金融中介發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步(編輯修改稿)

　

【文章內(nèi)容簡(jiǎn)介】 ，它也可能抑制了后發(fā)國(guó)對(duì)國(guó)外技術(shù)的吸收與模仿(Helpman,1993。 Glass amp。 Saggi,2002)。證券化水平(SEC)，用股票總市值與名義GDP之比表示。盡管中國(guó)金融體系是銀行導(dǎo)向型的，但在實(shí)證分析時(shí)忽略資本市場(chǎng)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響是不明智的。很多文獻(xiàn)認(rèn)為，資本市場(chǎng)較金融中介更適合高創(chuàng)新、高風(fēng)險(xiǎn)的投資項(xiàng)目(Allen,1993。Boot amp。 Thakor,1997。 Morck amp。 Nakamura,1999)。（二）數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)大多數(shù)省份私營(yíng)企業(yè)及個(gè)體貸款數(shù)據(jù)都是從2002年開(kāi)始公布，因此本實(shí)證采用20022006年中國(guó)大陸省級(jí)面板數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)獲取困難，樣本不含西藏自治區(qū)。私營(yíng)企業(yè)及個(gè)體貸款數(shù)據(jù)來(lái)自《金融統(tǒng)計(jì)與分析》各期；科技經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出、專利授權(quán)數(shù)量及其科技活動(dòng)人員人數(shù)來(lái)自各年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；大專以上文化程度從業(yè)人員占從業(yè)人員總?cè)藬?shù)的比重根據(jù)各年《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)年鑒》及其國(guó)研網(wǎng)數(shù)據(jù)中心專題數(shù)據(jù)庫(kù)整理；專利執(zhí)法累計(jì)結(jié)案數(shù)與累計(jì)立案數(shù)來(lái)自各年《中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)年鑒》；外商直接投資實(shí)際利用額與名義GDP來(lái)自各年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》；股票總市值來(lái)自Wind資訊庫(kù)。相關(guān)變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)變量（單位）觀測(cè)值個(gè)數(shù)均 值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值TIE(%)150PAT(項(xiàng)/萬(wàn)人)150PER(‰)150HUM(%)150FDI(美元/元)150LAW150SEC150（三）估計(jì)結(jié)果，分別采用固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，其結(jié)果見(jiàn)表2。表2 估計(jì)結(jié)果logTIElogPAT固定效應(yīng)隨機(jī)效應(yīng)固定效應(yīng)隨機(jī)效應(yīng)PER***()[]***()[]**()[]***()[]HUM()[]**()[]***()[]***()[]FDI***()[]*()[]*()[]()[]LAW()[]()[]()[]()SEC()[]()[]()[]*()[]截距項(xiàng)**()[]()[]***()[]***()[]Hausman檢驗(yàn) Prob= Prob =非觀測(cè)效應(yīng)F檢驗(yàn)F(29,115)= Prob=F(29,115)= Prob =序列相關(guān)Wooldridge檢驗(yàn)F(1,29)= Prob =F(1,29)= Prob =組間異方差修正Wald檢驗(yàn) Prob = Prob =注：*、**與***分別代表在10%、5%與1%顯著水平下顯著。圓括號(hào)內(nèi)數(shù)字是通常的標(biāo)準(zhǔn)誤，方括號(hào)內(nèi)數(shù)字是組間異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。各估計(jì)系數(shù)的顯著性推斷均在組間異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下進(jìn)行。Hausman檢驗(yàn)表明采用固定效應(yīng)法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)是恰當(dāng)?shù)模环怯^測(cè)效應(yīng)F檢驗(yàn)表明省份效應(yīng)十分顯著。考慮到特異性誤差項(xiàng)可能并不滿足標(biāo)準(zhǔn)假定，因此本文進(jìn)行了序列相關(guān)及其組間(groupwise)異方差檢驗(yàn)。序列相關(guān)Wooldridge檢驗(yàn)(Drukker,2003)提供了支持誤差項(xiàng)是一階自相關(guān)的強(qiáng)烈證據(jù)；以省份為分組標(biāo)準(zhǔn)，修正Wald檢驗(yàn)(Greene,2000)提供了支持誤差項(xiàng)是組間異方差的強(qiáng)烈證據(jù)。在特異性誤差是序列相關(guān)的情況下，通常的標(biāo)準(zhǔn)誤是有偏的，而組間異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤在這種情況下仍然是對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤的一個(gè)一致估計(jì)(Drukker,2003)。因此，我們對(duì)各估計(jì)系數(shù)的顯著性推斷基于組間異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。本文余下的討論均依據(jù)固定效應(yīng)估計(jì)結(jié)果。無(wú)論是以logTIE還是以logPAT為因變量，PER的系數(shù)都在1%的顯著水平下顯著。具體來(lái)說(shuō)，保持其他控制變量不變，PER每提高一個(gè)單位(千分之一)，%，%。這個(gè)實(shí)證結(jié)果與張軍、金煜(2005) 以及Guariglia amp。 Poncet(2006)相一致。基于該實(shí)證結(jié)果，按照內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中的新熊彼特增長(zhǎng)模型(King amp。 Levine,1993。Aghion amp。 Howitt,1998)，我們能夠進(jìn)一步地推斷，中國(guó)金融中介發(fā)展促進(jìn)了長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。接下來(lái)考察其他控制變量的表現(xiàn)。HUM其符號(hào)均符合預(yù)期，但只對(duì)logPAT有顯著影響。FDI其符號(hào)均為負(fù)，且至少在10%的顯著水平下顯著，這有點(diǎn)出乎意料 很多文獻(xiàn)認(rèn)為外資流入中國(guó)產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)，參見(jiàn)張海洋(2005)。，但這與包群、賴明勇(2002)王春法(2004)、董書禮(2004)相一致。他們認(rèn)為，大量外資流入使得國(guó)內(nèi)自主研發(fā)和創(chuàng)新能力的提高進(jìn)展緩慢，形成了嚴(yán)重的技術(shù)依賴，中國(guó)通過(guò)吸引外資推動(dòng)本國(guó)工業(yè)的技術(shù)進(jìn)步和產(chǎn)業(yè)成長(zhǎng)的策略成效不彰。LAW其符號(hào)均為負(fù)，但皆不顯著。這個(gè)結(jié)果或許印證了發(fā)展中國(guó)家的專利保護(hù)對(duì)技術(shù)進(jìn)步的作用具有兩面性的觀點(diǎn)。SEC其符號(hào)均為負(fù)，且在以logPAT為因變量的模型中達(dá)到了10%的顯著水平。一方面，如Bencivenga, et al.(1995)所認(rèn)為，資本市場(chǎng)的發(fā)展或許改變儲(chǔ)蓄組合，使一部分儲(chǔ)蓄由新技術(shù)投資轉(zhuǎn)向金融資產(chǎn)，從而造成對(duì)技術(shù)進(jìn)步的負(fù)面作用。另一方面，這個(gè)結(jié)果印證了Durnev,et al.(2004) 及其 Allen,et al.,(2007) 的判斷，他們指出，中國(guó)股票市場(chǎng)在資源配置上的作用十分有限并且效率低下。四、結(jié)論辨識(shí)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制不僅具有重要的理論意義，而且有助于政策制定者設(shè)計(jì)有效的政策來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) (Levine,et al.,2000)。根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論中的新熊彼特增長(zhǎng)模型，金融發(fā)展能夠促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步從而推動(dòng)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。利用中國(guó)大陸省級(jí)面板數(shù)據(jù)，本文對(duì)金融中介發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。基于對(duì)銀行信貸決策自主化程度的考慮，本文選擇以私營(yíng)企業(yè)及個(gè)體貸款占貸款總額的比例這個(gè)指標(biāo)來(lái)度量金融中介發(fā)展水平。以科技經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出占名義GDP的比例及其科技活動(dòng)人員人均專利授權(quán)數(shù)量這兩個(gè)指標(biāo)作為技術(shù)進(jìn)步的代理變量，本文發(fā)現(xiàn)，在控制了人力資本、外商直接投資、專利保護(hù)水平以及證券化水平之后，金融中介發(fā)展水平對(duì)技術(shù)進(jìn)步具有非常顯著的正向解釋力。本文的發(fā)現(xiàn)表明，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)變?yōu)榧夹g(shù)進(jìn)步推動(dòng)型的過(guò)程中，促進(jìn)金融中介發(fā)展具有十分重要的意義。從私營(yíng)企業(yè)及個(gè)體貸款占貸款總額的比例這個(gè)指標(biāo)來(lái)看，最近幾年來(lái)，中國(guó)在銀行部門的金融深化進(jìn)程取得了一定的進(jìn)展。我們也注意到，沿海與內(nèi)陸地區(qū)在金融中介發(fā)展水平上的差異有縮小的態(tài)勢(shì)，盡管態(tài)勢(shì)顯得比較微弱，但畢竟這是一個(gè)可喜的變化。參考文獻(xiàn)：張軍、金煜，2005：《中國(guó)的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢測(cè)：19872001》，《經(jīng)濟(jì)研究》第11期，3445。張軍，2006：《中國(guó)的信貸增長(zhǎng)為什么對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不顯著》，《學(xué)術(shù)月刊》第7期，6975。舒元、才國(guó)偉，2007：《我國(guó)省際技術(shù)進(jìn)步及其空間擴(kuò)散分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》第6期，106117。劉明志，2001：《中國(guó)的M2/GDP(1980—2000)：趨勢(shì)、水平和影響因素》，《經(jīng)濟(jì)研究》第2期，312。張海洋，2005：《Ramp。D兩面性、外資活動(dòng)與中國(guó)工業(yè)生產(chǎn)率增長(zhǎng)》，《經(jīng)濟(jì)研究》第5期，107117。吳延兵，2006，《Ramp。D與生產(chǎn)率——基于中國(guó)制造業(yè)的實(shí)證研究》，《經(jīng)濟(jì)研究》第11期，6069。韓廷春，2001：《金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ团c政策分析》，《世界經(jīng)濟(jì)》第5期，39。余永定，2002：《M2/GDP的動(dòng)態(tài)增長(zhǎng)路徑》，《世界經(jīng)濟(jì)》第12期，313。李賓、曾志雄，2009：《中國(guó)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的再測(cè)算：1978－2007》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》第5期，114。胡祖六，2004：《關(guān)于中國(guó)引進(jìn)外資的三大問(wèn)題》，《國(guó)際經(jīng)濟(jì)評(píng)論》第34期，2428。王春法，2004：《FDI與內(nèi)生技術(shù)能力培育》，《國(guó)際經(jīng)濟(jì)評(píng)論》第34期，1922。吳玉鳴，2006：《空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型在省域研發(fā)與創(chuàng)新中的應(yīng)用研究》，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》第5期，7284。林毅夫、李志赟，2003：《中國(guó)的國(guó)有企業(yè)與金融體制改革》。董書禮，2004：《以市場(chǎng)換技術(shù)戰(zhàn)略成效不佳的原因辨析及我國(guó)的對(duì)策》，商務(wù)部重點(diǎn)軟科學(xué)研究課題《我國(guó)加入WTO后的技術(shù)引進(jìn)對(duì)策研究》研究報(bào)告。包群、賴明勇，2002：中國(guó)外商直接投資與技術(shù)進(jìn)步的實(shí)證研究，《經(jīng)濟(jì)評(píng)論》第6期：6371。Aghion,P.,and 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