金融結構優化、技術創新與區域經濟增長

張長征 施夢雅

1（河海大學商學院，南京 211100） 2（江蘇省 “世界水谷”與水生態文明協同創新中心，南京 211100） 3（河海大學產業經濟研究所，南京 211100）

引 言

金融是實體經濟的血脈，如何構建一個與實體經濟相匹配的融資體系為企業技術創新服務從而實現創新驅動型經濟增長，已經成為當前中國創新驅動發展下面臨的重要問題（莊毓敏等，2020）[1]。然而，就現實情況而言，中國金融結構仍以銀行體系為主導，金融體系供給側仍存在效率不高、結構失衡、與實體經濟轉型不匹配等問題。2019年中央提出的金融供給側結構性改革明確要求將金融體系結構調整優化作為重點，金融結構問題已經成為決定中國經濟高質量發展和創新驅動發展目標能否成功實現的基礎（張杰，2019）[2]。在中國經濟發展動力從要素、投資驅動轉為創新驅動的進程中，銀行和金融市場哪一種制度安排更適合當前經濟轉型下企業技術創新的融資需求與發展需要，銀行業內部先集中發展頭部銀行還是先優化大中小型機構布局，都成為金融結構優化過程中需要厘清的重要議題。

資本積累與技術進步的聯系是決定經濟增長的關鍵（Aghion 和 Howitt，1992）[3]，金融結構隨著技術密集度的不斷提升與經濟增長呈現動態演進關系（張羽和趙曉夢，2018）[4]，因此技術創新可能是金融結構與經濟增長的關鍵中介。當前中國制造業的創新模式仍以引進與模仿創新為主，原發性創新十分薄弱（俞立平等，2015）[5]，隨著中國技術創新水平不斷接近世界技術前沿，以引進與模仿創新推動技術進步與經濟可持續增長的模式將不可持續，而自主創新的長周期、高風險、不確定性、資本密集等特征使得企業面臨更大的融資缺口。為實現技術創新模式的成功轉換，中國必須為技術創新尤其是自主創新提供匹配的金融支持。在此背景下，從融資結構優化和銀行業結構優化的雙重視角，研究金融結構對技術創新、區域經濟增長的影響以及技術創新在金融結構優化與區域經濟增長之間可能的中介作用，將有一定的理論價值與現實意義。

1 文獻綜述

金融結構優化主要有兩種方式：（1）優化融資結構；（2）優化銀行業結構。其中，優化融資結構是國內外學者的研究重點，融資結構是朝向銀行主導還是市場主導才能更好地促進經濟增長？一些學者如 Diamond（1984）[6]、 Stulz（2001）[7]等研究認為，“銀行主導型”金融結構在集聚社會閑散資金、獲取并處理企業信息、投資項目選擇、克服信息不對稱以及降低外部監管成本等方面更具優勢。 然而，Greenwood 和 Smith（1997）[8]、Dreusu-ciftic 等（2017）[9]市場主導派則認為只有金融市場才能為企業提供更多、更高級的風險管理產品，支持企業開展分散化風險投資決策，市場信息披露制度也能降低外部監管成本和信息不對稱問題。金融功能觀和法律金融觀的涌現模糊了銀行主導和市場主導的分界線（Levein，1997；Rajan 和 Zingales，1998）[10，11]，認為經濟增長的關鍵在于金融服務的質量和有效的法律體系，金融結構形式及劃分無關緊要。針對以上金融結構優劣的爭論，林毅夫等（2009）[12]提出了經濟發展中的最優金融結構理論，認為一個經濟體在一定發展階段的要素稟賦結構，決定了這一階段的最優產業結構，以及與階段特征相匹配的金融服務特定需求，因而一國金融結構效率高低的有效評價標準是該國金融結構是否適配要素稟賦決定下的實體經濟融資需求。學者們分別從理論和實證角度驗證了中國 “存在”最優金融結構（張成思和劉貫春，2016；張志強，2019）[13，14]，只有當一國金融體系與最優金融結構距離不斷縮小，即融資結構向最優金融結構靠近時，金融發展才會對經濟增長起拉動作用。

目前對銀行業結構的討論，大多聚焦于銀行業集中度對經濟增長的影響。銀行業集中度的高低與變化不僅反映了整個銀行體系的市場結構和競爭程度，也反映了不同規模和層次的銀行的重要性（林毅夫等，2003）[15]。壟斷的銀行業結構通過設定利率水平和信貸配給，能夠有效減輕信貸過程中的逆向選擇和道德風險，但也存在組織層級冗余、監管程序復雜、貸款審批流程長及交易成本較高等不利因素，其 “重資產、重抵押、重監管”的風險保守型特征難以滿足中小、民營企業等技術創新主體的融資需求，壟斷的銀行結構所帶來的福利損失可能超過它對經濟增長的有利影響。降低銀行集中度、促進不同層次銀行機構之間的市場競爭成為當前促進中國銀行體系對制造業自主創新能力提升的核心改革途徑（張杰等，2017）[16]。 林毅夫和孫希芳 （2008）[17]基于最優銀行業規模結構分析得出，中國現階段下中小金融機構市場份額的上升對經濟增長具有顯著正向影響；戚湧和楊帆（2018）[18]研究發現中小銀行比重增大能夠顯著帶動區域創新能力。

技術創新有利于實體經濟形成企業規模效應、行業集聚效應、產業乘數效應，從而推動實體經濟增長（張林，2016）[19]，不同 “風險-收益” 特征的技術創新模式需對應不同的融資方式（林志帆和龍曉旋，2015）[20]。因此，技術創新的融資需求轉換成為引導金融結構優化方向進而促進區域經濟增長的重要影響因素。在融資結構選擇上，發展中國家在經濟發展初期階段以勞動密集型產業為主，企業創新活動頻次低、風險小，風險保守的銀行體系即可滿足企業在遠離世界前沿的技術水平上開展模仿創新的融資需求；隨著產業不斷擴張、產業結構不斷升級，企業技術創新風險和資本密集度越來越高，銀行等金融中介優勢趨減，需要風險偏好的金融市場來支持企業長周期、高風險的自主創新（葉德珠和曾繁清，2018）[21]。而在銀行業內部，不同的銀行業結構在信貸可得性、信貸成本、軟硬信息處理和銀企關系建立方面各具優勢，競爭性銀行結構更有利于低水平階段的模仿創新，高水平階段的自主創新則需要金融市場和大銀行共同提供資金支持（王柄權等，2018）[22]。

現有研究對金融結構、技術創新和區域經濟增長三者之間的相互關系開展了大量研究，但對當前中國經濟發展階段下，融資結構是向銀行主導還是市場主導、銀行業結構是促進大型銀行壟斷還是中小銀行發展，才更促進技術創新與區域經濟增長，卻莫衷一是。從前文分析來看，金融結構優化主要通過兩種途徑作用于區域經濟增長，（1）直接效應，即金融結構優化通過推動作為生產要素之一的金融資本實現有效轉化與配置，從而直接促進經濟增長；（2）間接效應，即金融結構優化通過滿足創新驅動下實體經濟技術創新的融資需求，間接促進經濟增長，技術創新可能成為金融結構與區域經濟增長之間關鍵的中介變量。鑒于此，本文將三者結合起來開展實證檢驗，從融資結構優化和銀行業結構優化的雙重視角，基于中介效應理論，研究金融結構對技術創新、區域經濟增長的影響以及技術創新可能的中介作用，為中國創新驅動發展戰略下推動金融結構優化、技術創新與區域經濟增長提出相關建議。

2 研究設計

2.1 模型設定

為探究金融結構優化對技術創新、區域經濟增長的影響以及技術創新的中介作用，參照溫忠麟和葉寶娟（2004）[23]對中介效應檢驗流程的研究，構建中介效應模型如下：

其中，Yi，t表示區域經濟增長，分別采用人均實際GDP的對數值和人均實際GDP增長率作為代理變量；Innoi，t表示技術創新，分別從投入和產出角度選取規模以上工業企業R＆D投入強度和各省專利申請量的對數值表示；FS為金融結構指標，分別用融資結構和銀行業結構表示；控制變量Z、X表示其余影響區域經濟增長和技術創新的變量；ηi、ηt分別表示地區固定效應和年份固定效應，εi，t為誤差項。

2.2 變量選取和數據說明

2.2.1 被解釋變量

區域經濟增長（Y）：由于全球金融危機的沖擊，2008年以來中國經濟發展處于波動階段，經濟發展規模雖在不斷擴大，經濟增長速度卻波動較大且近年來人均實際GDP增長率呈下降趨勢。為了綜合衡量區域經濟增長狀況，本文分別從發展規模和增長率角度，參照楊子榮和張鵬揚（2018）[27]的做法，采用各省人均實際GDP對數值（lnpgdp）及人均實際GDP增長率（pgdpr）作為代理變量，并以2008年為基期使用GDP平減指數進行價格調整，以消除通貨膨脹的影響。

2.2.2 核心解釋變量

金融結構（FS）：基于融資結構與銀行業結構的雙重視角，分別以MS和Small作為金融結構優化的兩個代理指標。MS代表融資結構，參照Beck等（2011）[24]的做法，分別使用股票市場交易額與金融機構貸款余額作為金融市場和金融中介的代理變量，并用比值表示二者在金融體系中的相對重要性，該比值越大，則表示金融體系越接近“市場主導型”，反之越接近 “銀行主導型”；Small代表銀行業結構，參照姚耀軍和董鋼鋒（2013）[25]的研究，以大型國有商業銀行、政策性銀行與外資銀行之外的其他金融機構占銀行業資產總額比重來衡量中小金融機構的市場份額，Small的值越大，表示中小銀行占比越大、銀行內部集中度越低。

2.2.3 中介變量

技術創新水平（Inno）：現有研究多從R＆D投入和創新產出角度來衡量技術創新水平，在研發投入（RD）上，本文參照莊毓敏等（2020）[1]的做法采用各省規模以上工業企業R＆D經費支出／GDP來表示；在創新產出（lnpatent）上，參照白俊紅和卞元超（2016）[26]的做法，采用各省份專利申請數量作為技術創新水平的代理指標，分別對發明專利、實用新型專利和外觀設計3種專利申請數量賦以0.5、0.3、0.2的權重，以計算加權平均值并取自然對數。

2.2.4 控制變量

為重點考察金融結構優化對技術創新、區域經濟增長的影響，本文控制了其他可能影響技術創新和區域經濟增長的因素，借鑒已有文獻（莊毓敏等，2020；楊子榮和張鵬楊，2018）[1，27]，選取宏觀經濟方面的工業化程度（Industry）、實際利用外資強度（FDI）、貿易開放度（Trade）、資本形成率（Cap）、政府支出水平（Gov）以及社會人口方面的城鎮化率（Urban）、人力資本水平（Edu）作為控制變量。其中，工業化程度（Industry）以各省工業增加值／GDP來表示區域經濟增長與技術創新對工業發展的依賴性；實際利用外資強度（FDI）以各省實際利用外商直接投資／GDP表示，貿易開放度（Trade）以進出口總額／GDP表示，分別說明其對外資利用水平、貿易水平的依賴性；資本形成率（Cap）以固定資本形成總額／GDP表示其與資本存量的依賴關系；政府支出水平（Gov）以地方政府財政支出／GDP表示，說明其對政府干預程度的依賴程度；城鎮化率（Urban）以城鎮人口／總人口來表示，人力資本水平（Edu）以地區6歲以上人口人均受教育年限的對數值表示，即（地區內大專以上人口?16+高中人口?12+初中人口?9+小學人口?6）／6歲以上總人口的自然對數值，以此說明區域經濟增長與技術創新對地區內勞動力供給與人力資本要素的依賴關系。

2.2.5 數據說明

由于西藏和港澳臺地區數據缺失較多，為保證樣本數據回歸的平穩性和可信性，本文選取中國30個省（市）地區2008～2018年的面板數據開展實證分析。考慮到核心解釋變量規模以上工業企業R＆D經費支出僅從2008年開始統計連續數據，樣本選擇從2008年起。數據來源于《中國金融統計年鑒》、《各地區金融運行報告》、《中國統計年鑒》以及Wind數據庫。為了消除異常值影響，對所有變量進行上下1%的縮尾處理。各變量的描述性統計結果見表1。

表1 各變量的描述性統計

3 實證結果與分析

為了控制地區個體固定效應和時間固定效應，本文選用面板雙向固定效應模型開展實證分析，利用模型（1）～（3）分析雙重視角下金融結構優化對區域經濟增長的影響及技術創新可能的中介效應。中介效應檢驗和分析流程簡述如下：首先檢驗系數α11，若不顯著則停止中介效應分析，金融結構與區域經濟增長沒有顯著的相關關系。若系數α11顯著，則依次檢驗系數α21和α32，若兩個系數均顯著，意味著中介效應存在，接著再檢驗系數α31，若α31顯著，說明為部分中介，即金融結構對區域經濟增長的影響有一部分是通過技術創新這一中介變量實現；若α31不顯著，說明為完全中介，即金融結構對區域經濟增長的影響完全由技術創新這一中介變量實現；如果系數α21和α32至少有1個不顯著，需要進行Sobel檢驗判斷技術創新的中介效應是否顯著。

3.1 技術創新在融資結構與區域經濟增長之間的中介效應檢驗

表2中（1-1）與（1-2）式的回歸結果顯示，融資結構對區域經濟發展規模的影響不顯著，融資結構與區域經濟發展規模無顯著相關關系，依據中介效應檢驗程序，停止開展技術創新對融資結構與經濟發展規模之間的中介效應檢驗；與此同時，融資結構對區域經濟增長速度在1%水平上顯著為正，表明融資結構的市場化導向促進了區域經濟增長，融資結構每增加1單位，將促進區域經濟增長提高5%。回歸結果表明，銀行機構與金融市場的相對結構對經濟發展規模無顯著作用，印證了金融結構無關論的觀點，不同地區的經濟發展水平更多依賴于金融服務內容與質量；但是，融資結構的市場化導向顯著推動了區域經濟增長，金融市場的資金融通與風險分散功能更適配于創新驅動下企業尋求增長的發展需要。

（2-1）與（2-2）式中對融資結構與技術創新的關系檢驗表明，融資結構對R＆D投入的影響在1%水平上顯著為正，但對專利產出的影響為負向且不顯著。 （3-1）式為融資結構、R＆D投入與區域經濟增長三者之間關系的實證分析，R＆D投入的系數為1.49且在5%的水平上顯著為正，結合（2-1）式中的系數α21顯著，R＆D投入的中介效應存在，MS系數為0.0042且在5%的水平上顯著為正，與（1-2）式中MS系數相比有所減小，這說明R＆D投入為部分中介效應，即融資結構對區域經濟增長的影響有一部分是通過R＆D投入這一正向中介變量實現的。（3-2）式為融資結構、專利申請與區域經濟增長三者之間關系的實證結果，α21和α32均不顯著，且在Sobel檢驗中未通過顯著性檢驗，如表3所示，專利產出的中介效應不顯著。

因此，在融資結構、技術創新和區域經濟增長的三者關系中，融資結構的市場化導向顯著正向促進區域經濟增長，技術創新中的R＆D投入在其中起到關鍵的正向中介作用，推動金融結構市場導向將有利于支持企業R＆D投入進而顯著推動區域經濟增長。

表2 融資結構、技術創新與區域經濟增長的實證檢驗

表3 模型（3-2）的中介效應Sobel-Goodman檢驗

3.2 技術創新在銀行業結構與區域經濟增長之間的中介效應檢驗

表4中（4-1）與（4-2）式的回歸結果表明，銀行業結構對區域經濟發展規模的影響在10%的水平上顯著為正，銀行業內部中小銀行占比的提升促進了區域經濟發展規模的擴大，中小銀行資產份額每提高1個單位，區域經濟發展規模提升15.06%，可繼續開展中介效應檢驗；而銀行業結構對區域經濟增長無顯著影響，停止該中介效應檢驗程序。這表明，當前中國 “銀行主導型”金融結構下，銀行業內部結構的調整優化將進一步改善金融服務的供給質量，進而推動區域經濟發展水平的提升，但也存在銀行業結構優化已經無法顯著拉動區域經濟增長的困境。

（5-1）與（5-2）式檢驗了銀行業結構對技術創新的影響，銀行業內部中小銀行占比的提升會顯著抑制企業R＆D投入但卻顯著促進企業技術創新產出，表明大型國有商業銀行在促進企業R＆D投入上具有壟斷優勢，但由此產生的信貸歧視與資金配置扭曲無法為企業創新產出提供持續性金融支持，發揮中小銀行對企業技術創新尤其是創新產出的提升，需要推動銀行業競爭與提升金融資源的市場化配置效率。（6-1）式檢驗了銀行業結構、R＆D投入與區域經濟發展規模三者之間的關系，R＆D投入的系數不顯著，需繼續開展Sobel檢驗，檢驗結果如表5所示，Z值大于臨界值0.97且P值＜0.05，存在顯著的負向中介效應，且中介效應在總效應中占比23.22%，表明中小銀行比重的提升顯著抑制企業R＆D投入進而對區域經濟發展規模的擴大產生負向影響，但此中介效應相對有限。（6-2）式檢驗了銀行業結構、創新產出與區域經濟發展規模三者之間的關系，創新產出在1%的水平上顯著為正，Small的系數為0.1034小于0.1506且在10%水平上顯著，說明技術創新的專利產出在銀行業結構對區域經濟發展規模的影響中起部分中介作用。

表4 銀行業結構、技術創新與區域經濟增長的實證檢驗

表5 模型（6-1）的中介效應Sobel-Goodman檢驗

因此，在銀行業結構、技術創新與區域經濟增長的三者關系中，由于當前大型國有銀行仍占據壟斷地位，中小銀行比重的提升無法為企業R＆D投入提供有效資金支持，但因其對企業 “軟信息”的處理優勢及靈活的多元化金融服務更加匹配當前階段下中小企業創新主體開展模仿創新的融資需求，中小銀行比重的提升將顯著促進企業技術創新產出的增加進而推動區域經濟發展。

4 結論與建議

本文基于2008～2018年中國30個省份的面板數據，分別從融資結構優化和銀行業結構優化的雙重視角，構建中介效應模型分析金融結構優化對技術創新、區域經濟增長的影響以及技術創新在其中的關鍵中介效應。得出以下主要結論：（1）銀行機構和金融市場的相對結構與區域經濟發展規模之間無顯著相關關系，金融服務的內容與質量更為關鍵，而銀行業內部結構的調整優化將促進金融服務有效供給，進而推動區域經濟發展水平的提升；（2）融資結構市場化導向顯著促進區域經濟增長，且存在銀行業結構優化無法顯著拉動區域經濟增長的困局，需充分發揮金融市場在資本要素配置中的作用；（3）技術創新R＆D投入在融資結構與區域經濟增長之間起到關鍵正向中介作用，但在銀行業結構與區域經濟發展規模之間存在負向中介效應，推動融資結構市場化以及頭部銀行發展更利于支持企業R＆D投入；（4）技術創新產出在銀行業結構對區域經濟發展規模的影響中起部分中介作用，中小銀行比重提升更能滿足當前階段下企業模仿創新產出提升的融資需求進而推動區域經濟發展。

依據以上研究結論，本文提出如下政策建議：（1）推動融資結構市場化導向，充分發揮金融市場在資本要素市場化配置與區域經濟增長中的積極作用，拓寬股權融資渠道，完善股票、債券、期貨等功能互補的多層次資本市場體系；（2）優化銀行業內部大中小型金融機構布局，構建多層次、廣覆蓋、有差異的銀行體系，鼓勵中小銀行發展以增加對中小微、民營企業等創新主體的有效金融服務供給；（3）低水平技術創新階段下銀行業主導型結構及中小銀行發展即可滿足企業模仿創新的需求，但隨著中國創新驅動戰略的實施以及技術密集度的提升，應推動金融市場及大銀行對企業技術創新研發投入的金融支持，促進資本要素與技術要素的適配融合以推動區域經濟增長。