銀行業市場結構、企業創新與產業結構升級

劉春志，楊瑞桐

(中南財經政法大學 金融學院，湖北 武漢 430073)

0 引言

2018年5月，習近平總書記在全國生態環境保護大會上指出，推動經濟高質量發展，要把重點放在推動產業結構轉型升級上，把實體經濟做實做強做優。除政府出臺產業政策引導外，產業轉型升級的途徑主要來自于市場機制下企業組織內部演變，特別是企業通過技術改造、新產品研發、新市場開拓等方式帶動產業升級[1-2]。2017年7月，《國務院關于強化實施創新驅動發展戰略 進一步推進大眾創業萬眾創新深入發展的意見》明確提出，進一步增強創新創業發展實效，著力推進創新創業與實體經濟發展深度融合，結合“互聯網+”、“中國制造2025”和軍民融合發展等重大舉措，有效促進新技術、新業態、新模式加快發展和產業結構優化升級。

在創新促進產業優化升級的過程中，金融體系的角色舉足輕重，其不僅為產業研發提供資金支持，更通過將資金從落后產業引向高技術、高附加值產業，從而促進產業優勝劣汰[3]。銀行業作為企業融資的最大提供者[4]，隨著改革開放的不斷深入，其市場結構發生了巨大變化，銀行業基于現金流放款者這一保守融資機構的形象也在悄然轉變。例如，2017年，北京首家民營銀行——中關村銀行成立，其定位為創業者的銀行，專注服務于三創(創客、創投、創新型企業)，主要是與投資機構合作，在早期發現和服務于未來的瞪羚、獨角獸和領軍企業，共同構建創新創業生態。那么，這樣的銀行業市場結構變化是否有助于促進企業創新進而推動產業轉型升級？現有文獻并未對此作出解答。

新地理經濟學相關理論及經驗研究結論表明，由空間相關引致的外部性對經濟增長具有促進作用，產業轉型升級需要考慮空間溢出的經濟效應。不僅如此，由于金融空間集聚已經成為現代金融產業組織的基本形式[5]，考慮金融因素的空間相關性已成為研究所必須。有鑒于此，本文以中國內地30個省域(由于數據不全，西藏未納入統計)為樣本，考察我國銀行業市場結構對產業轉型升級的影響，并從企業創新渠道驗證銀行業市場結構對產業轉型升級的影響機制。相對于已有研究，本文可能的邊際貢獻在于：①從空間外溢視角驗證我國銀行業市場結構、企業創新、產業升級之間可能存在的空間相關性，并采用基于系統廣義矩估計(GMM)法的動態空間面板杜賓模型對三者之間的關聯加以實證檢驗，對以往將研究對象視為均質與獨立的相關研究形成了有益的補充；②建構銀行業市場結構經由企業創新影響產業結構升級的邏輯框架，并驗證企業創新的中介渠道效應，為當前我國深化金融供給側結構性改革，進一步加大銀行業對內對外開放力度，促進產業結構升級提供經驗證據支持。

1 文獻綜述與邏輯建構

1.1 文獻評述

銀行業市場結構最常見的衡量指標是銀行集中度，銀行集中度高意味著大銀行在金融體系中相對份額高。對于銀行集中度與產業轉型升級的關系，學者們的觀點莫衷一是。如張雪蘭等[6]研究發現，銀行集中度過高會抑制產業結構升級；劉培森和尹希果[7]研究發現，國有商業銀行市場份額上升對產業結構升級具有促進作用；彭宇文等[8]認為，在不同地區，存貸款集中度對經濟增長的影響方向存在差異。以上文獻表明，在現有關于銀行業市場結構與產業結構升級的關系上，學界尚未達成一致。

銀行業市場影響企業創新的研究可歸納為兩類。一方面是從銀行業市場競爭視角進行探討，如Cornaggia等[9]認為，銀行競爭水平提高可以緩解融資約束困境，促進私營企業尤其是高科技企業技術進步；Agostino&Trivieri[10]研究發現，隨著銀行業競爭加劇，銀行更愿意擴大信貸，將資金貸給中小企業，因此銀行業競爭度上升能夠幫助新興企業獲得貸款；石璋銘和謝存旭[11]認為，我國銀行業競爭水平提高能夠促進產業技術創新；唐清泉和巫岑[12]研究發現，我國銀行業市場結構競爭度提高有助于緩解企業研發投資約束，這種作用對于民營企業和小企業更顯著。另一方面，從銀行業管制視角進行研究，如Cetorelli&Strahan[13]發現，美國放松銀行業地域管制加劇了銀行業競爭，進而促進新企業生成；Bertrand等[14]發現，放松銀行業管制使得銀行更愿意為企業提供資金，企業更容易開展生產與擴張活動；蔡昉[15]認為，加強銀行業管制意味著增加融資環境的歧視性，將使中小企業和創業者面臨著更嚴峻的融資難、融資貴問題，從而扼殺潛在創新活動。

奧地利學派認為，創新是影響經濟發展的重要因素。熊彼特也認為，創新能夠推動整體經濟發展。在Acemoglu等[16]的模型中，經濟增長過程并非資本積累的原因，而是由技術進步推動。國內外學者對企業創新影響經濟發展這一問題的研究，可歸納為3類：①將創新精神作為一種投入要素引入生產函數[17]，通過數理推導得出創新精神對經濟發展的促進作用；②基于內生技術進步理論，分析創新的作用[18]，受新貿易理論啟發，相關研究進一步擴展為開放經濟體系研究[19]；③基于微觀經濟學相關理論，分析創新對經濟發展的作用，相關理論包括產品創新與消費需求[20]、博弈論視角[21]等。

上述文獻就銀行業市場影響企業創新問題主要從銀行業競爭和銀行管制視角展開，而沒有考慮銀行業市場結構的作用。此外，越來越多的研究肯定了創新相關研究不能忽略空間因素[22-23]，如李占風和劉曉歌[24]研究表明，創新能夠通過示范效應、學習效應和競爭效應外溢到其它地區。根據新地理經濟學理論，由空間相關引致的外部性對經濟增長具有促進作用，因此，不能忽略空間溢出效應[25]?；诖?，本文從空間視角研究銀行業市場結構如何通過企業創新渠道影響產業結構升級。

1.2 銀行業市場結構、企業創新與產業升級

本文試圖從融資視角解釋銀行集中度對企業創新的影響。Brown等[26]認為，在創新活動初期，現金流并不穩定，創新活動需要持續和大量的研發投入，而融資約束是制約我國研發投入的重要因素。中小企業作為市場的主力軍，推動技術進步應該注重提高中小企業創新能力[27]。

首先，從中小銀行經營特點角度分析，中小銀行比大銀行具有更強的處理缺乏規范財務數據的“軟信息”能力，有助于緩解中小企業融資難問題。中小金融機構具有地域和人緣等優勢，具備向中小企業發放關系型貸款的條件，一定程度上避免了中小企業由于抵押擔保不足而付出較高的融資成本，而且中小金融機構與中小企業長期形成的共生共榮伙伴關系，使得中小金融機構對借款人違約較為敏感，有利于控制貸款風險。因此，發展中小金融機構有利于降低中小企業資金成本，緩解中小企業融資約束[28]，進而有利于新生企業進行生產和創新活動。其次，從銀行業市場結構角度分析，銀行集中度下降意味著銀行業競爭度上升和銀行業管制放松[15,29,30]。銀行業競爭加劇促使融資環境進一步開放，有助于緩解融資約束環境[9,10,12]，從而增加企業研發投入，促進技術創新；而放松銀行業管制意味著降低融資歧視程度[19]，銀行更愿意為企業提供資金[14]，中小企業和創業者面臨的融資約束將會減輕，從而有助于企業的生產和創新。創新在一定程度上更容易獲得鼓勵和發展。創新主要體現為對當前產品進行技術改進，以降低生產成本、提高生產效率。熊彼特經濟增長理論認為，創新成功帶來更高的利潤，從而激勵社會不斷創新，推動經濟發展與產業升級。

1.3 考慮空間相關性的機制分析

創新的空間相關性可以從學習效應和競爭效應兩方面進行分析。隨著區域間經濟合作日益密切，合作有助于人們學習到更先進的生產技術和科學的管理方法，接觸到技術含量更高的產品，從而進行技術和管理創新。由此，先進的技術與管理方法通過學習效應溢出。見識到更先進的生產技術和科學的管理方法后，迫于競爭壓力和利潤最大化目的，人們更愿意將學習到的先進經驗引入到自己的管理中來，這種競爭效應也會帶來創新精神外溢。產業升級同樣存在空間相關性，空間經濟學和新經濟地理學的研究已經證實，經濟增長不僅取決于自身投入，也取決于鄰近區域經濟增長狀況，當地經濟增長能夠通過外部性成為鄰近區域經濟發展的源泉[23]。因此，當地產業升級可以通過空間外溢途徑帶動其它地區產業升級，進而可能形成區域產業升級集群。

2 研究設計

為檢驗企業創新在銀行業市場結構對產業升級的影響路徑中是否發揮中介作用，下文將依據變量間的作用機制和中介效應分析步驟建立實證回歸方程。按照溫忠麟等[31]總結的中介效應檢驗流程，檢驗中介效應的存在性。分別建立銀行業市場結構影響產業升級的方程、銀行業市場結構影響企業創新的方程以及銀行業市場結構與企業創新聯合影響產業升級的方程。

2.1 模型設定

2.1.1 銀行業市場結構對產業升級影響的檢驗模型

根據上文相關研究，銀行業市場結構通過企業創新影響產業升級的過程可能存在空間相關性，如果忽略其客觀存在的空間溢出效應，實證結果可能會出現偏誤。因此，本文采用空間計量相關模型對該問題進行實證研究。Elhost[32]提出，空間相關性既可能來自被解釋變量自身，也可能來自解釋變量及誤差項，因此在模型中納入解釋變量的空間滯后項對空間相關性予以控制。同時，本文認為，產業結構升級存在時間滯后效應，因此將被解釋變量的滯后一期納入方程，建立動態面板模型。此外，研究證實空間杜賓模型相比其它模型能夠更好地反映不同來源的空間相關性，而且能夠在不同系數設定條件下變形為常見的空間滯后模型和空間誤差模型，具有更強的一般性。綜上，本文建立動態空間面板杜賓模型進行實證檢驗。

(1)

其中，i表示各省域，t表示年份；wij是空間權重矩陣，本文采用3種空間矩陣，分別是鄰接空間權重矩陣w1ij、地理空間權重矩陣w2ij和經濟空間權重矩陣w3ij。

2.1.2 考慮企業創新的模型設定

根據中介效應的檢驗原理和步驟[31]，本文將產業升級變量Pstit視為被解釋變量，企業創新變量Innoit視為待檢驗的中介變量，銀行業市場結構變量視為解釋變量?？紤]企業創新的中介效應檢驗模型設定如下：

(2)

(3)

2.2 變量定義與數據來源

2.2.1 被解釋變量

經典配第克拉克定理認為，第二產業和第三產業在國民收入中的比重上升是產業升級的表現，故采用第二產業和第三產業增加值占GDP的比例作為產業升級Pstit的替代變量。借鑒顧夏銘等(2018)、馮根福等(2017)的研究，企業創新用各省域國內專利申請授權數衡量，為壓縮取值范圍，在方便計算的同時，不改變數據性質和相關關系，將國內專利申請授權數取對數得到Innoit的數值。

2.2.2 解釋變量和控制變量

銀行業市場結構常見的衡量指標為銀行集中度，本文使用兩個銀行集中度指標度量Cbit。其中，Cb_ait表示銀行資產比重，采用我國前5大銀行(工農中建交)資產占銀行總資產的比重作為Cb_ait的替代變量；Cb_lit表示銀行從業人數占比，使用我國前5大銀行從業人數占銀行從業人員總數的比重作為Cb_lit的替代變量。

為避免遺漏變量帶來的內生性問題，在產業升級方面，借鑒劉培森等(2015)、韓永輝等(2017)的研究，引入市場化進程、非國有化程度和外商直接投資作為控制變量。其中，市場化進程使用市場化指數作為替代變量，由于2017、2018年市場化指數沒有具體數值，本文使用擬合值替代；非國有化程度使用各省域非國有及非國有控股企業單位數量占企業單位總數量的比例衡量；外商直接投資使用各省域外商投資企業投資額的對數值衡量。在企業創新方面，借鑒金剛等[22]、雷震和彭歡[28]的研究，引入勞動力增長率、固定資產投資占GDP的比重、銀行貸款占GDP的比重和進出口占GDP的比重作為控制變量。

2.2.3 數據來源

本文以中國內地30個省域(因數據不全，西藏未納入統計)為研究樣本，選取2005—2018年數據。樣本數據來源于《中國工業經濟統計年鑒》、《中國勞動統計年鑒》、《中國區域金融運行報告》以及國家統計局網站。中國市場化指數數據來源于Wind數據庫，該指數為樊綱等(2016)編制而成，2017、2018年市場化指數為擬合值。變量定義如表1所示。

表1 變量定義

2.3 空間權重矩陣選擇

空間計量分析的前提是度量區域間的空間距離。wij代表區域i與j之間的距離，空間權重矩陣W為N*N對稱矩陣，主對角線元素取值為零。考慮到我國各省域是客觀存在的地理概念，因此使用相鄰法和省會城市球面距離數據分別生成空間權重矩陣w1和w2。相鄰法具體設定如下：當區域i和j為相鄰省份時，w1ij=1，否則，w1ij=0；w2ij以i省省會城市與j省省會城市之間的球面距離倒數來構建，實際測算中進行了標準化處理。此外，考慮到i省雖然在地理距離上與j省和k省沒有差別，但經濟關系并不完全相同。因此，參照林光平等[33]的方法，構建經濟空間權重矩陣w3。

2.4 描述性統計分析

表2報告了樣本數據的描述性統計結果，表3報告了各解釋變量間的相關系數，方差膨脹因子分析見表4。可以看出，主要解釋變量與控制變量之間的相關性系數大多數小于0.5，方差膨脹因子均小于10，故可排除多重共線性影響。

表2 描述性統計結果

表3 相關系數分析結果

表4 方差膨脹因子分析結果

3 實證分析

3.1 空間相關性檢驗

本文參照Arbia等[34]的研究，將分塊對角矩陣替換為截面空間權重矩陣，將其擴展并應用于面板數據空間自相關檢驗?；谙鄳姆强臻gOLS估計方程進行空間相關性檢驗，得到Moran' I指數，檢驗結果如表5所示。

表5結果顯示，地理空間權重矩陣w2ij和經濟空間權重矩陣w3ij大多數Moran' I指數顯著，而鄰接空間權重矩陣w1ij的Moran' I指數不顯著。因此，下文回歸中將采用地理空間權重矩陣和經濟空間權重矩陣。方程(2)的Moran' I指數大多數為正，且在1%的水平上顯著，說明在一定地理區域內，我國企業創新存在顯著正向空間相關性。同理，方程(1)和方程(3)的Moran' I指數顯著為正，說明我國產業升級存在一定程度的空間相關性。因此，本文主要采用動態空間面板模型進行參數估計。

表5 基于OLS估計的空間相關性檢驗結果

進一步地，通過比較空間滯后和空間誤差的Lagrange乘數及其穩健估計量的顯著性發現，空間滯后和空間誤差的Lagrange乘數大多數顯著，如表6所示。因此，本文模型采用空間杜賓模型(SDM)。

表6 拉格朗日乘數(LM)檢驗結果

3.2 銀行業市場結構與產業結構升級

表7報告了模型(1)的回歸結果。銀行業集中度選取銀行從業人數占比Cb_l作為替代變量。結果顯示，無論是地理空間權重矩陣w2ij，還是經濟空間權重矩陣w3ij，其動態空間面板杜賓模型得到的銀行業市場結構回歸系數均顯著為負，說明在銀行業市場中，增加大銀行份額對產業結構升級存在負向影響，即大銀行在金融體系中的主導作用增強不利于我國產業升級，與前文理論分析預期一致；通過觀察控制變量系數發現，市場化指數顯著為正，說明市場化程度提高對產業升級有正向影響；外商直接投資回歸系數不顯著，說明外商直接投資增加不能促進產業結構升級；非國有化的回歸系數不顯著，可能的原因是，我國產業轉型升級既是市場導向，也是政府調控的結果。

表7 銀行業市場結構對產業結構升級影響的回歸結果

3.3 企業創新的中介效應檢驗

對企業創新是否作為銀行業市場結構影響產業升級的中介變量進行實證檢驗。根據前文中介效應檢驗步驟，先檢驗銀行業市場結構與中介變量企業創新的關系，即模型(2)的回歸結果，如表8所示。結果顯示，無論是地理空間權重矩陣w2ij，還是經濟空間權重矩陣w3ij，銀行集中度回歸系數均顯著為負，表明隨著大銀行在銀行業市場中所占份額增加，創新行為受到抑制。該結論與理論分析結論一致，間接證明了銀行集中度上升導致銀行業放貸動力不足，不利于企業創新活動開展。

表8 銀行業市場結構對企業創新影響的回歸結果

模型(3)將中介變量企業創新(Inno)加入模型，并進行回歸，如表9所示。結果顯示，企業創新系數顯著為正，銀行集中度系數顯著為負，根據中介效應檢驗標準，企業創新在銀行集中度與產業結構升級之間起部分中介作用。表明創新參與者和引領者不斷提升其核心競爭力的同時，也推動著產業發展。在我國改革進程中，企業家成就了一大批優秀的企業和品牌，我國近年來實施的創新驅動發展戰略、供給側結構性改革等國家戰略的實施需要企業家不斷創新。因此，創新對產業升級起到積極促進作用。

表9 創新對產業結構升級影響的回歸結果

根據以上回歸結果，按照溫忠麟等(2005)[31]總結的中介效應檢驗流程，對中介效應進行推斷，如表10所示。以使用地理空間權重矩陣得到的回歸結果為例，表10顯示，銀行業市場結構對產業升級存在顯著負向影響，并且企業創新在影響路徑中起部分中介作用，作用程度為0.765。因此，弱化大銀行的主導地位以及支持中小銀行發展有助于社會整體創新，側面印證了發展中小銀行既能優化金融體系結構，又能夠進一步深化金融供給側結構性改革，在解決融資難、融資貴問題的同時，鼓勵企業創新，進而有助于整體經濟健康發展。

表10 中介效應檢驗結果及推斷

3.4 穩健性檢驗

為確保研究結論的穩健性，采取兩種方法加以檢驗：①替換銀行集中度變量指標，采用替代上文中使用銀行從業人數占比計算的銀行集中度變量，重新對模型進行檢驗，使用銀行資產占比計算所得的銀行集中度，回歸結果如表11、12、13所示；②替換企業創新變量指標，使用國內專利申請授權數(單位：萬)替代上文中使用國內專利申請授權數的對數值計算的變量，回歸結果如表14、15、16所示。檢驗結果證實主回歸得到的分析結論依然成立。

表11 銀行業市場結構對產業結構升級影響的回歸結果

表13 創新對產業結構升級的影響回歸結果

表14 銀行業市場結構對產業結構升級影響的回歸結果

表15 銀行業市場結構對創新影響的回歸結果

表16 創新對產業結構升級的影響回歸結果

4 結論與展望

4.1 結論與啟示

在深化金融供給側結構性改革背景下，本文梳理了銀行業市場結構通過企業創新作用于產業結構升級的邏輯機理，并證實了我國銀行業市場結構、企業創新、產業升級之間存在的空間相關性，在此基礎上，通過實證分析證明了企業創新在銀行業市場結構與產業結構升級之間的中介作用，即弱化大銀行在金融市場的主導地位，能夠鼓勵企業創新進而推動產業結構升級。

由此得到的政策啟示是：①發揮銀行業在企業創新與產業升級關系中的積極作用，進一步深化銀行業對內對外開放水平，拓寬民間資本進入銀行業的渠道和方式，重視發展具有低交易成本優勢、市場效率優勢和信息優勢的民營中小型商業銀行，增加中小金融機構數量和業務比重，構建多層次、廣覆蓋、有差異的銀行體系，促進銀行業市場結構的良性變遷；②重視企業創新與產業結構升級的空間外溢效應，積極為知識傳播和交流提供平臺載體，通過創新優化生產要素和人力資本在地區、產業之間的配置，實現創新溢出，進而服務于產業結構優化。

4.2 不足與展望

本研究仍然存在一些不足之處：①本文使用的是省級層面數據，樣本量有限，后續可以嘗試運用樣本量更大的市級、縣級甚至微觀數據進行分析；②本文分析了銀行業市場結構通過緩解融資約束促進企業創新，但影響企業創新的途徑不僅僅局限于緩解融資約束，影響渠道仍然值得進一步研究；③衡量企業創新的方法很多，本文采用專利申請授權數作為代理變量，雖然專利申請授權數是衡量企業創新的重要指標，但企業創新在實踐中涉及更多方面，包括新產品、科技論文等形式，后續研究可以嘗試將這些形式納入企業創新范疇。