金融創新、制度環境與實體經濟增長

李林漢 田衛民

摘 ? 要：從金融創新是否服務實體經濟發展這一問題出發，利用2003—2018年我國31個省份的相關數據，建立動態空間杜賓模型，并結合直接效應和間接效應模型，實證檢驗金融創新、制度環境影響實體經濟增長的效應。研究結果表明：我國的金融創新、制度環境和實體經濟發展均出現了高—高集聚和低—低集聚現象，表明地理因素和空間效應是實體經濟發展必要考慮的因素。從空間效應來看，金融創新負向不顯著影響本地及相鄰各地實體經濟的發展;制度環境正向顯著影響本地、相鄰各地實體經濟的發展;金融創新通過制度環境的調節作用正向顯著影響本地、相鄰各地實體經濟的發展;鄰近省份的金融創新負向不顯著影響本地省份的實體經濟發展，鄰近省份的制度環境對本省份的實體經濟增長具有顯著的促進作用，鄰近省份的金融創新通過制度環境的調節作用也能對本省份的實體經濟增長產生顯著的促進作用。從區域效應來看，東部地區金融創新通過制度環境的調節作用促進實體經濟增長的作用高于中西部地區。基于此，建議加強制度環境建設，防范金融創新風險，發揮東部地區橋頭堡的作用引領中西部地區發展，探索將金融創新與制度環境融合促進實體經濟發展最佳路徑。

關鍵詞：金融創新;制度環境;實體經濟增長;空間效應;空間杜賓模型

中圖分類號：F830 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1674-2265（2020）12-0014-12

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2020.12.002

一、引言

習近平總書記在2017年全國金融工作會議上指出：緊緊圍繞服務實體經濟、防控金融風險、深化金融改革三項任務，創新和完善金融調控，健全現代金融企業制度。2019年的中國金融創新論壇上，與會專家們也一致認為：金融創新與實體經濟之間需是互相服務、互相促進的關系，過分強調金融創新的虛擬化、去實化必然會帶來社會財富的不公平分配，實體經濟必須是金融創新的落腳點和底線。金融業根源于實體經濟，亦應在實體經濟中改革創新，而實體經濟轉型升級過程中新的金融需求也需要依靠金融改革創新來滿足。國內學術界關于實體經濟的定義較一致，是指以有形的物質為載體、以物質形態為市場運行要素的經濟活動。雖然虛擬經濟的發展有其必然性，但是大力發展實體經濟才是社會經濟持續發展的根本動力和基礎。如何在當前金融創新的新形勢下積極服務實體經濟，為實體經濟注入活力，反向促進金融創新已經成為學者與社會各界關注的熱點問題。

學術界多數認為金融創新的概念源于美籍奧地利著名經濟學家Schumpeter（1934）[1]的觀點，是指變更現有的金融體制和增加新的金融工具，以獲取現有的金融體制和工具無法取得的潛在利益，是一個為了經濟發展緩慢進行且持續不斷的動態發展過程。然而，關于金融創新對實體經濟的影響出現了兩種不同的觀點：一種觀點認為，金融創新是實體經濟增長的直接動力，通過加速創新與金融深化推動實體經濟增長;另一種觀點認為，金融創新促進實體經濟增長需要適度的金融監管，不受監管的金融創新容易引起金融風險和經濟的虛擬化。Amos和Wingender（1993）[2]以Keynesian-type模型為例，認為信貸化的金融創新能更好地促進經濟增長。Ireland（1995）[3]建立了金融創新與貨幣需求模型，用貨幣理論探討了金融創新對實體經濟的影響。金融危機以后，西方學者開始認識到金融創新的風險性，以Henderson和Pearson（2011）[4]、Chiu等（2011）[5]以及Beck等（2012）[6]為代表的學者們提出了金融創新的黑暗面與光明面的概念，莊雷和王燁（2019）[7]從正反兩方面分析金融科技創新在實體經濟發展中的促進與抑制效應，提出金融科技創新通過改變消費方式引導消費升級與產業升級，通過促進投資的多元化與快速化提高投資效率。但是，目前學界就這一問題還沒有得到統一的結論，鑒于此，深入研究金融創新與實體經濟之間的關系具有重要意義。

實體經濟發展中的生產活動是一個多部門共同參與、多階段共同實施的系統工程，與多部門之間的協調共處及所處的制度環境密不可分（Arrow等，1996）[8]，制度與組織是促進經濟活動持續有序發展的重要因素（Birchenall，2001）[9]。Malhotra等（2001）[10]和 Acemoglu等（2007）[11]的研究顯示，制度環境較好的國家和地區易于發展分工密度和契約密集度較高的高技術產業，良好的制度環境能夠降低契約的不完全程度和交易成本，消減交易風險，為經濟發展提供保障。黃俊和張天舒（2010）[12]以地區企業集團數據為樣本，研究發現在制度環境比較落后的情況下，企業利用內部市場取代外部交易市場，以緩解企業困境，促進地區企業經濟的發展，并且探討了政府、企業、市場以及現行制度環境之間的辯證關系。 張杰等（2010）[13]運用固定效應模型和工具變量法探討了我國制度環境對東中西部不同地區的出口效應，結果表明：制度環境越完善的地區行業出口份額越高。衣長軍等（2015）[14]的研究表明，制度環境和技術吸收能力是新興經濟體獲取OFDI逆向技術的關鍵，只有推進市場化改革，提升自身制度環境質量，才能促進實體經濟的長遠發展。因此，市場經濟競爭、非國有經濟發展的制度環境完善化是中國經濟市場化的基本特征，也是我國經濟持續發展的重要推動。

以上文獻為本文的研究提供了很好的借鑒思路，但是現有文獻很少同時將金融創新與制度環境納入實體經濟增長的研究框架里，忽略了金融創新與制度環境互相融合對實體經濟增長的影響。而且，上述研究都沒有考慮到空間面板數據的空間相關性，忽略了經濟數據之間的空間特征。事實上，1988年Anselin（1988）[15]就指出，任何地區空間上的某些經濟現象或經濟特征勢必與其鄰近地區空間呈現相關性，尤其是當兩個經濟體的經濟屬性相似或者地理位置相近時，經濟變量的空間相關性尤其突出，若忽視了這種空間依賴性，無疑會使得相關研究的結論缺乏應有的說服力和解釋力。

本文的貢獻在于：第一，在研究角度上，考慮了金融創新與制度環境融合的發展趨勢，從理論和實證雙重層面系統地探究了金融創新、制度環境以及二者融合互動對實體經濟增長的影響。第二，就金融創新、制度環境對實體經濟增長的直接效應和間接效應進行實證分析，探討金融創新與實體經濟增長的直接關系以及金融創新通過制度環境影響實體經濟增長的間接作用關系。第三，在研究方法上，本文利用我國2003—2018年31個省市的平衡面板數據，分別建立經濟特征和地理特征下的空間權重矩陣，構建動態空間杜賓模型，研究實體經濟增長在不同區域之間是否存在相互聯動關系，并結合中介效應模型，實證研究金融創新對實體經濟增長的直接效應和間接效應。

二、理論分析和研究假說

金融體系的創新具有資金配置、項目甄別、信息披露、風險分散、促進專業化等基本功能。制度環境（政府機構、法律制度，信用文化）的完善與否對金融創新，特別是金融行業的資本轉化、產權保護、投資人權益保障等功能的運行效率具有重大影響，從而對金融創新促進實體經濟發展這一過程產生了調節效應。

（一）金融創新對實體經濟增長的影響

金融業是經濟發展中的一個重要產業分支，而金融創新作為促進金融業發展的方法和手段，利用資產證券化將流動性差或者不具備流動性的資產轉變為易于流動的資產，從而達到促進實體經濟快速增長的目的。

第一，金融創新對實體經濟增長產生積極促進作用。金融創新可以減少代理的擔保成本，使那些風險大但是利潤回報周期較長的高技術產業也容易獲得資金配置，進一步完善市場機制，減少信息的不對稱，最大限度地提高資產配置效率進而促進實體經濟增長。此外，金融創新還可以與技術創新（劉超和馬玉潔，2019）[16]、制度創新（肖功為等，2018）[17]和科技創新（張林，2016）[18]發揮集聚效應，中介效應以及資產配置效應顯著地促進實體經濟增長。

第二，金融創新也可能會抑制實體經濟增長。自2007年的次貸危機以來，人們開始注意金融創新的負面效應。一方面，資產證券化水平的提升固然增加了金融機構持有資產的流動性，但同時也會帶來負面的風險，這是由于資產證券化潛在規避了出貸人和借貸人的審查與監督。另一方面，金融創新活動雖然降低了出資者之間的信息不對稱程度，但由于金融機構所有人和經理人之間存在委托代理問題，這無疑也加劇了經理人的冒險意識。此外，金融創新的尋租性、不確定性也都會對金融機構以及整個宏觀經濟產生沖擊，進而起到抑制實體經濟發展的作用。

（二）制度環境對實體經濟增長的影響

總的來說，制度環境對實體經濟增長的影響主要表現為以下三種形式：第一，在政府機構干預上（Braun和Raddatz，2008）[19]。市場經濟中的自由、公平和充分競爭是保障金融行業高效運轉的制度基礎。與市場經濟所要求的原則不同，政府參與經濟行為是要求公權力的強制實施。改革開放初期，各地政府為了更快實現經濟效益而得到政治晉升，偏好于見效快、穩定的粗放型生產項目，并在銀行信貸方面通過政策補償、土地抵押、稅收減免等優惠政策為其提供便利，而那些見效慢、回報周期長的實體項目難以獲得政府和金融機構的支持，當然這其中也不能忽略地方保護政策下的不公平分配。隨著我國經濟總量的不斷擴大，各地政府的政治考核也從經濟發展總量轉變為可持續性的、高質量的發展方向上，無形中就削弱了各地政府干預地方金融運行的動機，那么金融創新的優勢就會顯現出來，通過市場化運轉的資本配置，引導金融資源流向高效益的、可持續的實體經濟體系當中。第二，在法治環境上（Pistor等，2000）[20]。完備的法律制度主要是通過金融契約中的投資人權利保護、產權保護以及制度執行等金融功能的實施效率，進而影響金融創新對實體經濟項目的資金配置期限和配置數量。法律制度越完備、執行力越強的地區，實體經濟市場的收益越穩定，投資人對資本進行合理配置的動機也越強。此外，當企業發生財務違約或者企業家本身出現決策失誤時，完備的法律制度能夠降低投資人的風險損失，降低市場投資風險，進而保持投資人參與金融市場的熱情。第三，在信用文化上（李后建，2013）[21]。信用文化不同于法律、條例等正式約束，指與信用相關的價值觀、意識形態、道德風俗等非正式約束。信用文化彌補正式約束的效率不足，引領企業家保持自身道德水平，進而保證企業的長久發展，為實體企業注入健康長久持續的發展理念。良好的信用文化也是企業賴以生存的源泉，有利于減弱企業運營中的流動性風險和交易成本，從而間接降低投資人的投資風險，也為企業自身吸引投資并樹立良好的社會形象。同時，在信用體系不完善的我國，良好的信用文化也能以社會關系為紐帶，將家族成員、朋友、生意上的伙伴發動起來成為企業的融資對象，這種非正式的金融服務有效緩解了銀行等正規部門設定的嚴格的信貸管制，為企業提供了有效的金融支持。

（三）金融創新與制度環境結合對實體經濟增長的影響

金融創新與制度環境的互動融合對實體經濟增長具有正向的促進效應。這是因為金融創新與制度環境的融合不僅能推動新型的理性有約束的非官方金融機構的崛起和發展，打破官方金融行業對于金融資源的壟斷局面，達到優化金融市場體系的目的，還能改善金融機構日漸同質化的現狀，推動了金融機構的業務多元化和混業經營，為金融機構的服務功能拓寬渠道，為實體經濟的發展和升級提供堅實基礎。此外，各地政府治理水平的提高能夠降低金融體系的項目甄別成本，加大資本配置效率，進而提高金融創新系統對高收益的實體經濟項目的資本配置總量和期限。各地執法力度的加強能夠提升投資人的權利保護水平和契約執行效率，增強投資人的收益預期，從而加大投資人對實體經濟項目的資本供給。信用文化能夠提升企業主要負責人的道德水平，通過良好的社會信譽構建便利的融資通道，引導金融資本流入企業，同時也能提升企業信譽，為長久的發展注入活力（張林，2016）[18]（見圖1）。

基于以上分析，本文提出以下兩個研究假設：

假設1：金融創新對實體經濟增長的影響方向和大小具有不確定性，既有可能促進實體經濟增長也有可能抑制實體經濟增長;制度環境通過政府機構干預、法律制度完備和信用文化約束三個層面對實體經濟增長產生影響，三種效應共同促進實體經濟增長。

假設2：金融創新與制度環境的融合可以對實體經濟增長產生正向影響，即金融創新通過制度環境的規范對實體經濟增長產生間接的促進效應。

三、研究設計

（一）數據來源

鑒于數據的可得性與研究的必要性，本文所選取的樣本為2003—2018年中國內地31個省份數據。數據來源于國家統計局官網，《中國統計年鑒》《中國高新技術產業統計年鑒》《中國金融年鑒》《中國檢察年鑒》《中國科技統計年鑒》以及各省區各年的國民經濟和社會發展統計公報、各省區各年的人民檢察報告、全國科技經費投入統計公報等。其中，2018年的房地產增加值、研究與發展人員全時當量和每百人公務員職務犯罪數等數據未公布，采用插值法補充。

（二）指標選取和數據說明

1. 被解釋變量。實體經濟增長（REA）是指有形的物質產品的銷售和生產，是與虛擬經濟相對立的概念，本文借鑒黃群慧（2017）[22]的方法，選取各地區工業增加值與地區生產總值之比來反映實體經濟增長指標。

2. 核心解釋。變量包括金融創新（FIN）和制度環境（GLC）。隨著金融系統的不斷完善和創新，學者們衡量金融創新的指標也越來越豐富，李叢文（2015）[23]考慮國家金融中介發展規模服務經濟的能力，采用單一指標銀行信貸增長率來衡量金融創新的水平;劉超和馬玉潔（2019）[16]側重金融系統與金融外部系統環境的關系，從金融系統資產結構、金融業發展、支付方式創新、融資方式創新四個方面運用我國的時間序列數據綜合衡量金融創新的水平。本文仍然用混合指標法來衡量金融創新的水平，但不同于劉超和馬玉潔（2019）[16]賦權重加和的方法，本文采用數據包絡分析法（DEA）測度金融創新水平，并作如下說明：（1）投入變量。勞動力與資本是行業發展的必要投入，此處選用研究與發展人員全時當量合計與金融業全社會固定資產投資作為投入變量。考慮到移動支付越來越普及，本文將移動電話擁有數也作為金融創新的投入變量。（2）產出變量。依據參與主體的不同，金融創新的效率可以分為金融體系內機構的創新效率和市場的創新效率，本文將金融業增加值作為金融機構產出，市場的金融創新產出則用金融機構存貸款余額之和來衡量。

制度環境包含三個層次。一是政府干預（GOV），用地方財政支出占地區生產總值的比例來表示。二是法律制度（LAW），借鑒徐浩等（2016）[24]的方法，用每萬人公務員職務犯罪數的比例來衡量。三是信用文化（CRE），借鑒李后建[21]的方法，采用實體企業負責人信用和個人信用的加權之和進行衡量，鑒于國內環境下的企業負責人制，權重采用熵值法進行界定，避免人為主觀因素的影響。其中企業負責人信用采用私營企業戶數與總人口之比進行衡量，個人信用采用大專以上人口與總人口之比進行衡量。在測算出三個層次的指標后，繼續選用熵值法確定權重，過程不再贅述，權重比為3：1：6，加權求和即得制度環境指標（GLC）。

3.控制變量。為了較正確全面地考察金融創新、制度環境對實體經濟增長的影響，本文參考劉超和馬玉潔（2019）[16]、張林（2016）[18]、李林漢和田衛民（2018）[25]等已有學者的研究，選擇了一組控制變量，用以控制其他變量對地區實體經濟發展的影響。分別是：（1）人力資本（HUM），采用國家統計局的總撫養比進行衡量，說明每100名勞動年齡人口大致要負擔多少名非勞動年齡人口。此項指標越低，表明此地的勞動力負擔越輕，越能為經濟發展提供強有力的支持。（2）資本投入（K）采用各地區每年全社會固定資產投資與地區生產總值之比進行衡量。由柯布道格拉斯生產函數可知，人力資本投入和固定資產投入是經濟發展的必備要素，除此之外，技術創新的水平也不能忽略。（3）技術創新（INN），選用研究與試驗發展（R&D）經費投入與生產總值之比來衡量。技術創新是知識作為生產力的有力證據，技術創新水平越高的企業產業結構也越合理，實體經濟的發展也越長久。（4）外商直接投資（FDI），選用各地實際利用外資額占地區生產總值之比來衡量。外商投資一方面會將先進的技術和經驗帶到國內，但是另一方面會把國內變為污染轉移地，且具有地域差異，東部沿海省份的外資吸引力高于中西部省份。（5）交通水平（TRA），實體經濟的發展內涵便是有形物體和資料的生產過程，對交通等基礎設施水平的依賴是顯而易見的，故選用鐵路、公路、水上和航空運輸業的就業人員數與地區總人數之比來衡量。（6）對外開放程度（OPEN），選用各地進出口總額與地區生產總值之比來衡量。（7）城鎮化水平（CITY），選用城鎮人口與總人口之比進行衡量。（8）各變量的定義匯總見表1，各個變量的描述性統計見表2。

四、模型的構建

（一） 空間相關性檢驗

1. 被解釋變量實體經濟增長和核心解釋變量金融創新、制度環境的全局空間相關性檢驗。在進行空間計量分析之前，首先需要對變量在空間上的依賴性進行測度。此處利用全局Morans I指數來判斷空間相關性。其公式為：

（二）空間權重矩陣的選擇

空間權重矩陣的選取通常選用0—1型，即相鄰區域權重設定為1，不相鄰區域權重設定為0，對角線元素設定為0。也有學者（李婧等，2010）[26]認為相鄰空間權重矩陣較粗糙，不能充分體現經濟發展的事實，可以選用符合經濟發展的經濟空間權重代替傳統的0—1型。為了更加充分地進行實證檢驗，得到穩健的檢驗結果，本文同時選取上述兩種空間權重矩陣進行分析，具體如下：

1.相鄰空間權重矩陣記為[W1]，其中區域相鄰權重設定為1，不相鄰區域權重和對角線元素均設定為0。

2. 經濟距離空間權重矩陣記為[W2]，定義[W2=W1×E]，[W1]為相鄰空間權重矩陣，[E]為衡量地區之間經濟發展水平差異的修正矩陣，[eij]為修正矩陣[E]位于第[i]行、[j]列的數值。矩陣[E]的非主對角線元素定義為：[eij=1/Yi-Yj，i≠j]，其中[Yi]為省份[i]在樣本期內的平均人均GDP，即[Yi=t=20032018Yit/16]，[Yit]代表第[i]個省份第[t]年的人均GDP。而主對角線元素均為0。

五、實證分析

（一）實體經濟發展的空間相關性檢驗

1.全局空間自相關性檢驗。利用stata14求得實體經濟發展、金融創新與制度環境的Morans I指數，結果見表3。可以看出，第一，實體經濟發展的Morans I指數均為正數，但是2003—2006年和2016年的Morans I指數沒有通過顯著性檢驗，其余年份的Morans I指數值均在0.2左右且全部通過了10%的顯著性檢驗，這表明我國實體經濟發展自身存在正的空間相關性，即本地區的實體經濟發展對相鄰地區具有正的空間溢出效應。第二，金融創新的Morans I指數均為正數，但是2006年和2016年的Morans I指數沒有通過顯著性檢驗，其余年份的Morans I指數均位于0.2—0.29之間且全部通過了10%的顯著性檢驗，這表明我國的金融創新自身存在正的空間相關性，即本地區的金融創新對相鄰地區具有正的空間溢出效應。第三，制度環境中的信用文化Morans I指數均為0.3左右且全部通過了1%的顯著性檢驗，這表明我國的信用文化自身存在正的空間相關性，即本地區的信用文化對相鄰地區具有正的空間溢出效應。此外，所有變量的Z值波動都不大，說明實體經濟發展、金融創新與制度環境的空間變動趨勢較穩定，為后續的空間計量分析打下了堅實基礎。

2.局部空間自相關檢驗。根據全局空間自相關性檢驗得到的結果，利用stata14繪制出2007年、2012和2018年經濟發展、金融創新與制度環境的Moran散點圖①（見圖2—圖4）。

由圖2、圖3、圖4可知，對2/3的省份來說，實體經濟發展、金融創新與制度環境的局部Moran指數位于第一和第三象限，這表明實體經濟發展、金融創新與制度環境三者均出現了高—高集聚和低—低集聚現象，因此可以初步判斷三者存在正向的空間自相關性。以三者2018年的Moran指數圖為例可以看出，第一，實體經濟發展形成華中地區河南省、湖北省以及西南地區的四川省、貴州省和云南省等地區的高—高集聚區，表明在這些地區的實體經濟具有較大的優勢，能夠對其鄰近省市產生積極的影響效應;但是北京市、天津市以及上海市、江蘇省和浙江省等地為實體經濟發展的低—低集聚區，這些地區要注意實體經濟與虛擬經濟的協調發展。

第二，金融創新形成北京市、天津市和河北省、上海市等的高—高集聚地，表明在這些地區的金融創新具有較大的優勢，能夠對其鄰近省市產生積極的影響效應;但是山東省、河南省和湖北省等地形成金融創新的低—低集聚區，表明上述地區對其鄰近區域產生了抑制作用。

第三，制度環境形成北京市、天津市、上海市、江蘇省、浙江省和山東省的高—高集聚區，表明在這些地區的信用文化具有較大的優勢，能夠對其鄰近省市產生積極的影響效應;但是山西省、黑龍江省、吉林省和遼寧省等形成低—低集聚區，表明上述地區對其鄰近區域產生了抑制作用。僅從上述的空間路徑分析還難以得出金融創新、制度環境的信用文化與實體經濟的增長之間的關系，因此下一部分采用空間計量模型做進一步分析。

（二） 模型的選擇和建立

參考肖功為等（2018）[17]、張林（2016）[18]等的方法，本文選擇只需對經典的線性回歸模型進行估計的LM檢驗方法，分別創建基于相鄰空間權重矩陣[W1]和經濟距離空間權重矩陣[W2]的LM檢驗表，結果見表4。

由表4的檢驗結果可知，在兩種不同的空間權重矩陣下，空間誤差模型和空間滯后模型都通過了10%的顯著性檢驗，而且空間誤差模型在相鄰空間權重矩陣[W1]的顯著性更好。為了綜合考慮兩種模型的空間性，也為了實證內生變量和外生變量的空間性，本文選擇空間杜賓模型進行實證分析和檢驗。將柯布道格拉斯生產函數進行擴展，以實體經濟發展作為被解釋變量并且兩側同時取對數，最后構建出本研究中的空間杜賓模型：

（三）結果與分析

本文將金融創新、制度環境和實體經濟增長置于同一個模型中，探究金融創新、制度環境對實體經濟增長的影響。通過以上的分析可以看出空間因素不可忽視，下面進行實證分析。

1. 金融創新、制度環境對實體經濟增長的實證分析。空間杜賓模型分為固定效應和隨機效應，進行豪斯曼（Hausman）檢驗，可得豪斯曼統計量為正數，故拒絕隨機效應的原假設，因此本文采用SDM的固定效應模型（陳強，2014）[27]。由表5可以看出：首先，從[ρ]角度來看，三個模型都通過了1%的顯著性檢驗。其次，從[σ2]的層次來看，3個模型的實證檢驗都過了1%的顯著性水平檢驗。再次，從擬合度來看，時間固定效應模型最好，雙固定效應模型最差。時間固定效應模型相比其他兩個模型，各個解釋變量與空間滯后項的顯著性水平檢驗更為顯著，即模型的說服力更強。最后，從Log-likehood來看，時間固定效應模型值最大，因此，本文認為時間固定效應杜賓模型更能反映出我國31個省份實體經濟增長的實際情況。

從表5中時間固定效應模型檢驗結果可以看出，空間杜賓模型的估計結果顯示：（1）金融創新的回歸系數為-0.0654，即金融創新對實體經濟的增長具有抑制作用，但是沒有通過顯著性檢驗;金融創新的空間回歸系數為-0.0098，說明鄰近省份的金融創新水平對本省份的實體經濟發展具有抑制作用，但是沒有通過顯著性檢驗，驗證了假設1中金融創新對實體經濟增長作用的不確定性。（2）制度環境的回歸系數為0.684，且通過了1%的顯著性檢驗，說明制度環境對實體經濟發展具有顯著的促進作用;制度環境的空間回歸系數為0.271，且通過了1%的顯著性檢驗，說明鄰近地區的制度環境對本地的實體經濟增長具有顯著的促進作用，驗證了假設1中制度環境通過政府機構干預、法律制度完備和信用文化約束三個層面對實體經濟增長產生影響，三種效應共同促進實體經濟增長。（3）金融創新與制度環境的交叉項的回歸系數為0.606，且通過了5%的顯著性檢驗，說明二者的交叉項可以促進實體經濟的增長，原因可能是制度環境有效約束了金融創新的風險，為金融創新促進實體經濟的增長提供了制度保障;金融創新與制度環境的交叉項的空間回歸系數為0.252，且通過了5%的顯著性檢驗，說明鄰近省份的二者交叉項也能對本省份的實體經濟增長產生顯著的促進作用，驗證了假設2。（4）從其他的控制變量來看，人力資本對實體經濟的增長具有顯著的抑制作用，這是因為本文選取的指標為負向指標撫養比，證明了人力資本是實體經濟發展必備的要素;鄰近省份的人力資本對本省的實體經濟增長具有顯著的促進作用，這可能是由于鄰近省份的撫養比過大，出現了此消彼長的效應。資本投入對實體經濟具有顯著的促進作用，說明了資本投入對實體經濟的發展不可缺失，鄰近省份的固定資產投資對本省的實體經濟增長具有顯著的抑制作用，這可能是因為鄰近省份固定資產投資過大而出現集聚效應，從而阻礙了本地的實體經濟發展。技術創新對于實體經濟的增長具有顯著的促進作用，而鄰近省份的技術創新對本省的實體經濟增長具有不顯著的促進作用，說明我國實體經濟的發展需要技術創新，但是各省之間的技術交流并不充分，不足以達到互通有無的水平。外商投資水平對實體經濟的發展具有顯著的抑制作用，鄰近省份的外商投資水平對實體經濟的發展具有不顯著的抑制作用，說明外商投資水平對于實體經濟的發展具有不確定效應。交通水平和對外開放的整體效應以及空間效應都是顯著正向的，符合預期。城鎮化水平對實體經濟具有顯著的促進作用，但是鄰近省份的城鎮化水平對于本地的實體經濟發展具有顯著的抑制作用，鄰近省份的城鎮化可能對本地的城鎮化產生了此消彼長的效應。

2. 直接效應和間接效應。進一步分析金融創新、制度環境對實體經濟增長的直接影響、間接影響和總影響。其中直接影響是指變量變動對本地實體經濟增長的影響效應，間接效應是指本省域變量變動對鄰近其他省域實體經濟增長的影響效應（Arnold等，2011）[28]。空間杜賓模型的直接效應、間接效應和總效應見表6。

從表6報告的結果可以得到如下結論：首先，對比表5和表6，各個變量的系數與p值具有高度一致性，說明本文變量的選取是穩健的，模型的設定也是可靠的。其次，觀察核心變量。就直接效應而言，金融創新負向不顯著影響本地實體經濟的發展，制度環境正向顯著影響本地實體經濟的發展，金融創新與制度環境的交叉項正向顯著影響本地實體經濟的發展。就間接效應而言，本地金融創新正向不顯著影響相鄰各地的實體經濟的發展，本地的制度環境負向顯著影響相鄰各地實體經濟的發展，本地的金融創新與制度環境交叉項正向顯著影響相鄰各地實體經濟的發展。這表明我國金融市場的發展還不完善，金融監管機構和資本市場發展緩慢，使得金融創新的擴散效應不能促進實體經濟的增長，而制度環境能夠在一定程度上緩解這一問題，在金融創新影響實體經濟發展的過程中起到重要的調節作用，從而使其發揮應有的作用。這也充分說明在探尋促進實體經濟增長的機制時，不但要提高金融創新水平，優化制度環境，還要明確金融創新和制度環境融合的最佳路徑，達到融合的最佳狀態。最后，直接效應和間接效應的對比結果顯示，本地區金融創新結合制度環境促進本地實體經濟增長的直接效應大于本地區金融創新結合制度環境促進鄰近地區實體經濟增長的間接效應，鄰近地區金融創新結合制度環境促進本地實體經濟增長的效應小于本地區金融創新結合制度環境促進本地實體經濟增長的效應。

3. 分地區效應分解。我國經濟發展存在著地區異質性，各地的經濟政策不同，經濟發展階段也稍有不同，在前文對全國進行實證分析的前提下，本部分按照區域分東部、西部、中部的時間效應SDM模型進行報告，以期得到更有益的結果。表7是基于相鄰空間權重矩陣得到的分地區時間效應SDM模型結果，可以看到，實體經濟發展的空間相關系數均在10%的水平上顯著，可以表明按區域分析時空間效應也是不可忽略的。與表5中的全部樣本估計結果相比，表7中控制變量和解釋變量的顯著性較差，表明東部、西部、中部之間的空間效應要強于各地區組內之間的空間效應。

接下來就幾組顯著的解釋變量進行分析。首先，東部制度環境影響實體經濟增長的彈性系數顯著高于中西部地區，而東部地區金融創新通過制度環境的調節作用影響實體經濟增長的彈性系數也要顯著高于中西部地區，這表明制度環境對各地區實體經濟增長的影響存在區域差異性。東部地區為我國經濟高度發達地區，相應的制度建設也優于中西部，經濟發展的要素更齊備，而且東部發達地區的金融創新水平也較高，在適當的制度環境調節下，促進實體經濟發展的效應會高于中西部地區。其次，東部交通水平影響實體經濟增長的彈性系數顯著低于中西部地區，與制度環境不同，這并不能表明中西部的交通水平優于東部，恰恰說明我國中西部的交通發展水平還是較低，拖累了中西部地區的實體經濟發展，即還處于邊際遞減的初期。最后，與交通水平影響實體經濟增長的彈性系數類似，東部地區開放程度、城鎮化影響實體經濟增長的彈性系數顯著低于中西部地區，說明我國中西部地區的地區開放程度以及城鎮化水平仍有待提高。

4. 穩健性檢驗。表5和表6的結果都是基于相鄰空間權重矩陣[W1]得到的，為了檢驗表5中空間杜賓模型的可靠性和穩定性，進行空間權重矩陣的替換，運用經濟距離空間權重矩陣[W2]進行穩健性檢驗。表8是基于經濟距離空間權重矩陣[W2]的時間固定效應SDM模型估計結果。可以看出，空間相關系數是-0.4874，且通過了1%的顯著性檢驗。回歸系數與基于相鄰空間權重矩陣的SDM模型的回歸系數略有差異，但正負方向沒有根本性變化，可以說明本文的實證結果具有穩健性。

變量缺失可能會使實證結果產生偏差，為了進一步驗證本文結論的穩健性，本文將變量的時間范圍選取為2009—2018年，基于相鄰空間權重矩陣進行時間固定效應SDM模型估計，結果見表9。空間相關系數的顯著性有所降低，回歸系數的大小略有差異，但方向沒有根本性變化，這也表明本文的實證結果具有穩健性。

六、結論與建議

（一）研究結論

本文就金融創新、制度環境對實體經濟發展的效應進行了理論分析，構建了相應的分析框架，在此基礎上基于相鄰空間權重矩陣，分別建立了個體固定效應、時間固定效應和雙固定效應的空間杜賓模型，選取2003—2018年中國內地31個省份的面板數據，實證研究了金融創新、制度環境對實體經濟發展的影響效應，并通過了穩健性檢驗。主要結論如下：

1. 從金融創新、制度環境和實體經濟發展的局部Moran指數來看，有2/3的省份位于第一和第三象限，這表明實體經濟發展、金融創新與制度環境三者均出現了高—高集聚和低—低集聚現象。三者表現出相似的空間集聚特征，表明三者在空間上呈現出相關性，地理因素和空間效應是實體經濟發展必要考慮的因素。

2. 從整體來看，金融創新對實體經濟發展的作用效應不確定，制度環境對實體經濟發展具有顯著的促進作用，金融創新與制度環境的結合對實體經濟增長具有促進作用。表明在我國現有的市場機制下，還需要完善金融市場，加強對金融創新的監管。

3. 從空間效應來看，金融創新負向不顯著影響本地實體經濟的發展，制度環境正向顯著影響本地實體經濟的發展，金融創新與制度環境的交叉項正向顯著影響本地實體經濟的發展;本地金融創新正向不顯著影響相鄰各地的實體經濟的發展，本地的制度環境負向顯著影響相鄰各地實體經濟的發展，本地的金融創新與制度環境交叉項正向顯著影響相鄰各地實體經濟的發展;鄰近省份的金融創新水平負向不顯著影響鄰近省份的實體經濟發展，制度環境對本省份的實體經濟增長具有顯著的促進作用，鄰近省份的二者交叉項也能對本省份的實體經濟增長產生顯著的促進作用。

4. 從分地區效應來看，實體經濟發展的空間相關系數均在10%的水平上顯著，表明按區域分析時空間效應也是不可忽略的。而且東部、西部、中部之間的空間效應要強于各部組內之間的空間效應。同時東部地區的制度環境建設與金融創新的水平對實體經濟發展的彈性系數高于中西部地區，而中西部地區的交通水平、對外開放以及城鎮化水平對于實體經濟發展的彈性系數高于東部地區。

（二）政策建議

基于以上的理論分析和實證檢驗，本文提出以下政策建議：

第一，考慮到金融創新、制度環境和實體經濟發展具有的空間相關性，各地應突破省界的界限，積極探索以實體經濟所在主要城市為引領的經濟發展帶。政府發揮好監管作用，在積極推進金融創新的同時，也要注意防控金融創新風險，與企業、科研機構通力合作，各部門發揮特長，從而引領周邊區域共同成長。

第二，金融創新水平的提升可以加速資本配置的效率，但是也要防范金融創新帶來的經濟虛擬化過度等風險，在發揮金融創新積極作用的同時，加強金融監管，引導金融創新以促進實體經濟發展。

第三，金融創新與制度環境的結合對實體經濟增長具有顯著的促進作用，各地應在保持制度環境繼續規范化的前提下，尋求二者促進實體經濟增長的最佳融合方式，協調好政府、金融機構和市場監管部門的功能關系，共同促進實體經濟持久有序增長。

第四，兼顧中西部發展，實現地區之間平衡共處。加強東部地區金融中心對中西部地區金融機構的交流和開放，推動金融機構之間的戰略合作，加快市場化金融機構的發展進程。當然短時期內中西部地區還難以實現金融創新水平的飛躍，但是可以考慮依托現已形成規模的金融改革試驗區，建立與東部相補充的金融結構體系。同時，推進中西部地區的交通發展水平、對外開放程度以及城鎮化水平，為實體經濟發展助力加油。

注：

①Moran散點圖中以數字表示本文所涉及的31個省份，分別為1-北京、2-天津、3-河北、4-山西、5-內蒙古、6-遼寧、7-吉林、8-黑龍江、9-上海、10-江蘇、11-浙江、12-安徽、13-福建、14-江西、15-山東、16-河南、17-湖北、18-湖南、19-廣東、20-廣西、21-海南、22-重慶、23-四川、24-貴州、25-云南、26-西藏自治區、27-陜西、28-甘肅、29-青海、30-寧夏、31-新疆。

參考文獻：

[1]Schumpeter J A. 1934. The Theory of Economic Development：An Inquiry into Profits，Capital，Credit，Interest， and the Business Cycle [M].Harvard University Press：Mass.

[2]Amos O M，Wingender J R. 1993. A Model of the Interaction Between Regional Financial Markets and Regional Growth [J].Regional Science and Urban Economics， 23（1）.

[3]Ireland P N. 1995. Endogenous Financial Innovation and the Demand for Money [J].Journal of Money，Credit and Banking，27（1）.

[4]Henderson B J，Pearson N D. 2011. The Dark Side of Financial Innovation：A Case Study of the Pricing of A Retail Financial Product [J].Journal of Financial Economics，100（2）.

[5]Chiu J，Meh C，Wright R. Innovation and Growth with Financial，and Other，Frictions [J].Working Papers， 56（3）.

[6]Beck T，Chen T，Lin C， et al. 2012. Financial Innovation：The Bright and the Dark Sides [J].Working Papers，72.

[7]莊雷，王燁.金融科技創新對實體經濟發展的影響機制研究 [J].軟科學，2019，33（2）.

[8]Arrow K，Bolin B，Costanza R，et al. 1996. Economic Growth，Carrying Capacity，and the Environment [J].Environment and Development Economics，1（1）.

[9]Birchenall J A. 2001. Income Distribution，Human Capital and Economic Growth in Colombia [J].Journal of Development Economics，66（1）.

[10]Malhotra M K，Heine M L，Grover V. 2001. An Evaluation of the Relationship Between Management Practices and Computer Aided Design Technology [J].Journal of Operations Management，19（3）.

[11]Acemoglu D，Reenen J M V， Zilibotti F，et al. 2007. Technology，Information，and the Decentralization of the Firm [J].Quarterly Journal of Economics，122（4）.

[12]黃俊，張天舒.制度環境、企業集團與經濟增長 [J].金融研究，2010，（6）.

[13]張杰，李勇，劉志彪.制度對中國地區間出口差異的影響：來自中國省際層面4分位行業的經驗證據 [J].世界經濟，2010，33（2）.

[14]衣長軍，李賽，張吉鵬.制度環境、吸收能力與新興經濟體OFDI逆向技術溢出效應——基于中國省際面板數據的門檻檢驗 [J].財經研究，2015，41（11）.

[15]Anselin L. 1988. Spatial Econometrics：Methods and Models [M].Kluwer Academic publishers：Boston.

[16]劉超，馬玉潔.金融、技術創新與實體經濟發展驅動 [J].山東社會科學，2019，（4）.

[17]肖功為，劉洪濤，郭建華.制度創新、金融發展與實體經濟增長——基于空間杜賓模型的實證研究 [J].經濟問題探索，2018，（8）.

[18]張林.金融發展、科技創新與實體經濟增長——基于空間計量的實證研究 [J].金融經濟學研究，2016，31（1）.

[19]Braun M， Raddatz C. 2008. The Politics of Financial Development： Evidence from Trade Liberalization [J]. The Journal of Finance，63（3）.

[20]Pistor K，Raiser M，Gelfer S. 2000. Law and Finance in Transition Economies [J].The Economics of Transition，8.

[21]李后建.市場化、腐敗與企業家精神 [J].經濟科學，2013，（1）.

[22]黃群慧.論新時期中國實體經濟的發展 [J].中國工業經濟，2017，（9）.

[23]李叢文.金融創新、技術創新與經濟增長——新常態分析視角 [J].現代財經（天津財經大學學報），2015，35（2）.

[24]徐浩，溫軍，馮濤.制度環境、金融發展與技術創新 [J].山西財經大學學報，2016，38（6）.

[25]李林漢，田衛民.環境規制、金融發展與產業結構升級 [J].金融理論探索，2018，（6）.

[26]李婧，譚清美，白俊紅.中國區域創新生產的空間計量分析——基于靜態與動態空間面板模型的實證研究 [J].管理世界，2010，（7）.

[27]陳強.高級計量經濟學及Stata應用第2版 [M].高等教育出版社：北京，2014.

[28]Arnold M. James Le Sage，Robert K. 2011. Pace：Introduction to Spatial Econometrics [J].Statistical Papers， 52（2）.

Abstract：Starting from the question of whether the financial innovation has improved the real economic growth. This paper uses the panel data of 31provinces，municipalities and autonomous regions in China from 2003 to 2018 to carry out an empirical test through the Spatial Durbin Model. The research shows that China's financial innovation，institutional environment and real economic growth all appear high-high agglomeration and low-low agglomeration phenomenon，which indicates geographical factors and spatial effects are necessary factors to be considered in the development of real economy. From the perspective of space effect，the financial innovation has no significant negative impact on the development of local and neighboring real economy;while the institutional environment has significant positive impact on the development of local and neighboring real economy;and financial innovation has significant positive impact on the development of local and neighboring real economy through the regulation of institutional environment;the financial innovation of neighboring provinces has no significant negative impact on the real economy development of local provinces. And the institutional environment of the neighboring provinces plays a significant role in promoting the growth of the real economy of local provinces. From the regional effect，the regulating function of the eastern regions through institutional environment to boost the real economy development is stronger than the middle and western ones of China. Based on this，this paper puts forward suggestions on strengthening the construction of institutional environment，preventing and controlling the risk of financial innovation，and explores the best way to promote the development of real economy by integrating financial innovation with institutional environment.

Key Words：financial innovation，institutional environment，real economic growth，spatial effect，Spatial Durbin Model