政府規模、金融發展與技術進步

■ 任 為

一、引言

改革開放30多年來，中國經濟增長取得了巨大成就，但經濟增長方式依然是粗放型的，迫切需要轉變經濟增長方式，使經濟增長由要素投入推動轉向由技術進步推動，用技術進步引導經濟增長方式由不可持續性向可持續性、由高碳經濟型向低碳經濟型轉變。金融作為現代資源配置的核心方式，對技術進步會產生積極的支持作用。系統分析我國金融發展與技術進步之間的關系不僅對于理解金融發展影響經濟增長的作用機制有著重要的理論意義，而且有利于利用技術進步快速轉變經濟增長方式。

國內的研究中很少有文獻關注金融發展對技術進步的影響，更多的是從側面分析兩者的關系。張軍等（2005）研究表明，金融深化對生產率增長具有顯著的正向影響。徐建軍等（2009）的研究認為，金融深化促進了全要素生產率增長。但是，這些實證研究并沒有直接涉及金融發展與技術進步之間的關系，只是從側面談到了其對技術進步的影響。而陳剛等（2009）的研究直接涉及到了技術進步，他們的分析結論發現，金融發展對技術進步和技術效率的改善起到了一定的阻礙作用。姚耀軍（2010）以私營企業及個體貸款占貸款總額的比例度量金融中介發展水平，研究表明，金融中介的發展對技術進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系，已有理論研究表明金融發展和技術進步表現出非線性關系（Zilibotti，1994）。而在已有的非線性關系研究中（師文明，2010），并未涉及政府規模對金融發展的門檻效應。下文的理論分析表明，政府規模會影響金融發展對技術進步的作用，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的不同之處。

二、理論分析

金融發展主要通過兩個途徑影響技術進步，一是金融體系的存在和發展為技術進步提供必要的資金支持，二是金融體系的風險管理能力可以降低進行技術創新和發展高新技術產業的風險，推動技術創新。而政府規模擴大也將會從這兩個方面影響金融對技術進步的作用。

政府規模擴大的過程中必然伴隨著政府干預的加強，使得金融資源配置偏離技術創新領域。財政分權以后，地方政府有了更多的自主權，相應的財政權力和干預經濟的能力也會增強，同時也面臨著政治晉升、財政收入增長和地方經濟發展的壓力。為了實現這些目標，需要獲取資金支持，進而會對本區域內各類金融機構的資金運用進行直接或間接的行政干預，從而使金融機構的資金計劃和運用符合地方政府的利益。地方政府干預具體體現在地方政府要求金融機構對特定的行業、產業、部門或者企業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系融資制度。比較明顯的是，地方政府常常直接或間接干預國有銀行的信貸決策，為轄區內的國有企業提供無效率的貸款支持。地方政府對國有銀行的信貸干預是對銀行和企業之間的自由信貸契約的干預和破壞，并因而導致銀行信貸資源的配給偏離經濟和效率目標：具有較強技術創新能力的中小型企業更多地受到了融資約束，而缺乏創新活力的國企卻有大量的無效率資金注入，因而使得技術進步能力受到了制約。

政府規模擴大導致的干預加強增加了金融系統的風險，影響了金融分散創新活動風險的能力。由于地方政府官員對自身政治收益的追逐，不可避免地導致了地方政府投入大量的資金于一些毫無經濟收益的“政績工程”的建設，低水平的過度投資和重復建設現象相當普遍，像這樣一些政府行為一般會伴隨著政府規模的膨脹。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張沖動增加了金融風險，模糊了金融部門的價值發現，破壞了銀行與企業間的自由信貸契約，造成了信貸資金的低效率，不利于金融發展。這種由于政府行為造成的金融風險，使得金融體系分散創新活動風險的能力受到自身發展不穩定的影響，從而對技術進步的支持作用有限。

從以上分析可以看出，政府規模過大對金融發展會產生不利影響，并通過金融發展進一步作用于技術進步。而上述分析潛在的含義便是低政府規模會減少不利影響。因此，我們提出本文的核心假設：當政府規模過大時，金融發展受到制約，從而對技術進步產生負向作用；當政府規模適度時，對金融發展會產生積極影響，從而對技術進步產生促進作用，金融發展與技術進步存在政府規模門檻。

三、模型設定與數據說明

（一）模型設定

本文重點分析政府規模與金融的交互作用對技術進步的影響，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果的影響，當模型中有金融發展與政府規模的交互項時，政府規模變量不再進入模型。下標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模的交互項，以檢驗金融變量影響技術進步的門限條件。技術進步對金融發展的偏導數在加入交互項之后不再是α1，而是：

對于變量之間的內生性問題，本文使用系統GMM方法，用因變量的滯后期以及相關解釋變量的滯后期為工具變量的動態面板估計方法來消除，并結合混合OLS、固定效應和隨機效應模型綜合考量各變量及交互項對技術進步的影響。

模型（2）為面板門檻模型，以政府規模變量為門檻變量，進行擴展分析，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，需要根據模型檢驗結果來定，見后文。

（二）數據與變量說明

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

其中，y為產出，k為資本存量，l為勞動力，θ為資本的產出彈性。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，根據公式Kit=Iit/Pit+（1-δ）Kit-1計算，所有名義值均以1997年為基期進行價格調整。

本文的核心解釋變量為金融發展。本文借鑒周立等的研究，用各地區全部金融機構存貸款總額占GDP的比例（fd）作為代理變量。政府規模（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，同時取對數處理。經濟發展水平（lnrgdp）用人均 GDP的對數表示，技術能力（inno）用專利授權量的對數表示，基礎設施（lninfr）以每萬人擁有公路里程衡量，同時取對數處理。國家財政科技支出（gtc）用財政支出中用于科技領域金額的對數衡量。本文所選取的樣本為1997～2012年全國31個省的面板數據，數據來源于1998～2013年《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》。具體變量統計性描述如表1所示：

表1 變量的統計性描述

四、實證結果分析

本文對門檻效應的檢驗運用三種方法:一是引入政府規模與金融變量的交互項，式（3）中的govs值即為政府規模門檻值；二是對政府規模變量進行分組回歸，以檢驗不同政府規模下金融變量對技術進步的影響；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進步的作用。三種方法各有優劣，在本文的分析中三種方法可以相互補充，并進一步起到加強結論的作用。本節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、隨機效應和系統GMM對模型（1）進行檢驗。結果如表2。

（一）引入交互項回歸

表2結果表明，加入交互項之后，金融變量系數顯著為正，交互項系數顯著為負，模型表現出明顯的門檻效應。這說明金融發展對技術進步存在一個政府規模門檻，政府規模通過影響金融發展進而作用于技術進步。以固定效應模型為例，根據（3）式的計算方法：

當政府規模 govs＜0.0371/0.1485≈0.2498時，金融發展才對技術進步產生正向影響，當政府規模高于這一門檻值時，就會起到負向作用。因此，金融發展對技術進步的影響受到了政府規模的制約，只有政府規模低于一個定值時，金融發展對技術進步才是有利的。在政府規模擴大的過程中，為了保證經濟增長，政府分配資金更多的是將資金投向國有大型企業，這些企業又往往是缺乏創新動力的。而中小非國有企業且具有創新能力的企業更多的時候受到了資金的限制，這使得技術進步缺乏長足的動力。同時，對金融系統隨之而來的過多干預，金融系統根據市場信號配置資源的機制被人為擾亂了，這會進一步加劇金融體系面臨的風險，并使得創新活動通過金融系統分散風險的作用被減弱，因而對技術進步十分不利。在這兩種情況下，金融對技術創新提供資金支持和降低創新活動風險的作用，隨著政府規模的擴大逐漸減弱，甚至產生負向影響。隨機效應模型的門檻值為0.2994，在控制了內生性之后，系統GMM估計結果的門檻值有所提高，為0.3584。為了進一步驗證這一門檻值的真實性，以上述三個門檻值為節點分別將樣本分為兩組，以區分高政府規模和低政府規模。固定效應、隨機和系統GMM估計結果顯示，低政府規模組，金融發展對技術進步具有不顯著的正向作用，而高政府規模組，金融發展對技術進步產生顯著的負向影響，這充分證明了政府規模過大的不利影響，基本上可以認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進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進步提供了動力?；A設施變量大部分系數顯著為正，表明基礎設施通過提高創新資本和勞動力以及創新成果的流動及傳播，降低了交易成本，為技術進步提供了便利。技術能力變量大部分系數為負，主要是與我國創新投入不足、對創新活動缺乏足夠的支持有關，雖然國家創新成果較多，但實際轉化為生產力的卻很少，因此，導致創新能力并未對技術進步產生明顯的正向作用。經濟發展水平變量均顯著為正，隨著經濟發展水平的提高，將會有更多的人力物力投入到創新活動中，對技術進步有較強的推動作用。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，對技術進步具有促進作用。

表2 金融發展對技術進步的門檻效應

（二）分組回歸

為進一步驗證不同政府規模下金融發展的技術進步效應，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、中和高等政府規模。表3報告了低和高等政府規模分組下金融發展對技術進步的影響。表3結果表明，在低政府規模下，金融發展對技術進步產生不顯著的正向影響，政府規模的適度水平可以為金融發展支持技術進步提供制度環境，降低人為干預對金融體系的影響。而高政府規模下，金融發展對技術進步具有顯著的負向作用，這與前文門限條件下的回歸顯著一致，進一步證明了金融發展對技術進步的作用存在一個政府規模門檻，金融發展促進技術進步需要政府規模保持在適度水平，減少人為因素對配置資源的影響，只有當政府規模可以維持金融體系穩健發展時，金融發展才會具有技術進步效應。

表3 按政府規模分組回歸

（三）門限回歸

本節將上述模型擴展為門限模型，借鑒Hansen（1999）的多元面板門限回歸模型，將政府規模作為門限變量進行分析。首先對門限效應進行檢驗，表4報告了多重門限下的門限值、P值及置信區間。表4表明，政府規模存在三重門限，三個門限值的置信區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，本文采用三重面板門限模型。

表4 門限效應檢驗及門限估計值——政府規模

表5為面板門限模型回歸結果，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展與政府規模的交互項，T2、T3、T4依次類推。分析結果表明，當政府規模低于第一個和第二個門限值時，金融發展對技術進步均表現為顯著的正向影響；當政府規模超越第二重門限時，金融發展對技術進步具有不顯著的負向作用；當政府規模超越第三重門限時，金融發展對技術進步具有顯著的負向作用。這些估計結果與前文的分析一致，進而進一步加強了交互項分析的結論：金融發展的技術進步效應存在政府規模門檻，政府規模過大，金融發展對技術進步產生不利影響，反之，具有促進作用。

表5 面板門檻模型估計結果

五、結論

本文利用全國31個省1997～2012年的面板數據，在理論分析的基礎上，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展支持技術進步的政府規模門檻效應，結論表明：

交互項回歸中，金融發展變量對技術進步具有顯著政府規模門檻效應，當政府規模超過一個定值時，金融發展對技術進步會產生不利影響；只有當政府規模保持在一個適度水平，金融發展對技術進步才會產生促進作用。在控制了內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論存在，并且門限模型的結論與分組回歸結果一致，并進一步加強了本文的結論。

因此，我們認為在擴大金融規模，提高金融系統效率進而促進技術進步的過程中，必須重視政府規模過大的趨勢。在發展金融的同時，穩步推進政治、經濟體制改革，緩解金融約束和抑制，減少金融干預，發揮市場機制對金融體系的調節作用，減少政府行政之手過多伸向資金配置領域，進而降低金融系統的政策性風險，為金融發展提供良好的發展環境，從而為金融支持技術進步提供保障。

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

[2]趙勇，雷達．金融發展與經濟增長：生產率促進抑或資本形成[J]．世界經濟，2010，(2)：37～50.

[3]張軍，金煜．中國的金融深化和生產率關系的再檢測：1987～2001[J]．經濟研究，2005，(11)：34～45.

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

[5]陳剛，李樹．金融發展與增長源泉：要素積累、技術進步與效率改善[J]．南方經濟，2009，(5)：24～35.

[6]姚耀軍．金融中介發展與技術進步——來自中國省級面板數據的證據 [J]．財貿經濟，2010，(4)：26～31.

[7]師文明，王毓槐．金融發展對技術進步影響的門檻效應檢驗——基于中國省際面板數據的實證研究[J]．山西財經大學學報，2010，(9)：38～45.

[8]孫曉華，郭玉嬌．產業集聚提高了城市生產率嗎？——城市規模視角下的門限回歸分析[J]．財經研究，2013(2)：103～112.

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

[10]周立，王子明．中國各地區金融發展與經濟增長實證分析:1978～2000[J]．金融研究，2002，(10)：1～13.

[11]范子英，張軍．粘紙效應：對地方政府規模膨脹的一種解釋[J]．中國工業經濟，2010，(12)：5～15.