劉任重，王丹丹

（哈爾濱商業(yè)大學(xué)金融學(xué)院，黑龍江哈爾濱，150028）

所有制視角下金融錯配對技術(shù)進(jìn)步影響的效應(yīng)研究

劉任重，王丹丹

（哈爾濱商業(yè)大學(xué)金融學(xué)院，黑龍江哈爾濱，150028）

以所有制為標(biāo)準(zhǔn)劃分工業(yè)企業(yè)樣本，利用2009～2014的年度面板數(shù)據(jù)，衡量樣本企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步水平，并進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)模型的實證分析，研究基于所有制差異下的金融錯配對技術(shù)進(jìn)步的影響。實證研究結(jié)果表明：金融錯配對我國工業(yè)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步有負(fù)面影響，R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度對我國工業(yè)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步有較大的正面影響。最后根據(jù)實證研究結(jié)果，從國有企業(yè)角度、其他所有制企業(yè)角度、金融體系、政府及其它方面提出相關(guān)的優(yōu)化政策建議。

技術(shù)進(jìn)步；金融錯配；經(jīng)濟(jì)增長

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長理論，技術(shù)進(jìn)步是經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)動力，而金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)高速運(yùn)轉(zhuǎn)的核心，兩者不同程度上都對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著不可替代的推動作用，實現(xiàn)實際生產(chǎn)力速度與效率的提高。在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中，由于自然資源的稀缺，國家不可能長期依靠消耗自然資源來獲得經(jīng)濟(jì)增長，因此必須不斷的借助于技術(shù)進(jìn)步和金融發(fā)展。從當(dāng)前文獻(xiàn)來看，國內(nèi)外學(xué)者針對技術(shù)進(jìn)步與金融發(fā)展兩者的關(guān)系進(jìn)行了卓有成效的研究?；驈慕鹑诠ぞ呓嵌?、金融中介角度、金融市場角度以及金融體系的出現(xiàn)和發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系的角度展開，或從金融功能的視角研究技術(shù)進(jìn)步的金融制度安排等。但少有直接從所有制視角研究、度量金融錯配與技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系展開。由于計劃經(jīng)濟(jì)的影響，中國較長時間內(nèi)均存在著一種客觀經(jīng)濟(jì)事實，即稀缺的金融資源并沒有完全按照市場化的效率原則進(jìn)行分配，而是把優(yōu)質(zhì)和優(yōu)惠的資源或條件優(yōu)先分配給創(chuàng)新積極性并不高的國有企業(yè)，從而在某種程度上降低了資源的利用效率，阻礙了技術(shù)進(jìn)步。

圖1列舉了我國九種所有制類型企業(yè)（國有企業(yè)、集體企業(yè)、股份合作企業(yè)、國有聯(lián)營企業(yè)、國有獨資企業(yè)、股份有限公司企業(yè)、私營獨資企業(yè)、私營有限責(zé)任公司、私營股份有限公司）的相對技術(shù)進(jìn)步水平，其中技術(shù)進(jìn)步水平是用企業(yè)申請專利數(shù)/（科研經(jīng)費內(nèi)部支出+其它支出）表示。從圖1中可以清晰看出國有企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步一直處于較低水平，而私營企業(yè)與國有企業(yè)相比，技術(shù)進(jìn)步處于相對高位。這說明稀缺資源分配給國有企業(yè)并沒有有效的促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步。

一、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

針對金融發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步之間關(guān)系展開研究的文獻(xiàn)有：Alfaro et al的研究表明：一國的技術(shù)水平的提高主要得益于該國的企業(yè)家數(shù)量，以及為該國潛在的企業(yè)家提供的創(chuàng)業(yè)融資條件。［1］Rioja& Valev認(rèn)為金融發(fā)展可以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長，只不過刺激機(jī)理不同。在發(fā)達(dá)國家，金融發(fā)展能提高全要素生產(chǎn)率進(jìn)而實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。對于欠發(fā)達(dá)國家來說，經(jīng)濟(jì)增長主要是依靠金融發(fā)展帶來的資本積累。［2］殷劍峰從交易成本角度出發(fā)，比較分析了以銀行主導(dǎo)型和以競爭市場為主導(dǎo)的兩種金融體系的差別，得出兩種類型金融體系的選擇主要取決于當(dāng)時的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。［3］聶輝華、賈瑞雪利用Olley-Pakes半?yún)⒎ê拖嚓P(guān)數(shù)據(jù)，計算了我國1999～2007年間規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的TFP，實證結(jié)果表明，資源錯配降低了企業(yè)的效率，并且得出資源的錯配程度與區(qū)域發(fā)展程度呈正相關(guān)的結(jié)論。［4］

近年來，有部分學(xué)者針對資源錯配中的金融錯配進(jìn)行了系統(tǒng)研究：Moll認(rèn)為以前的經(jīng)濟(jì)增長模型忽略了金融扭曲對資本和財富積累的影響，從而難以判斷經(jīng)濟(jì)體的自我融資能否抵消資本錯配。陳永偉從金融市場的扭曲、勞動力市場的扭曲和不恰當(dāng)?shù)漠a(chǎn)業(yè)政策三個角度對資源錯配進(jìn)行了剖析。樓東偉從制度安排、政府干預(yù)、行業(yè)壟斷和對外貿(mào)易等角度分析了金融錯配的成因。

魯曉東利用1995～2005年的省級面板數(shù)據(jù)，把金融錯配作為變量引入實證研究模型之中，研究了資本積累和全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，研究結(jié)果表明：我國的金融體系存在著嚴(yán)重的錯配現(xiàn)象，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)、金融體系沒有發(fā)揮本來的資源配置效應(yīng)，反而帶來了負(fù)面影響，原因就是我國的金融體系受到嚴(yán)重的政府干預(yù)。邵挺運(yùn)用1999～2007年間的相關(guān)企業(yè)數(shù)據(jù)，從金融錯配的角度對樣本企業(yè)的資本回報率進(jìn)行了實證研究，研究結(jié)果得出了國有所有制企業(yè)的資本回報率最低，尤其是和私營企業(yè)的資本回報率相比相差甚遠(yuǎn)。戴靜等建立了金融錯配下的兩廠商生產(chǎn)模型，得出了金融錯配加劇了國有經(jīng)濟(jì)比重高的企業(yè)偏好于通過技術(shù)引進(jìn)和購買的方式實現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步的結(jié)論。

綜上所述，我們可以得出以下結(jié)論：現(xiàn)有文獻(xiàn)的大多數(shù)觀點對本研究具有非常重要的啟發(fā)作用，無論是理論模型還是實證檢驗，都具有一定的開拓性意義，然而本研究依然存在一些亟待完善和解決的問題。針對金融錯配形成的原因還有待深入研究，特別是針對中國轉(zhuǎn)軌型經(jīng)濟(jì)的特點，尚未形成系統(tǒng)性的共識。另外，金融錯配對技術(shù)進(jìn)步影響效應(yīng)的測度還有待拓展，尤其是基于所有制差異下，沒有系統(tǒng)的給出金融錯配影響技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)的定量表達(dá)和數(shù)理證明。

圖12009 ～2014年我國九類工業(yè)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步情況

二、實證模型、指標(biāo)與數(shù)據(jù)說明

（一）數(shù)據(jù)來源與選取

數(shù)據(jù)主要來源于《中國科技統(tǒng)計年鑒》與國研網(wǎng)等數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)選取了2009～2014年工業(yè)企業(yè)的面板數(shù)據(jù)。在分析之前，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下處理：（1）剔除了數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺乏的類型企業(yè)；（2）剔除了不合理的企業(yè)數(shù)據(jù)，如在港澳臺企業(yè)利息支出項，此項支出為負(fù)值；（3）剔除了與類型企業(yè)不匹配的數(shù)據(jù)。

（二）研究變量與指標(biāo)選取

1.被解釋變量

技術(shù)進(jìn)步效率：目前計算技術(shù)進(jìn)步效率的方法主要有三種：投入法、產(chǎn)出法和TFP計算法，但是由于第三種方法要求我國資本存量等相關(guān)數(shù)據(jù)，應(yīng)用起來十分困難。故本文結(jié)合投入法與產(chǎn)出法來表示技術(shù)進(jìn)步效率。某種類型企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步效率的計算方法為：該類型企業(yè)的專利申請數(shù)/（該類型企業(yè)科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出+該類型企業(yè)其他技術(shù)活動經(jīng)費支出）。全部類型企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步效率的計算方法為：全部類型企業(yè)的平均專利申請數(shù)/（全部類型企業(yè)的平均科技活動經(jīng)費內(nèi)部支出+全部類型企業(yè)的平均其他技術(shù)活動經(jīng)費支出）。

2.釋變量

金融錯配負(fù)擔(dān)程度：本文采用企業(yè)的資金成本代表金融錯配的負(fù)擔(dān)水平，若企業(yè)的資金成本低則說明該企業(yè)的金融錯配負(fù)擔(dān)水平低，反之則金融錯配負(fù)擔(dān)水平高。其中，金融錯配負(fù)擔(dān)程度的計算方法為：該類型企業(yè)的利息支出/總負(fù)債。全部類型企業(yè)的金融錯配負(fù)擔(dān)水平的計算方法為：全部類型企業(yè)的平均利息支出/全部類型企業(yè)的平均負(fù)債。

表1 技術(shù)進(jìn)步、金融錯配、企業(yè)規(guī)模等變量的描述性統(tǒng)計

企業(yè)規(guī)模：采用企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值作為企業(yè)規(guī)模的替代變量。這是因為，企業(yè)在生產(chǎn)中存在著規(guī)模效應(yīng)，在企業(yè)規(guī)模較大時，企業(yè)擁有資金大、抵御風(fēng)險強(qiáng)等優(yōu)勢。

科技活動經(jīng)費投入強(qiáng)度：根據(jù)相關(guān)定義，本文收集了技術(shù)改造費、技術(shù)引進(jìn)費、消化吸收經(jīng)費以及購買國內(nèi)技術(shù)經(jīng)費四個方面的科技活動經(jīng)費數(shù)據(jù)。某類型企業(yè)科技活動經(jīng)費投入強(qiáng)度計算方法為：該類型企業(yè)的科技活動經(jīng)費/該類型企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入。全部類型企業(yè)的科技活動經(jīng)費投入強(qiáng)度計算方法為：全部類型企業(yè)的平均科技活動經(jīng)費/全部類型企業(yè)的平均主營業(yè)務(wù)收入。

3.數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計

利用Stata經(jīng)濟(jì)計量軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行了處理，表1為處理后的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計。

表1中各個變量的含義為：tec-技術(shù)進(jìn)步效率、fin-金融錯配負(fù)擔(dān)程度、size-企業(yè)規(guī)模、SinAin～t-科技活動經(jīng)費投入強(qiáng)度、R& Din～t-R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度、S&Tper-科技員工投入強(qiáng)度、sort-類別、year-年份。從表1中可以看出，我國工業(yè)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步效率平均值為1.381495，而金融錯配負(fù)擔(dān)程度為1.225031，這說明我國工業(yè)企業(yè)存在金融錯配現(xiàn)象。

在圖2中可以看到九種所有制類型企業(yè)的相對的金融錯配負(fù)擔(dān)程度。其中，國有企業(yè)與國有獨資企業(yè)的金融錯配負(fù)擔(dān)水平一直處在低位。相應(yīng)的，私營獨資公司、私營有限責(zé)任公司與私營股份有限公司在大多數(shù)年份里的金融錯配負(fù)擔(dān)水平處于高位。

本文計算了2009～2014年各類型企業(yè)的金融錯配負(fù)擔(dān)程度。從低到高依次為：國有企業(yè)（0.959630929）、國有獨資公司（0.963273954）、股份有限公司（1.02469736）、國有聯(lián)營企業(yè)（1.137928486）、私營股份有限公司（1.20842229）、集體企業(yè)（1.240414948）、私營有限責(zé)任公司（1.260788891）、私營獨資企業(yè)（1.558609451）、股份合作企業(yè)（1.67150831）。

為了方便對比分析，本文計算了2009～2014年各類企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的水平。從低到高的次序依次為，國有聯(lián)營企業(yè)（0.09552257）、國有獨資公司（0.345453215）、國有企業(yè)（0.377186962）、股份合作企業(yè)（0.914926984）、股份有限公司（1.130134889）、集體企業(yè)（1.167174019）、私營股份有限公司（1.77884207）、私營有限責(zé)任公司（2.725675595）、私營獨資企業(yè)（3.898531781）。

圖22009 ～2014年我國九類工業(yè)企業(yè)金融錯配情況

表2 數(shù)據(jù)和變量性質(zhì)

從計算結(jié)果可以清晰看出我國存在著嚴(yán)重的金融錯配現(xiàn)象，具體來說：國有企業(yè)承擔(dān)著0.959630929的金融錯配負(fù)擔(dān)水平，進(jìn)步效率只有0.377186962；國有獨資公司承擔(dān)著0.963273954的金融錯配負(fù)擔(dān)程度，技術(shù)進(jìn)步效率是0.345453215。而私有獨資企業(yè)承擔(dān)著1.558609451的金融錯配負(fù)擔(dān)水平，技術(shù)進(jìn)步效率卻有3.898531781，為國有企業(yè)的10.3358倍。

4.控制變量

R&D經(jīng)費是指研究與試驗發(fā)展經(jīng)費，該指標(biāo)可以反映企業(yè)在自主創(chuàng)新上的投入。在文中，R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度為R&D經(jīng)費/主營業(yè)務(wù)收入的比值。某類型企業(yè)的R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度計算方法為：該類型企業(yè)的R&D經(jīng)費/該類型企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入。全部類型企業(yè)的R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度計算方法為：全部類型企業(yè)的R&D經(jīng)費平均值/全部類型企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入平均值。

科技員工投入強(qiáng)度：科技活動員工包括了科學(xué)家和工程師、參加科技項目的人員、科技管理和服務(wù)人員。某類型企業(yè)的科技員工投入強(qiáng)度計算方法為：該類型企業(yè)的的科技員工當(dāng)時量/期末從業(yè)人員數(shù)。全部類型企業(yè)的科技員工投入強(qiáng)度計算方法為：全部類型企業(yè)的科技員工當(dāng)時量平均值/期末從業(yè)人員數(shù)平均值。

虛擬變量：本文采用企業(yè)的所有制作為虛擬變量。

（三）研究方法

1.實證模型的構(gòu)建

根據(jù)技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)理論，從金融錯配角度分析多因素對技術(shù)進(jìn)步的度量與作用機(jī)理，建立了實證模型：

s,t分別代表了企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu)和時間。等式左邊是被解釋變量技術(shù)進(jìn)步，等式右邊是解釋變量和控制變量、常數(shù)項ρ0和殘差εs,t，其中解釋變量包括金融錯配負(fù)擔(dān)程度、企業(yè)規(guī)模、科技活動指數(shù)。控制變量X包括R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度、科技員工投入強(qiáng)度。因為我國大型企業(yè)大多數(shù)為國有控股企業(yè)，故本文單獨引進(jìn)了企業(yè)規(guī)模和金融錯配的交互項。本文建立了3個實證模型，模型1為主要論證的實證模型，模型2、模型3為輔助論證的實證模型，故具體公式略。各模型均經(jīng)過霍斯曼檢驗，計算出的P值>0.01，不能拒絕原假設(shè)。采用隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3 三個模型及其解釋變量

模型1、模型2、模型3均表明金融錯配負(fù)擔(dān)水平是與技術(shù)進(jìn)步影響呈負(fù)相關(guān)，而其他輔助性的解釋變量如R&D經(jīng)費投入強(qiáng)度、科技員工投入強(qiáng)度與技術(shù)進(jìn)步呈正相關(guān)，這與相關(guān)文獻(xiàn)結(jié)果相符。方程系數(shù)比較大可以解釋為：我國工業(yè)企業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長方式長久以來均為“量”的增長，以量帶動企業(yè)效益。由于邊際效用遞減規(guī)律的作用，這種外延式的增長方式逐漸失去優(yōu)勢，取而代之的內(nèi)涵式的增長方式，2009～2014年間的科學(xué)技術(shù)的快速發(fā)展使得工業(yè)企業(yè)科技創(chuàng)新的單位收益增加。

2.實證模型的解釋

在模型1中，我們著重考察了金融錯配負(fù)擔(dān)程度對技術(shù)進(jìn)步的影響方向和影響程度的測度，輔以其他解釋變量加以解釋說明。模型1顯示，在各類企業(yè)之中，金融錯配對技術(shù)進(jìn)步水平影響方向均為負(fù)。具體來說，國有企業(yè)的負(fù)擔(dān)程度是0.959630929，而技術(shù)進(jìn)步是0.377186962，根據(jù)建立的模型與實證結(jié)果計算得出，金融錯配負(fù)擔(dān)水平對技術(shù)進(jìn)步的影響程度為0.354932931，由于影響系數(shù)為負(fù)，說明其他變量影響程度為1.280199666，即剔除金融錯配的國有企業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平。類似的，我們計算出了其他類型企業(yè)的剔除金融錯配后的技術(shù)進(jìn)步水平：國有獨資公司為1.251894006、股份有限公司為2.094375105、國有聯(lián)營企業(yè)為1.166313275、私營股份有限公司為5.035657156、集體企業(yè)為2.334404485、私營有限責(zé)任公司為3.912077941、私營獨資企業(yè)為5.365183274、股份合作企業(yè)為2.487816304?？梢悦黠@看出剔除金融錯配后的技術(shù)進(jìn)步水平從高到低依次為私營獨資企業(yè)、私營股份有限公司、私營有限責(zé)任公司、股份合作企業(yè)、集體企業(yè)、股份有限公司、國有企業(yè)、國有獨資公司、國有聯(lián)營企業(yè)。在國有體制下，雖然金融錯配負(fù)擔(dān)小，但是技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)較低，研究表明是由多方面引起的，尤其是科技人員數(shù)量和R＆D投入，私營企業(yè)恰恰相反，所以技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)明顯。但是高成本使私營企業(yè)利潤持續(xù)低下，在得不到資金支持的情況下很可能造成融資困難和業(yè)績危機(jī)。

在模型2中，我們引入了fin*size這一變量，即金融錯配與企業(yè)規(guī)模的交互項，這主要是考察我國在金融錯配情況下，企業(yè)規(guī)模對技術(shù)進(jìn)步的影響。實證結(jié)果表明在存在金融錯配的情況下，企業(yè)規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步是負(fù)相關(guān)的，系數(shù)為-0.127，即在其他解釋變量不變的情況下，fin*size每增加1個單位，技術(shù)進(jìn)步將減少0.127個單位。

在模型3中，我們引入了fin*SinAinput這一交互項，目的是考察金融錯配條件下的科技活動是否會提高技術(shù)進(jìn)步水平。在模型3中，實證結(jié)果顯示：企業(yè)規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步呈正相關(guān)關(guān)系，fin* SinAinput與技術(shù)進(jìn)步負(fù)相關(guān)，且企業(yè)規(guī)模與交互項系數(shù)分別為0.048、-26.019。綜合來看，在金融錯配條件下，科技活動指數(shù)越高，反而越不利于技術(shù)進(jìn)步。本文給出的解釋為：在我國工業(yè)企業(yè)中，在低成本的資金條件下容易引發(fā)企業(yè)惰性，更愿意選擇技術(shù)引進(jìn)而不是自主創(chuàng)新，從而導(dǎo)致技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)不明顯，這種情況在國有控股企業(yè)尤為突出。另外，國有控股企業(yè)的邊際效應(yīng)遞減規(guī)律及壟斷導(dǎo)致的福利凈損失也有可能是其中原因之一。

三、結(jié)論及政策建議

從金融錯配角度研究技術(shù)進(jìn)步問題，根據(jù)工業(yè)企業(yè)的所有制性質(zhì)進(jìn)行分組，利用2009～2014年的中國工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，采用隨機(jī)效應(yīng)模型，分析金融錯配負(fù)擔(dān)水平對技術(shù)進(jìn)步的影響。實證結(jié)果得出：金融錯配負(fù)擔(dān)水平對企業(yè)技術(shù)進(jìn)步效率的影響為負(fù)。同時，在剔除金融錯配影響程度之后，國有制企業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平依然不高，與之形成鮮明對比的是私營獨資企業(yè)等類型企業(yè)的高技術(shù)進(jìn)步水平。根據(jù)實證和計算結(jié)果，筆者認(rèn)為：國有制工業(yè)企業(yè)技術(shù)進(jìn)步水平不高，金融錯配的影響較為明顯，國有制工業(yè)企業(yè)對科技人員和R&D經(jīng)費投入的不重視，也可能是導(dǎo)致我國國有制企業(yè)技術(shù)進(jìn)步緩慢的原因之一，故解決金融錯配和提高對技術(shù)的R＆D投入應(yīng)該并行?；诒疚难芯浚J(rèn)為金融錯配由政府干預(yù)和歷史遺留；金融、經(jīng)濟(jì)制度的缺陷；

F276

A

國家社會科學(xué)基金項目“金融錯配與技術(shù)進(jìn)步研究”（14BJL032）

劉任重（1978-），男，副教授，研究方向為金融錯配。