■ 任 為

一、引言

改革開放30多年來，中國經(jīng)濟(jì)增長取得了巨大成就，但經(jīng)濟(jì)增長方式依然是粗放型的，迫切需要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式，使經(jīng)濟(jì)增長由要素投入推動轉(zhuǎn)向由技術(shù)進(jìn)步推動，用技術(shù)進(jìn)步引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長方式由不可持續(xù)性向可持續(xù)性、由高碳經(jīng)濟(jì)型向低碳經(jīng)濟(jì)型轉(zhuǎn)變。金融作為現(xiàn)代資源配置的核心方式，對技術(shù)進(jìn)步會產(chǎn)生積極的支持作用。系統(tǒng)分析我國金融發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系不僅對于理解金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制有著重要的理論意義，而且有利于利用技術(shù)進(jìn)步快速轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式。

國內(nèi)的研究中很少有文獻(xiàn)關(guān)注金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步的影響，更多的是從側(cè)面分析兩者的關(guān)系。張軍等（2005）研究表明，金融深化對生產(chǎn)率增長具有顯著的正向影響。徐建軍等（2009）的研究認(rèn)為，金融深化促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率增長。但是，這些實證研究并沒有直接涉及金融發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系，只是從側(cè)面談到了其對技術(shù)進(jìn)步的影響。而陳剛等（2009）的研究直接涉及到了技術(shù)進(jìn)步，他們的分析結(jié)論發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率的改善起到了一定的阻礙作用。姚耀軍（2010）以私營企業(yè)及個體貸款占貸款總額的比例度量金融中介發(fā)展水平，研究表明，金融中介的發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步具有顯著的正向作用。但是這些研究只是單純分析兩者之間的線性關(guān)系，已有理論研究表明金融發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步表現(xiàn)出非線性關(guān)系（Zilibotti，1994）。而在已有的非線性關(guān)系研究中（師文明，2010），并未涉及政府規(guī)模對金融發(fā)展的門檻效應(yīng)。下文的理論分析表明，政府規(guī)模會影響金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步的作用，而實證分析正好印證了本文的理論分析，這正是本文與前期文獻(xiàn)的不同之處。

二、理論分析

金融發(fā)展主要通過兩個途徑影響技術(shù)進(jìn)步，一是金融體系的存在和發(fā)展為技術(shù)進(jìn)步提供必要的資金支持，二是金融體系的風(fēng)險管理能力可以降低進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的風(fēng)險，推動技術(shù)創(chuàng)新。而政府規(guī)模擴(kuò)大也將會從這兩個方面影響金融對技術(shù)進(jìn)步的作用。

政府規(guī)模擴(kuò)大的過程中必然伴隨著政府干預(yù)的加強(qiáng)，使得金融資源配置偏離技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域。財政分權(quán)以后，地方政府有了更多的自主權(quán)，相應(yīng)的財政權(quán)力和干預(yù)經(jīng)濟(jì)的能力也會增強(qiáng)，同時也面臨著政治晉升、財政收入增長和地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展的壓力。為了實現(xiàn)這些目標(biāo)，需要獲取資金支持，進(jìn)而會對本區(qū)域內(nèi)各類金融機(jī)構(gòu)的資金運(yùn)用進(jìn)行直接或間接的行政干預(yù)，從而使金融機(jī)構(gòu)的資金計劃和運(yùn)用符合地方政府的利益。地方政府干預(yù)具體體現(xiàn)在地方政府要求金融機(jī)構(gòu)對特定的行業(yè)、產(chǎn)業(yè)、部門或者企業(yè)給予直接或者間接的行政指令性資金支持，從而形成了地方政府推動型關(guān)系融資制度。比較明顯的是，地方政府常常直接或間接干預(yù)國有銀行的信貸決策，為轄區(qū)內(nèi)的國有企業(yè)提供無效率的貸款支持。地方政府對國有銀行的信貸干預(yù)是對銀行和企業(yè)之間的自由信貸契約的干預(yù)和破壞，并因而導(dǎo)致銀行信貸資源的配給偏離經(jīng)濟(jì)和效率目標(biāo)：具有較強(qiáng)技術(shù)創(chuàng)新能力的中小型企業(yè)更多地受到了融資約束，而缺乏創(chuàng)新活力的國企卻有大量的無效率資金注入，因而使得技術(shù)進(jìn)步能力受到了制約。

政府規(guī)模擴(kuò)大導(dǎo)致的干預(yù)加強(qiáng)增加了金融系統(tǒng)的風(fēng)險，影響了金融分散創(chuàng)新活動風(fēng)險的能力。由于地方政府官員對自身政治收益的追逐，不可避免地導(dǎo)致了地方政府投入大量的資金于一些毫無經(jīng)濟(jì)收益的“政績工程”的建設(shè)，低水平的過度投資和重復(fù)建設(shè)現(xiàn)象相當(dāng)普遍，像這樣一些政府行為一般會伴隨著政府規(guī)模的膨脹。不難想象，分稅制改革后一個日益“捉襟見肘”的地方財政顯然無法再為地方政府官員追求“形象工程”提供更多在獲取資金支持上的選擇自由，因而依靠銀行信貸來擺脫資金上的約束看來是順理成章的事情。然而，地方政府利用銀行信貸的投資擴(kuò)張沖動增加了金融風(fēng)險，模糊了金融部門的價值發(fā)現(xiàn)，破壞了銀行與企業(yè)間的自由信貸契約，造成了信貸資金的低效率，不利于金融發(fā)展。這種由于政府行為造成的金融風(fēng)險，使得金融體系分散創(chuàng)新活動風(fēng)險的能力受到自身發(fā)展不穩(wěn)定的影響，從而對技術(shù)進(jìn)步的支持作用有限。

從以上分析可以看出，政府規(guī)模過大對金融發(fā)展會產(chǎn)生不利影響，并通過金融發(fā)展進(jìn)一步作用于技術(shù)進(jìn)步。而上述分析潛在的含義便是低政府規(guī)模會減少不利影響。因此，我們提出本文的核心假設(shè)：當(dāng)政府規(guī)模過大時，金融發(fā)展受到制約，從而對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生負(fù)向作用；當(dāng)政府規(guī)模適度時，對金融發(fā)展會產(chǎn)生積極影響，從而對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生促進(jìn)作用，金融發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步存在政府規(guī)模門檻。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

本文重點分析政府規(guī)模與金融的交互作用對技術(shù)進(jìn)步的影響，本文建立如下兩個模型：

其中，控制變量Xit包括：

模型（1）和（2）用存貸款占比測度的金融發(fā)展和其他控制變量作為解釋變量。為了減少共線性對回歸結(jié)果的影響，當(dāng)模型中有金融發(fā)展與政府規(guī)模的交互項時，政府規(guī)模變量不再進(jìn)入模型。下標(biāo)i表示各省及直轄市，t表示年份。

在模型（1）中，本文加入了金融變量與政府規(guī)模的交互項，以檢驗金融變量影響技術(shù)進(jìn)步的門限條件。技術(shù)進(jìn)步對金融發(fā)展的偏導(dǎo)數(shù)在加入交互項之后不再是α1，而是：

對于變量之間的內(nèi)生性問題，本文使用系統(tǒng)GMM方法，用因變量的滯后期以及相關(guān)解釋變量的滯后期為工具變量的動態(tài)面板估計方法來消除，并結(jié)合混合OLS、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型綜合考量各變量及交互項對技術(shù)進(jìn)步的影響。

模型（2）為面板門檻模型，以政府規(guī)模變量為門檻變量，進(jìn)行擴(kuò)展分析，具體模型介紹請參考Hansen（1990）。 其中，δ 為門檻值，具體模型為幾重門檻，需要根據(jù)模型檢驗結(jié)果來定，見后文。

（二）數(shù)據(jù)與變量說明

本文的因變量為技術(shù)進(jìn)步，用全要素生產(chǎn)率衡量。借鑒孫曉華（2013）的計算方法，采用近似全要素生產(chǎn)率表示，該方法本質(zhì)上是索洛余值法的近似。計算公式為：

其中，y為產(chǎn)出，k為資本存量，l為勞動力，θ為資本的產(chǎn)出彈性。借鑒李春頂（2010）的研究，對θ取值1/3。資本存量的計算借鑒張軍（2004）的研究，根據(jù)公式Kit=Iit/Pit+（1-δ）Kit-1計算，所有名義值均以1997年為基期進(jìn)行價格調(diào)整。

本文的核心解釋變量為金融發(fā)展。本文借鑒周立等的研究，用各地區(qū)全部金融機(jī)構(gòu)存貸款總額占GDP的比例（fd）作為代理變量。政府規(guī)模（govs）為本文的門檻變量，借鑒范子英（2010）的研究，使用政府支出占GDP的比重來衡量政府規(guī)模。參考前期研究，本文的控制變量如下，人力資本變量（lnhk）用人均受教育年限衡量，同時取對數(shù)處理。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（lnrgdp）用人均 GDP的對數(shù)表示，技術(shù)能力（inno）用專利授權(quán)量的對數(shù)表示，基礎(chǔ)設(shè)施（lninfr）以每萬人擁有公路里程衡量，同時取對數(shù)處理。國家財政科技支出（gtc）用財政支出中用于科技領(lǐng)域金額的對數(shù)衡量。本文所選取的樣本為1997～2012年全國31個省的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于1998～2013年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》。具體變量統(tǒng)計性描述如表1所示：

表1 變量的統(tǒng)計性描述

四、實證結(jié)果分析

本文對門檻效應(yīng)的檢驗運(yùn)用三種方法:一是引入政府規(guī)模與金融變量的交互項，式（3）中的govs值即為政府規(guī)模門檻值；二是對政府規(guī)模變量進(jìn)行分組回歸，以檢驗不同政府規(guī)模下金融變量對技術(shù)進(jìn)步的影響；三是利用面板門限模型檢驗在具體門限值下金融變量對技術(shù)進(jìn)步的作用。三種方法各有優(yōu)劣，在本文的分析中三種方法可以相互補(bǔ)充，并進(jìn)一步起到加強(qiáng)結(jié)論的作用。本節(jié)的實證分析對第一和第二種方法分別使用混合OLS、固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)和系統(tǒng)GMM對模型（1）進(jìn)行檢驗。結(jié)果如表2。

（一）引入交互項回歸

表2結(jié)果表明，加入交互項之后，金融變量系數(shù)顯著為正，交互項系數(shù)顯著為負(fù)，模型表現(xiàn)出明顯的門檻效應(yīng)。這說明金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步存在一個政府規(guī)模門檻，政府規(guī)模通過影響金融發(fā)展進(jìn)而作用于技術(shù)進(jìn)步。以固定效應(yīng)模型為例，根據(jù)（3）式的計算方法：

當(dāng)政府規(guī)模 govs＜0.0371/0.1485≈0.2498時，金融發(fā)展才對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生正向影響，當(dāng)政府規(guī)模高于這一門檻值時，就會起到負(fù)向作用。因此，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步的影響受到了政府規(guī)模的制約，只有政府規(guī)模低于一個定值時，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步才是有利的。在政府規(guī)模擴(kuò)大的過程中，為了保證經(jīng)濟(jì)增長，政府分配資金更多的是將資金投向國有大型企業(yè)，這些企業(yè)又往往是缺乏創(chuàng)新動力的。而中小非國有企業(yè)且具有創(chuàng)新能力的企業(yè)更多的時候受到了資金的限制，這使得技術(shù)進(jìn)步缺乏長足的動力。同時，對金融系統(tǒng)隨之而來的過多干預(yù)，金融系統(tǒng)根據(jù)市場信號配置資源的機(jī)制被人為擾亂了，這會進(jìn)一步加劇金融體系面臨的風(fēng)險，并使得創(chuàng)新活動通過金融系統(tǒng)分散風(fēng)險的作用被減弱，因而對技術(shù)進(jìn)步十分不利。在這兩種情況下，金融對技術(shù)創(chuàng)新提供資金支持和降低創(chuàng)新活動風(fēng)險的作用，隨著政府規(guī)模的擴(kuò)大逐漸減弱，甚至產(chǎn)生負(fù)向影響。隨機(jī)效應(yīng)模型的門檻值為0.2994，在控制了內(nèi)生性之后，系統(tǒng)GMM估計結(jié)果的門檻值有所提高，為0.3584。為了進(jìn)一步驗證這一門檻值的真實性，以上述三個門檻值為節(jié)點分別將樣本分為兩組，以區(qū)分高政府規(guī)模和低政府規(guī)模。固定效應(yīng)、隨機(jī)和系統(tǒng)GMM估計結(jié)果顯示，低政府規(guī)模組，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步具有不顯著的正向作用，而高政府規(guī)模組，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，這充分證明了政府規(guī)模過大的不利影響，基本上可以認(rèn)為這一門檻值是存在的。

從其他控制變量來看，人力資本變量對技術(shù)進(jìn)步具有顯著的正向影響，說明人力資本的積累通過提供人才支撐為技術(shù)進(jìn)步提供了動力?；A(chǔ)設(shè)施變量大部分系數(shù)顯著為正，表明基礎(chǔ)設(shè)施通過提高創(chuàng)新資本和勞動力以及創(chuàng)新成果的流動及傳播，降低了交易成本，為技術(shù)進(jìn)步提供了便利。技術(shù)能力變量大部分系數(shù)為負(fù)，主要是與我國創(chuàng)新投入不足、對創(chuàng)新活動缺乏足夠的支持有關(guān)，雖然國家創(chuàng)新成果較多，但實際轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的卻很少，因此，導(dǎo)致創(chuàng)新能力并未對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生明顯的正向作用。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平變量均顯著為正，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，將會有更多的人力物力投入到創(chuàng)新活動中，對技術(shù)進(jìn)步有較強(qiáng)的推動作用。財政科技投入變量顯著為正，通過加大對科技活動的投入力度，為科技活動的開展提供了保障，因此，對技術(shù)進(jìn)步具有促進(jìn)作用。

表2 金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步的門檻效應(yīng)

（二）分組回歸

為進(jìn)一步驗證不同政府規(guī)模下金融發(fā)展的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，本文將樣本按第33百分位和第66百分位為三組，分別代表低、中和高等政府規(guī)模。表3報告了低和高等政府規(guī)模分組下金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步的影響。表3結(jié)果表明，在低政府規(guī)模下，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生不顯著的正向影響，政府規(guī)模的適度水平可以為金融發(fā)展支持技術(shù)進(jìn)步提供制度環(huán)境，降低人為干預(yù)對金融體系的影響。而高政府規(guī)模下，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步具有顯著的負(fù)向作用，這與前文門限條件下的回歸顯著一致，進(jìn)一步證明了金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步的作用存在一個政府規(guī)模門檻，金融發(fā)展促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步需要政府規(guī)模保持在適度水平，減少人為因素對配置資源的影響，只有當(dāng)政府規(guī)?？梢跃S持金融體系穩(wěn)健發(fā)展時，金融發(fā)展才會具有技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。

表3 按政府規(guī)模分組回歸

（三）門限回歸

本節(jié)將上述模型擴(kuò)展為門限模型，借鑒Hansen（1999）的多元面板門限回歸模型，將政府規(guī)模作為門限變量進(jìn)行分析。首先對門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗，表4報告了多重門限下的門限值、P值及置信區(qū)間。表4表明，政府規(guī)模存在三重門限，三個門限值的置信區(qū)間均未包含了其他門限值，從而說明這些門限值是真實的，因此，接受三重門限值的原假設(shè)，本文采用三重面板門限模型。

表4 門限效應(yīng)檢驗及門限估計值——政府規(guī)模

表5為面板門限模型回歸結(jié)果，從檢驗的門限值來看，與前文交互項的門限值較為接近。T1為低于第一個門限值的金融發(fā)展與政府規(guī)模的交互項，T2、T3、T4依次類推。分析結(jié)果表明，當(dāng)政府規(guī)模低于第一個和第二個門限值時，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步均表現(xiàn)為顯著的正向影響；當(dāng)政府規(guī)模超越第二重門限時，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步具有不顯著的負(fù)向作用；當(dāng)政府規(guī)模超越第三重門限時，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步具有顯著的負(fù)向作用。這些估計結(jié)果與前文的分析一致，進(jìn)而進(jìn)一步加強(qiáng)了交互項分析的結(jié)論：金融發(fā)展的技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)存在政府規(guī)模門檻，政府規(guī)模過大，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生不利影響，反之，具有促進(jìn)作用。

表5 面板門檻模型估計結(jié)果

五、結(jié)論

本文利用全國31個省1997～2012年的面板數(shù)據(jù)，在理論分析的基礎(chǔ)上，用交互項回歸、分組回歸和面板門限回歸三種方法實證檢驗了金融發(fā)展支持技術(shù)進(jìn)步的政府規(guī)模門檻效應(yīng)，結(jié)論表明：

交互項回歸中，金融發(fā)展變量對技術(shù)進(jìn)步具有顯著政府規(guī)模門檻效應(yīng)，當(dāng)政府規(guī)模超過一個定值時，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步會產(chǎn)生不利影響；只有當(dāng)政府規(guī)模保持在一個適度水平，金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步才會產(chǎn)生促進(jìn)作用。在控制了內(nèi)生性之后這一門檻值有所提高。分組回歸中依然表明這一結(jié)論存在，并且門限模型的結(jié)論與分組回歸結(jié)果一致，并進(jìn)一步加強(qiáng)了本文的結(jié)論。

因此，我們認(rèn)為在擴(kuò)大金融規(guī)模，提高金融系統(tǒng)效率進(jìn)而促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步的過程中，必須重視政府規(guī)模過大的趨勢。在發(fā)展金融的同時，穩(wěn)步推進(jìn)政治、經(jīng)濟(jì)體制改革，緩解金融約束和抑制，減少金融干預(yù)，發(fā)揮市場機(jī)制對金融體系的調(diào)節(jié)作用，減少政府行政之手過多伸向資金配置領(lǐng)域，進(jìn)而降低金融系統(tǒng)的政策性風(fēng)險，為金融發(fā)展提供良好的發(fā)展環(huán)境，從而為金融支持技術(shù)進(jìn)步提供保障。

[1]劉鳳朝，沈能．金融發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步的Geweke因果分解檢驗及協(xié)整分析[J]．管理評論，2007，(5)：3～8.

[2]趙勇，雷達(dá)．金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長：生產(chǎn)率促進(jìn)抑或資本形成[J]．世界經(jīng)濟(jì)，2010，(2)：37～50.

[3]張軍，金煜．中國的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢測：1987～2001[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2005，(11)：34～45.

[4]徐建軍，汪浩瀚．中國對外貿(mào)易和金融深化對全要素生產(chǎn)率的動態(tài)影響——基于狀態(tài)空間模型的時變參數(shù)分析[J]．國際貿(mào)易，2009，(6)：113～119.

[5]陳剛，李樹．金融發(fā)展與增長源泉：要素積累、技術(shù)進(jìn)步與效率改善[J]．南方經(jīng)濟(jì)，2009，(5)：24～35.

[6]姚耀軍．金融中介發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的證據(jù) [J]．財貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2010，(4)：26～31.

[7]師文明，王毓槐．金融發(fā)展對技術(shù)進(jìn)步影響的門檻效應(yīng)檢驗——基于中國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J]．山西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2010，(9)：38～45.

[8]孫曉華，郭玉嬌．產(chǎn)業(yè)集聚提高了城市生產(chǎn)率嗎？——城市規(guī)模視角下的門限回歸分析[J]．財經(jīng)研究，2013(2)：103～112.

[9]張軍，吳桂英，張吉鵬．中國省際物質(zhì)資本存量估算:1952～2000[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2004，(10)：35～44.

[10]周立，王子明．中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長實證分析:1978～2000[J]．金融研究，2002，(10)：1～13.

[11]范子英，張軍．粘紙效應(yīng)：對地方政府規(guī)模膨脹的一種解釋[J]．中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2010，(12)：5～15.