：本文选用电子及通信设备制造业R&D内部经费支出，并借鉴永续盘存法，将R&D内部经费支出转换为科技资本投入存量。测算模型为：

式（2）中Kit和Ki（t-1）分别表示资本存量，δ表示折旧率，根据大量文献经验估算法，取9.6%，Ei（t-1）表示R&D实际经费支出。［21］R&D实际经费支出由R&D支出价格指数对R&D内部经费支出进行平减得出，R&D支出价格指数=0.55＊消费价格指数+0.45＊固定资产投资价格指数。［22］同时，利用公式估算R&D基期资本存量。［23］

（4）科研劳动力投入L：科研劳动力投入一般可由科研活动人员，R&D活动人员和R&D活动人员折合全时当量来衡量，其中，科技活动人员与科技创新的相关性不强，R&D活动人员的创新能力参差不齐，综合来说，考虑到与科技创新活动的相关性，本文选取电子及通信设备制造业R&D活动人员折合全时当量作为科研劳动力投入指标。

本文数据来自于《中国高新技术统计年鉴》、《中国金融年鉴》和《中国统计年鉴》，其中电子通信制造业新产品销售收入、R&D内部经费支出和R&D活动人员折合全时当量三个指标来源于2003-2014年《中国高新技术统计年鉴》，实际数据为电子及通信设备制造业2002-2013年各省新产品销售收入、R&D内部经费支出和R&D活动人员折合全时当量。由于金融相关比率由计算得出，需要各省金融机构本外币存贷款和各省生产总值（GDP）的数据，GDP来源于2003-2014年《中国统计年鉴》，各地区金融机构本外币存贷款之和来源于2003-2014年《中国金融年鉴》，实际数据为2002-2013年各省金融机构本外币存贷款和生产总值，基于数据完整性和可得性，剔除山西、内蒙古、海南、云南、西藏、青海、宁夏、新疆八个省份，所得数据的描述统计量如表1所示。

表1　描述统计量

（二）实证结果 1.平稳性检验。为了避免伪回归的情况，首先对各变量进行平稳性检验。运用eviews7.0软件，分别对科技创新产出变量Y、金融发展水平FIR、科研资本投入K、科研劳动力投入L四个变量进行面板数据单位根检验。为了使实证结果更具说服力，本文将各变量均通过Levin检验、ADF检验和PP检验三种检验才认定为平稳，结果如表2所示。在0阶差分时，科技创新产出在5%水平下通过Levin检验，金融发展水平FIR、科研资本投入K、科研劳动力投入L 在1%水平下通过Levin检验，但ADF检验和PP检验中，四个变量都未通过统计检验，均不平稳；而在1阶差分后，四个变量均在1%水平下通过Levin检验、ADF检验和PP检验，说明四个变量均平稳。

表2　面板数据单位根检验

2.面板数据回归。首先进行Hauseman检验，Hauseman检验值为16.235，概率为0.001，拒绝原假设，所以采用固定效应模型进行面板数据回归，回归结果如表3。

从实证结果来看，该模型拟合度高，R2达到84.0%。科研资本投入、科研劳动力投入和金融发展水平均对科研创新作用显著，其中科研资本投入和金融发展水平对创新产出的弹性系数为正。科研资本投入对创新产出的弹性系数最高，其在1%水平下通过统计检验，科研经费每增加1%，能促进1.411%的创新产出，说明科研经费的投入对科技创新的贡献最大。金融发展水平在5%水平下显著，金融发展水平每提高1%，能够促进1.141%科技创新产出，金融发展水平对科技创新的贡献较高。而科研劳动力投入对科技创新作用为负效应，每增加1%的科研劳动力投入，会减少0.378%的科技创新产出。产生这种情况的原因可能是在科研劳动力指标的选取上，现有的科技劳动力统计指标体现的是科技人员总体数量或折合研发人员全时当量，无法区分不同水平研发人员的贡献，难以精确估算科技劳动力对创新产出的作用。

面板数据回归结果说明金融发展规模和科研资本投入均对电子及通信设备制造业的创新产出正向作用明显。其中，科研资本投入对创新作用最为明显，科研经费的提高能极大促进电子及通信设备制造业创新产出。而金融发展由于具有资本形成的作用，随着金融规模发展，促进资本有效形成，加大对电子信息制造业创新的投入，间接促进了创新产出，又加之金融的风险分散和激励约束机制，使得金融发展对该行业创新作用的促进作用显著。

表3　面板数据估计结果

3.面板数据分位数回归。为了进一步研究不同金融发展水平对科技创新的作用，采用分位数回归的方法，将科技创新水平分为10个分位，回归结果如表3，分析不同科技创新水平下，金融对科技创新的弹性系数，可得如下结论：

第一，科技创新具有一定门槛效应。在τ= 0.1、0.2、0.3、0.5的低分位下，金融发展与科技创新作用不相关，而在τ=0.4、0.6、0.7、0.8、0.9的高分位下，金融发展对科技创新作用正相关。说明了在科技创新水平较低情况下，金融发展对科技创新作用不显著，而当科技创新水平达到一定程度，金融发展水平对科技创新的作用显著，金融发展才能够促进科技创新。

电子信息产业在科技创新水平较低时，研发投入往往较低，一般依靠企业自身投入，不需要金融的支持，所以金融作用才不显著，而随电子信息产业科技创新水平提高，企业自身无法满足大量的研发资金需求，需要寻求融资，且金融机构认为投资项目成功率高、投资收益性大，就会为电子信息企业提供大量稳定的资金，所以当科技水平达到一定程度，金融发展才能够对电子及通信设备制造业创新起作用。

第二，金融对科技创新的弹性系数随着科技创新水平的提高而提高。从表3可知，τ=0.6时，金融发展的弹性系数为0.440，τ=0.7时，金融发展弹性系数为0.536，τ=0.8时，金融发展弹性系数为0.483，τ=0.9时，金融发展弹性系数为0.492，从中可以看出，虽然在τ=0.7和τ=0.8之间，金融发展的弹性系数略微下降，但总体来说随技术创新水平提高，金融发展对科技创新的贡献有逐渐上升的趋势。

电子及通信设备产业的创新，是高投入高产出的，在研发投入较大的情况下，金融可以弥补电子及通信设备制造业的研发经费缺口，从而对创新产生积极的影响。

表4　分位数回归结果

四、研究结论

本文在分析金融发展对电子及通信制造业科技创新机理基础上，运用2002-2013年我国22个地区电子及通信制造业面板数据，通过普通面板回归和面板分位数回归相结合，验证了不同金融规模对电子及通信设备制造业技术创新的作用，综合分析可得如下结论：

第一，金融发展能够促进电子及通信制造业科技创新。理论上金融对电子及通信设备制造业创新的作用机制包括资本形成机制、风险分散机制和激励约束机制，通过这些机制，当金融规模扩大，能够使得电子及通信设备制造业的科技创新产出增加，金融发展有助于电子产业科技发展。实证研究结果表明，在电子及通信制造业中，科研经费的投入对科技创新的贡献极大，金融发展水平次之。也就是说，金融发展水平对电子及通信设备制造业的平均弹性系数为正，完善的金融体系为电子及通信设备制造业的科技发展提供了资金保障，积极性地促进了创新的发展。

第二，电子及通信设备制造业的科技创新存在一定的门槛效应。理论上，当科技创新水平处于低水平时，电子及通信设备企业难以获得金融投资，企业的研发支出来自于企业自身，金融对该产业的创新发展作用不显著，而当电子产业科技创新水平提高时，急需大量资金，而金融机构出于利益考虑也愿意投资该产业的创新，所以，金融对科技创新作用显著。实证上，通过分位数检验也证明了只有当科技创新水平较高时，金融对创新贡献的弹性系数是显著的，并且创新水平越高，金融弹性系数越高。所以对于电子信息产业而言，一方面要鼓励广大中小企业进行创新，另一方面要加大对大中型企业研发的金融支持，以发挥有限金融资源的作用，产生示范效应。

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责任编辑 周觅

F06

A

1003-8078（2016）02-0016-06

2016-02-24

10.3969/j.issn.1003-8078.2016.02.05

胡平（1970-），女，湖北英山人，浙江工商职业技术学院副教授。