王少琴

本文以1996-2015年的時間序列數(shù)據(jù)為樣本，運用貝葉斯分位數(shù)方法實證分析科技金融與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級聯(lián)動發(fā)展的相互關(guān)系。研究結(jié)論為：科技金融會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，且科技金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級存在滯后一期的特性；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級也會促進科技金融的發(fā)展，在各個分位數(shù)處產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對科技金融的影響作用是否顯著并沒有一個明顯的規(guī)律可尋。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 科技金融

聯(lián)動發(fā)展 貝葉斯分位數(shù)

引言

改革開放以來我國發(fā)揮強勁的后發(fā)優(yōu)勢實現(xiàn)了經(jīng)濟的高速增長，成為了世界卜第二大經(jīng)濟體。但是我國還處在發(fā)展中國家的行列，隨著人口紅利的消失，經(jīng)濟增速放緩，面對有可能掉入“中等收入陷阱”以及發(fā)達國家再工業(yè)化所帶來的挑戰(zhàn)和機遇，我們必須積極、主動的應對。

習近平總書記指出，實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略是“大勢所趨”，要“圍繞產(chǎn)業(yè)鏈部署創(chuàng)新鏈，圍繞創(chuàng)新鏈完善資金鏈”，明確把產(chǎn)業(yè)鏈、資金鏈以及創(chuàng)新鏈緊密聯(lián)系在一起?？萍紕?chuàng)新只有轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力才能提高生產(chǎn)效率，占全國企業(yè)99%的中小企業(yè)承載了75%的科技創(chuàng)新成果。如何更好的支持實體經(jīng)濟的發(fā)展、服務國家創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略，實現(xiàn)科技創(chuàng)新與金融創(chuàng)新的完美融合，是中國金融業(yè)發(fā)展面臨的重要課題。

本文從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與科技創(chuàng)新的角度出發(fā)研究兩者的聯(lián)動發(fā)展關(guān)系。

文獻綜述

目前國內(nèi)外對金融深化創(chuàng)新、科技創(chuàng)新、科技金融與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系進行了大量細致的研究。Bash Siddhartha等人（ 2014）認為融資約束程度影響企業(yè)的研究和開發(fā)，影響了企業(yè)的創(chuàng)新，研發(fā)支出不活躍的企業(yè)的盈利能力和外部融資大幅下降。童毛第、童業(yè)冬（2015）基于江蘇省1984-2013年的數(shù)據(jù)從金融深化與科技創(chuàng)新的聯(lián)系瓦動方面對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整升級的作用機理進行了實證分析，他們認為科技創(chuàng)新和金融深化對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有著顯著的推動作用，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級促進國家增加對科技創(chuàng)新的支持，雙方收斂于一個良性循環(huán)狀態(tài)，不斷的相互促進，同時他們還認為目前我國的資本市場與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級之問的關(guān)系相對較弱。章奇（2016）圍繞國內(nèi)外發(fā)展現(xiàn)狀、科技金融和第二市場聯(lián)動發(fā)展的不足、二者相互關(guān)系三個角度進行了深度探討，并給出了相關(guān)建議。此外，運用近6年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進行了初步的分析。本文基于以卜學者的研究做了改進，運用1996-2015年的時間序列數(shù)據(jù)建立葉貝斯分位數(shù)回歸模型對科技金融與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的相互影響關(guān)系做了細致的分析。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展現(xiàn)狀以及科技金融發(fā)展現(xiàn)狀

（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展現(xiàn)狀

近20年來，第一產(chǎn)業(yè)所占比重一直處于10%以內(nèi)，并且隨著經(jīng)濟的發(fā)展呈現(xiàn)一個向下的趨勢；第三產(chǎn)業(yè)所占比重從1996年28.5%到2015年的52.9%，這期間對GDP的貢獻率有上升也有下降，但是總體是上升的趨勢；而第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)正好相反，從1996年的62.2%到2015年的44.3%，期間第二產(chǎn)業(yè)貢獻率有升也有降，但是總體趨勢是下關(guān)降的。目前主要發(fā)達國家第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重已經(jīng)達到了70%左右、中等收入國家達到61%、低收入國家達到45%。南此可以看出我國雖然足世界上第二大經(jīng)濟體，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)還沒有達到中等收入國家的水平，因此我國急需調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提高第三產(chǎn)業(yè)的比重，使其與經(jīng)濟發(fā)展相匹配。

（2）科技金融發(fā)展現(xiàn)狀

科技金融是我國社會經(jīng)濟、發(fā)展到特定階段的產(chǎn)物，對于科技金融的定義，趙昌文等人認為科技金融是促進科技開發(fā)、成果轉(zhuǎn)化和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一系列金融工具、金融制度、金融政策與金融服務的系統(tǒng)性、創(chuàng)新性安排，是由為科技創(chuàng)新活動提供金融資源的政府、企業(yè)、市場、社會中介機構(gòu)等各種的樣本點處于T分位數(shù)以下和以上時的檢驗函數(shù)關(guān)系。假設分位數(shù)回歸模型為：主體共同組成的體系。我國科技金融作為一個新興的領域，當前還處在初期的發(fā)展階段。

實證分析

（1）指標選取與數(shù)據(jù)來源

1.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級指標：即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率，本文采用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的增加值之和與GDP的比重來衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的程度，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化率的表達式為：IR=（第二產(chǎn)業(yè)增加值+第三產(chǎn)業(yè)增加值）/國內(nèi)生產(chǎn)總值。

2.科技金融發(fā)展水平指標：CR=（銀行中長期貸款+有價證券和投資）/國內(nèi)生產(chǎn)總值，其中有價證券和投資=金融機構(gòu)的證券發(fā)行額+股票市值，南于保費收入比較小此處不予考慮。

3.本文選用了研究與試驗發(fā)展經(jīng)費支出以及貨幣和準貨幣供應量作為控制變量，分別用RD和M2表示。

4.本文數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局、國家統(tǒng)計年鑒以及中國人民銀行。

（2）模型建市與實證分析

1.研究方法

由于本文研究使用的數(shù)據(jù)表現(xiàn)出非線性特點，以往傳統(tǒng)的線性模型不適于本研究，因此本文擬采用分位數(shù)回歸的方法來進行研究。近幾年，分位數(shù)回歸方法在國內(nèi)的經(jīng)濟學研究中也得到廣泛地運用，豐要包括對金融市場風險度量和預測方面.也有運用面板分位數(shù)回歸方法。本文建立貝葉斯分位數(shù)回歸模型。

2.模型建立

假設隨機變量的分布函數(shù)F （y）=Prob（ Y≤y），Y的T位數(shù)滿足F（y）≥T的最小，即：Q（T） =inf{y：F （y）≥T， O≤T≤1（1）

式（1）中，0≤丁≤1表示同歸線以下的數(shù)據(jù)占傘體數(shù)據(jù)的百分比。被解釋變量的分布比例為T的部分小于分位函數(shù)Q（T），（1一T）的部分則大于Q（T），中位數(shù)v則為Q（0.5），此時，T將被解釋變量y分為兩個部分。在對分位數(shù)回歸求解之前，先要定義“檢驗函數(shù)”，即概率函數(shù)，公式如下：y=aQ+nPQ（3）

在具體的回歸中，可以假定式（3）中A在Q分為數(shù)下的絕對利差和最小

式（2）中：¨是反應概率密度函數(shù)的參數(shù)；p丁（u）表示被解釋變量AminPlyQ-aQ-Pxil*pj/，Q（4）在不同的T位數(shù)下可得到不同的分位數(shù)函數(shù)。隨著T的取值由0到1，可得所有被解釋變量在解釋變量上的條件分布軌跡。

為研究科技金融在不同分位數(shù)下對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，此處我們考慮科技金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級是否存在滯后效應，所設定的計量模型為：IRr.仁o+plCRr.i+p2CR（一1）r，

2+p3LNRDf.3+Vr，t（5）

為研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在不同分位數(shù)下對科技金融發(fā)展的影響，此處考慮貨幣和準貨幣供應量M2作為其控制變量，我們將計量模型設定為為：CRr.t=cc+plIRr，i+p2M2r，2（6）

（3）結(jié)果分析

為了檢驗科技金融深化在不同的分位數(shù)下對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響程度，以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級在不同的分位數(shù)下對科技金融深化的影響程度，本文利用傘部樣本，在馬爾科夫鏈蒙特卡洛（ MCMC）模擬的基礎上，運用Bootstrap法對樣本數(shù)據(jù)模擬10000次有放回的抽樣，之后設定分位為0.1、0.2、0.3、0.4、0.5、0.6、0.7、0.8和0.9，在這9個不同的分位數(shù)下檢驗實證結(jié)果如表1和表2所示。

如表1可得：科技金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響確實存在滯后一期的效應，并且滯后一期的科技金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響比當期的科技金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響更加最著，在0.2分位數(shù)處科技金融以及滯后一期的科技金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響是不顯著的，以及在0.7、0.8和0.9三個分位數(shù)處科技金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響也是不顯著的。這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級隨著科技金融發(fā)展水平的變化而變化。隨著科技金融分位數(shù)的增加，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級總體上呈先上升后下降的態(tài)勢，也就是說科技金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響是呈倒“U”型的，這說明對于不同的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有一個最優(yōu)的科技金融發(fā)展水平。

由表2可得：在選擇貨幣和準貨幣供應量M2為控制變量下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對科技金融發(fā)展是有促進作用的。在0.2、0.3、0.4、0.5以及0.8分位數(shù)下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對科技金融的影響具有顯著的作用，而在0.1、0.6以及0.9分位數(shù)下產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對科技金融的影響作用不顯著。對比兩個實證結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對科技金融的促進作用大于科技金融對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用。但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對科技金融的促進作用足否顯著并沒有隨著科技金融分位數(shù)的提高而呈現(xiàn)出一個比較有規(guī)律的趨勢。

總結(jié)與政策建議

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展到一定階段會促使科技金融的出現(xiàn)，是科技金融的發(fā)展基礎，同時科技金融的發(fā)展與完善有利于企業(yè)進行直接融資，幫助企業(yè)進行信息管理與風險管理，促進科技成果轉(zhuǎn)化，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的進一步升級，兩者之間形成良性的循環(huán)累積效應。

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