蔣岳祥 付 濤

(浙江大學 經(jīng)濟學院, 浙江 杭州 310058)

一、 問題的提出

企業(yè)部門是中國研發(fā)活動的主力軍(1)根據(jù)2018年《中國科技統(tǒng)計年鑒》，中國2017年研發(fā)經(jīng)費來源中,76.5%來自企業(yè)；研發(fā)執(zhí)行部門中,77.6%為企業(yè)部門。,企業(yè)部門研發(fā)投入強度的持續(xù)增大是我國進入創(chuàng)新驅(qū)動型經(jīng)濟體行列的重要推動力量。研發(fā)活動可能受兩方面因素的影響,即供給方力量和需求方力量,因此可以分為供給推動的創(chuàng)新和需求拉動的創(chuàng)新[1-2]。供給方面,研發(fā)投入資金、專利保護力度等都可能是影響研發(fā)積極性的重要因素。需求方面,由于企業(yè)進行研發(fā)活動的最終目的是通過銷售創(chuàng)新產(chǎn)品獲得利潤,需求方面的力量是影響創(chuàng)新產(chǎn)品銷售的主要因素,包括居民消費水平、市場規(guī)模等。現(xiàn)有文獻對研發(fā)活動影響因素的研究主要集中于研發(fā)的供給方力量,例如大量研究探討了企業(yè)融資約束、政府科研基金補助、法制環(huán)境、產(chǎn)權(quán)保護等如何影響企業(yè)研發(fā)活動[3-4]，鮮有研究探討需求方面的因素對研發(fā)活動的影響。然而,隨著中國居民消費水平的快速提高,對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求逐漸增加,需求方面的因素對企業(yè)研發(fā)活動的拉動力量也越來越重要。

近年來,隨著金融部門的快速發(fā)展,關(guān)于金融發(fā)展水平和研發(fā)活動之間關(guān)系的研究大量涌現(xiàn)。許多學者研究發(fā)現(xiàn)，金融市場的發(fā)展通過企業(yè)融資渠道影響企業(yè)創(chuàng)新,這類研究是從供給方力量的角度研究金融市場的發(fā)展與企業(yè)研發(fā)的關(guān)系[5-8]。然而,目前尚無文獻從需求方的角度研究金融發(fā)展與企業(yè)研發(fā)的關(guān)系。

胡宗義等基于金融深度的概念提出了金融廣度的概念。金融深度刻畫社會金融資產(chǎn)數(shù)量的增加,反映金融化程度的不斷深化；金融廣度則更加注重社會公平,反映金融服務(wù)的可獲得性,關(guān)注金融服務(wù)對社會各群體的包容性[9]。金融廣度的概念與普惠金融一脈相承,普惠金融強調(diào)不同層次的個人和機構(gòu)對金融服務(wù)的可獲得性,尤其強調(diào)提高金融服務(wù)對弱勢群體的包容性[10-12]。因此,普惠金融的發(fā)展表明了金融廣度的提升,普惠金融的定義蘊含了縮小收入差距的目標[13-14]。

本文認為，金融發(fā)展的兩個維度對企業(yè)研發(fā)的影響渠道不同：金融深度的提升有利于改善企業(yè)融資約束,即作為供給方力量影響企業(yè)研發(fā)活動；金融廣度的提升則可能有利于縮小收入差距,通過改善創(chuàng)新產(chǎn)品的市場規(guī)模和需求結(jié)構(gòu)進而影響企業(yè)從事研發(fā)活動的動機。本文試圖探究金融發(fā)展在需求拉動型創(chuàng)新中的作用。具體來說,本文試圖探索金融廣度的提升能否通過改變市場特征進而影響需求拉動型創(chuàng)新,即普惠金融能否通過縮小收入差距從而影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。鑒于收入差距的表現(xiàn)形式多樣,本文聚焦城鄉(xiāng)收入差距(2)選擇城鄉(xiāng)收入差距的依據(jù)是：中國具有典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征,城鄉(xiāng)收入差距在一定程度上可以代表一個省(區(qū)、市)收入差距的總體狀況。，研究農(nóng)村普惠金融能否通過調(diào)整城鄉(xiāng)收入差距從而影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新(3)農(nóng)村普惠金融的發(fā)展對農(nóng)村居民收入增長的促進作用較為直接,因此能更好地識別普惠金融發(fā)展對農(nóng)村居民收入增長的作用。。

二、 文獻回顧和理論假說

目前尚沒有文獻研究金融發(fā)展對需求拉動型創(chuàng)新的影響。但是以收入差距作為研究對象的文獻較多,關(guān)于普惠金融對收入差距的影響、收入差距在需求拉動型創(chuàng)新中的作用，已有學者展開過相應的研究,這為本文的研究奠定了一定的理論基礎(chǔ)。

對于普惠金融能否縮小收入差距這一問題,已有的研究結(jié)論不一,有的認為普惠金融的發(fā)展有利于縮小收入差距,有的則持相反觀點[15-18]。在討論農(nóng)村普惠金融如何縮小城鄉(xiāng)收入差距的文獻中,普遍認為要將農(nóng)村金融機構(gòu)的信貸功能和儲蓄功能分開討論。從信貸功能來看,農(nóng)村金融機構(gòu)的發(fā)展有利于降低農(nóng)村居民獲取信貸資源的門檻,通過農(nóng)村資本的形成、配置及技術(shù)創(chuàng)新而縮小城鄉(xiāng)收入差距；而從儲蓄功能來看,農(nóng)村金融機構(gòu)類似于“抽水機”,將農(nóng)村地區(qū)的儲蓄轉(zhuǎn)移至城市地區(qū),這將導致農(nóng)村地區(qū)資本形成減少,不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距[19-21]。

關(guān)于收入差距如何影響需求拉動型創(chuàng)新的文獻較少。較早研究收入差距對創(chuàng)新產(chǎn)品需求的影響的學者為Foellmi和Zweimüller。他們在模型中引入消費者收入差距以顯示消費者的異質(zhì)性,與傳統(tǒng)理論模型相比,他們的模型與現(xiàn)實經(jīng)濟更加貼近。他們通過建立模型，表明收入差距的不同表現(xiàn)形式會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不同的影響[22]。收入差距的擴大可能對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求產(chǎn)生兩種效應,即價格效應和市場規(guī)模效應[22-23]。當收入差距表現(xiàn)為中等收入群體比例減少、高收入群體和低收入群體的比例均上升時,高收入群體對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求增加,此時收入差距的擴大主要表現(xiàn)為價格效應,有利于提升創(chuàng)新產(chǎn)品的需求。當收入差距表現(xiàn)為大部分中等收入群體演化為低收入群體、財富向小部分高收入群體轉(zhuǎn)移時,創(chuàng)新產(chǎn)品的市場規(guī)?？s小,此時收入差距的擴大主要表現(xiàn)為市場規(guī)模效應,不利于提升創(chuàng)新產(chǎn)品的需求。因此,收入差距擴大時,價格效應使得企業(yè)進行產(chǎn)品創(chuàng)新的動機增強,而市場規(guī)模效應使得企業(yè)進行產(chǎn)品創(chuàng)新的動機減弱[23]。在Foellmi等研究的基礎(chǔ)上,安同良等利用中國的相關(guān)數(shù)據(jù)進行驗證,證實了上述作用的存在,且證實收入差距對產(chǎn)品創(chuàng)新的作用結(jié)果受價格效應和市場規(guī)模效應共同決定[1]。程文等認為，當進入中高收入階段后,如果收入差距未能隨著收入水平的提高而不斷縮小,不僅企業(yè)自主創(chuàng)新會受到抑制,經(jīng)濟增長也將陷入停滯,因此要縮小收入差距以推動產(chǎn)品創(chuàng)新[2]。

在以上研究基礎(chǔ)上,本文以城鄉(xiāng)收入差距為中介渠道,探討農(nóng)村普惠金融對需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新的作用機制?；谏鲜鱿嚓P(guān)文獻及理論,本文提出如下研究假說：

假說1：農(nóng)村普惠金融的信貸功能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，儲蓄功能則不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

假說2：收入差距的縮小有利于提升對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求,即收入差距對需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新的影響以市場規(guī)模效應為主。

假說3：農(nóng)村普惠金融的信貸功能通過縮小城鄉(xiāng)收入差距進而促進企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新，儲蓄功能通過擴大城鄉(xiāng)收入差距進而抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。

三、 理論分析

(一) 研究設(shè)計

為了檢驗假說,本文構(gòu)建了圖1所示的實證研究策略。

在城鄉(xiāng)收入差距方面,本文選取各省區(qū)市城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的比值(4)雖然收入的基尼系數(shù)可能更好地刻畫某省區(qū)市整體收入差距狀況,但是目前官方并未公布各省區(qū)市不同收入等級的分布狀況,故在數(shù)據(jù)可得性方面將基尼系數(shù)排除，選取城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的比值作為代理變量。作為代理變量；在農(nóng)村普惠金融方面,以各省份農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平(小型、新型農(nóng)村金融機構(gòu)數(shù)量)作為代理變量；在企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新方面,以各省份中型工業(yè)企業(yè)(5)相對于低端產(chǎn)品具有較為普遍的市場分割現(xiàn)象,創(chuàng)新產(chǎn)品市場分割現(xiàn)象不明顯。對于任一省份的創(chuàng)新產(chǎn)品市場,僅考慮該省份的需求力量可能導致研究結(jié)論產(chǎn)生偏差,因為有較大部分創(chuàng)新產(chǎn)品在全國范圍內(nèi)都建立了銷售市場,這就給本文在效應識別方面帶來了挑戰(zhàn)。中型企業(yè)相對于大型企業(yè)或上市公司而言,市場勢力較小,市場需求方面對本地市場的依賴性更強，因此,使用中型工業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)有益于識別該省份需求力量對該省份創(chuàng)新產(chǎn)品的影響。參見Beerli A. et al., ″Demand Forces of Technical Change Evidence from the Chinese Manufacturing Industry,″ China Economic Review, No.1 (2018), pp.617-647。創(chuàng)新產(chǎn)品銷售額占主營業(yè)務(wù)收入的比例作為代理變量。

實證研究流程如下：

實證研究1：農(nóng)村普惠金融→城鄉(xiāng)收入差距

實證研究2：城鄉(xiāng)收入差距→企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新

實證研究3：農(nóng)村普惠金融×城鄉(xiāng)收入差距→企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新

實證研究1以城鄉(xiāng)收入差距作為被解釋變量,農(nóng)村普惠金融代理指標作為主要解釋變量,研究農(nóng)村普惠金融的發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。為了驗證假說1,要區(qū)分農(nóng)村普惠金融的信貸功能和儲蓄功能,分別檢驗兩種功能對城鄉(xiāng)收入差距的影響。實證研究2以企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新作為被解釋變量,以城鄉(xiāng)收入差距作為主要解釋變量,研究城鄉(xiāng)收入差距對產(chǎn)品創(chuàng)新的影響中起主導作用的效應。實證研究3是在實證研究1和實證研究2的回歸結(jié)果都顯著的情況下,在實證研究2估計的方程中引入城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村普惠金融的交互項,通過觀察交互項的顯著性和符號確定中介渠道的存在及其作用方向。

(二) 實證研究1： 農(nóng)村普惠金融→城鄉(xiāng)收入差距

實證研究1的模型構(gòu)建如下：

equit=αi+γt+β1lnbranchit+β2financeit+β3llnsavingrit+β4llngdpit+β5lnforeigninit+

β6lnagritechit+β7lgdp1it+β8lgdp3it+εit

(1-1)

實證模型(1-1)初始設(shè)定為雙向固定效應模型,其中αi和γt分別表示個體固定效應和時間固定效應。i=1,2,…,30;t=2006,2007,…,2013(下同)。

由于國家統(tǒng)計局在2014年及以后公布的年度農(nóng)村居民人均可支配收入的統(tǒng)計口徑與之前年度相比出現(xiàn)了較大的調(diào)整,2014年前后計算的城鄉(xiāng)收入差距指標出現(xiàn)了明顯斷層現(xiàn)象。鑒于此,本文采用2006年至2013年的省際數(shù)據(jù)進行實證分析。本文實證研究1使用的數(shù)據(jù)是2006年至2013年中國30個省區(qū)市(6)西藏自治區(qū)在個別數(shù)據(jù)上存在較多數(shù)值缺失的情況,因此在模型回歸中并未將其納入。的省際年度數(shù)據(jù)。被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距(equ),以各省區(qū)市城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的比值表示,數(shù)據(jù)來自各年度的中國住戶主要調(diào)查數(shù)據(jù)。主要解釋變量農(nóng)村普惠金融代理變量(lnbranch),數(shù)據(jù)搜集自各省區(qū)市各年度區(qū)域金融運行報告。在各種類別的金融機構(gòu)中,小型農(nóng)村金融機構(gòu)、新型農(nóng)村金融機構(gòu)(7)小型農(nóng)村金融機構(gòu)包括農(nóng)村商業(yè)銀行、農(nóng)村合作銀行、農(nóng)村信用社，新型農(nóng)村金融機構(gòu)包括村鎮(zhèn)銀行和農(nóng)村資金互助站。的主要服務(wù)對象為農(nóng)村居民,而其他類別的金融機構(gòu)主要面向城市居民以及大型企業(yè),因此小型、新型農(nóng)村金融機構(gòu)的發(fā)展情況能更好地充當農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平的代理變量。

在控制變量方面,主要解釋變量lnbranch關(guān)注農(nóng)村普惠金融對農(nóng)村經(jīng)濟增長的作用,因此引入信貸市場發(fā)展水平(finance)控制金融發(fā)展對城鄉(xiāng)全體居民收入增長的影響,從而識別農(nóng)村普惠金融對農(nóng)村發(fā)展的影響。居民人均儲蓄是反映收入水平的重要變量,是城鄉(xiāng)收入差距的重要影響因素,城市居民人均儲蓄與農(nóng)村居民人均儲蓄之間具有高度相關(guān)性,故僅引入農(nóng)村居民人均儲蓄(llnsavingr)作為控制變量。此外,參考相關(guān)文獻的做法,控制變量還包括：地區(qū)人均GDP(llngdp)、外商直接投資(lnforeignin)、農(nóng)業(yè)機械化水平(lnagritech)、第一產(chǎn)業(yè)比重及第三產(chǎn)業(yè)比重(lgdp1、lgdp3)。各控制變量的數(shù)據(jù)均來自各省區(qū)市歷年統(tǒng)計年鑒[17,19,24]。需要注意的是,為了降低可能存在的反向因果的影響,本文對主要解釋變量進行了滯后一期的處理。各變量指標含義與衡量方法詳見表1。

為了驗證假設(shè)1,在實證模型(1-1)的基礎(chǔ)上,在解釋變量中增加農(nóng)村普惠金融代理變量與農(nóng)村居民人均儲蓄的交互項(lnbranch×llnsavingr),得到實證模型(1-2)。

equit=αi+γt+β1lnbranchit+β2lnbranch×llnsavingrit+β3financeit+β4llnsavingrit+

β5llngdpit+β6lnforeigninit+β7lnagritechit+β8lgdp1it+β9lgdp3it+εit

(1-2)

其中,系數(shù)β2表示農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能對城鄉(xiāng)收入差距的影響,系數(shù)β1為剔除了儲蓄功能之后農(nóng)村普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響,可視為農(nóng)村普惠金融的信貸功能對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

表1 實證研究1的相關(guān)變量描述

(三) 實證研究2： 城鄉(xiāng)收入差距→企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新

關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的實證研究較少,本文在既有文獻和理論分析的基礎(chǔ)上構(gòu)建了如圖2所示的分析框架。

實證研究2的被解釋變量為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新(newsaleratio),使用2006年至2013年30個省區(qū)市的中型工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品指標構(gòu)建創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比重進行衡量,數(shù)據(jù)來自各年度工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒。主要解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距,使用實證研究1中的城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的比值進行衡量。此外,引入全國居民收入差距代理指標(gini)作為控制變量。全國居民收入基尼系數(shù)可以控制本省份以外地區(qū)的消費者對本省份創(chuàng)新產(chǎn)品需求的影響,提升了估計結(jié)果的準確性。

從影響產(chǎn)品創(chuàng)新的需求方因素分析,創(chuàng)新產(chǎn)品的需求方主要包括兩大主體：國內(nèi)消費者與國外消費者。任何一方對創(chuàng)新產(chǎn)品需求的增加都可促進企業(yè)基于已有的專利技術(shù)生產(chǎn)更多的創(chuàng)新產(chǎn)品,從而促進產(chǎn)品創(chuàng)新。因此,分別引入國外消費者的消費水平和國內(nèi)消費者的消費水平作為需求方的控制變量。其中,國外消費者的消費以對外開放水平(lnopen)作為衡量指標,國內(nèi)消費者的消費水平以農(nóng)村居民人均消費水平(8)當使用地區(qū)人均消費水平衡量時,對外開放水平指標將與該指標形成較高的共線性。而地區(qū)農(nóng)村居民人均消費水平和地區(qū)人均消費水平高度相關(guān),同時與對外開放水平指標不存在高度相關(guān),因此可以用地區(qū)農(nóng)村居民人均消費水平作為地區(qū)人均消費水平的替代變量。(conrural)衡量。

從影響產(chǎn)品創(chuàng)新的供給方因素分析,創(chuàng)新產(chǎn)品一般會經(jīng)歷圖2所示的過程：首先是企業(yè)籌集經(jīng)費進行新產(chǎn)品研發(fā),然后以一定的成功概率得到相應的專利,最終形成創(chuàng)新產(chǎn)品。因此,影響創(chuàng)新產(chǎn)品銷售額占總銷售額比重的因素主要包括資金供給、研發(fā)效率和有效專利數(shù)量,分別引入政府創(chuàng)新補助(9)企業(yè)的新產(chǎn)品開發(fā)資金主要有三大來源：自有資金、負債和政府科研基金補助。由于研發(fā)效率的計算使用了新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費總額,為了避免共線性,采用政府科研基金補助作為新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費的替代變量。(lntech)、研發(fā)效率(innovation)、專利數(shù)量(patent)作為相應的控制變量。另外,引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)代理變量(第三產(chǎn)業(yè)比重)作為控制變量,以消除各省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異對創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例的影響。

各控制變量指標數(shù)據(jù)來自各省份各年度統(tǒng)計年鑒和工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計年鑒。所有變量的描述和衡量方法詳見表2。

表2 實證研究2的相關(guān)變量描述

鑒于全國居民收入基尼系數(shù)只有時間維度上的差異,沒有截面上的差異,因此模型初始設(shè)定為僅含個體固定效應的模型,模型如(2)所示。其中αi代表個體固定效應項。

newsaleratioit=αi+β1equit+β2giniit+β3conruralit+β4lntechit+β5lnopenit+

β6patentit+β7innovationit+β8gdp3it+εit

(2)

(四) 實證研究3： 中介渠道檢驗

在前兩部分實證研究的基礎(chǔ)上,實證研究3在模型(2)中引入城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村普惠金融代理指標的交互項(equ×lnbranch)研究收入差距的中介效應,新的回歸方程(3)如下所示。

newsaleratioit=αi+β1equit+β2equ×lnbranchit+β3giniit+β4conruralit+β5lntechit+

β6lnopenit+β7patentit+β8innovationit+β9gdp3it+εit

(3)

四、 實證分析

(一) 描述性統(tǒng)計

實證研究1、實證研究2和實證研究3各變量的統(tǒng)計性描述參見表3、表4。

表3 實證研究1的變量描述性統(tǒng)計

表4 實證研究2、實證研究3各變量描述性統(tǒng)計

(二) 實證模型1的估計結(jié)果

采用雙向固定效應模型對模型(1-1)、模型(1-2)進行估計(10)本文經(jīng)過嚴謹?shù)墓烙嫹椒ㄟx擇流程,發(fā)現(xiàn)雙向固定效應能最好地刻畫模型(1),限于篇幅未展示出模型選擇步驟,下文各模型的估計方法都經(jīng)過模型選擇流程的甄選。,估計結(jié)果使用Driscoll-Kraay穩(wěn)健標準誤(11)經(jīng)檢驗,模型(1)存在截面相關(guān)、異方差、自相關(guān)問題,Driscoll-Kraay穩(wěn)健標準誤對上述多重違反古典假設(shè)的問題進行了調(diào)整,使得估計的系數(shù)標準誤更加準確,下同。進行報告。表5報告了實證研究1的結(jié)果,表中(1)、(2)列分別是對模型(1-1)和模型(1-2)的估計結(jié)果。

結(jié)合表5(1)、(2)列中主要解釋變量lnbranch、lnbranch×llnsavingr的系數(shù)符號和顯著性,假說1得以驗證。(1)列中l(wèi)nbranch系數(shù)為正,表明農(nóng)村普惠金融的發(fā)展擴大了城鄉(xiāng)收入差距。(2)列中l(wèi)nbranch×llnsavingr系數(shù)為正,表明農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能使城鄉(xiāng)收入差距擴大,而此時lnbranch系數(shù)變?yōu)樨?表明在剔除了儲蓄功能之后,農(nóng)村普惠金融有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。綜合(1)列的結(jié)果,表明農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能擴大了城鄉(xiāng)收入差距,信貸功能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,而儲蓄功能產(chǎn)生的效應大于信貸功能。

表5 模型(1-1)、模型(1-2)的估計結(jié)果

在控制變量方面，finance的估計系數(shù)為負,表明地區(qū)總體信貸可獲得性的提升有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,符合預期；llngdp的估計系數(shù)為負,表明經(jīng)濟發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系已處于倒U形曲線的后半部分(12)Simon Kuznets在研究經(jīng)濟增長與收入分配的關(guān)系時提出金融發(fā)展與收入分配的倒U形關(guān)系。參見Greenwood J. & Jovanovic B., ″Financial Development, Growth and the Distribution of Income,″ Journal of Political Economy, Vol.98, No.5 (1990), pp.1076-1107.,經(jīng)濟發(fā)展的成果開始惠及農(nóng)村居民；lnagritech的估計系數(shù)不顯著,猜測可能的原因在于農(nóng)村居民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比重逐漸降低,因此農(nóng)業(yè)機械化程度的提高對農(nóng)村居民收入水平的影響不及預期。其他控制變量的估計結(jié)果與已有文獻相似[17,19,24]。

(三) 實證模型2、實證模型3的估計結(jié)果

模型(2)與模型(3)的估計結(jié)果如表6所示,(1)、(2)列分別展示了模型(2)、(3)的估計結(jié)果。

根據(jù)模型(2)的估計結(jié)果,equ的估計系數(shù)為負,表明城鄉(xiāng)收入差距的擴大不利于創(chuàng)新產(chǎn)品需求的增加,收入差距對創(chuàng)新產(chǎn)品需求的市場規(guī)模效應大于價格效應,假說2得以驗證。

在控制變量方面,gini的估計系數(shù)為正,系數(shù)的符號與預期相反,表明全國居民收入差距的擴大有助于本省份創(chuàng)新產(chǎn)品需求的增加。可能的原因是：中型工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品對本省份市場的依賴性更高,本省份市場規(guī)模更大,覆蓋的收入等級更廣。因而本省份收入差距的擴大對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求產(chǎn)生了較大的市場規(guī)模效應,擠出了較多收入較低的客戶,最終表現(xiàn)為本省份城鄉(xiāng)收入差距和本省份創(chuàng)新產(chǎn)品銷量之間呈現(xiàn)負相關(guān)。相對而言,中型工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品在其他省份的市場僅覆蓋高收入家庭。因而,全國居民收入差距的擴大有助于本省創(chuàng)新產(chǎn)品吸引更多其他省份的高收入消費者,從而提高創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例。lnopen的估計系數(shù)為負,系數(shù)的符號和預期相反,表明地區(qū)對外開放水平與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例呈負相關(guān)?？赡艿脑驗椋涸诒疚臄?shù)據(jù)分析的年份中，我國的出口以中低端制造業(yè)產(chǎn)品為主,對外開放水平對被解釋變量(創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比重)的分母的影響可能大于對其分子的影響,因此對外開放水平的提高反而降低了創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例。其他控制變量的估計結(jié)果與預期一致。

表6 模型(2)、模型(3)的估計結(jié)果

根據(jù)模型(3)的估計結(jié)果,當在模型(2)中引入城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村普惠金融代理變量的交互項時,交互項符號為負,且顯著，表明收入差距的中介傳導機制存在,假說3得以驗證。

結(jié)合模型(1-1)、(1-2)、(2)、(3)的估計結(jié)果,假說1—3均得以驗證，因此，可以得到以下結(jié)論：在觀測期內(nèi)(2006—2013年),我國農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能擴大了城鄉(xiāng)收入差距,信貸功能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,但儲蓄功能產(chǎn)生的效應要大于信貸功能,最終使農(nóng)村普惠金融擴大了城鄉(xiāng)收入差距；城鄉(xiāng)收入差距的擴大在一定程度上不利于企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新,降低了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比重。進一步地,中介效應檢驗表明,城鄉(xiāng)收入差距中介效應顯著,表明觀測期內(nèi)農(nóng)村普惠金融通過擴大城鄉(xiāng)收入差距從而降低對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求。

五、 穩(wěn)健性檢驗

(一) 內(nèi)生性檢驗

在模型(1-1)、(1-2)中,為了盡量避免內(nèi)生性問題,對所有可能與被解釋變量形成互為因果關(guān)系的控制變量,均進行了滯后一期處理，但模型的主要解釋變量仍然使用與被解釋變量同一期的數(shù)據(jù)?？紤]到有可能存在互為因果關(guān)系,采用農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平代理變量的一階差分(dlnbranch)和信貸市場發(fā)展水平變量的一階差分(dfinance)作為工具變量,進行兩階段最小二乘法與工具變量法估計(TSLS-IV)。利用Hausman檢驗將TSLS-IV估計的結(jié)果與原結(jié)果進行比較,從而檢驗原模型是否存在內(nèi)生性問題，結(jié)果是Hausman檢驗不拒絕原假設(shè),即不認為模型(1-1)、(1-2)存在明顯內(nèi)生性問題。

同理,采用模型(2)中各解釋變量(equ、gini、conrural、lntech、lnopen、patent、innovation、gdp3)的滯后形式(lequ、lgini、lconrural、llntech、llnopen、lpatent、linnovation、lgdp3)作為工具變量,進行TSLS-IV估計。結(jié)果是Hausman檢驗不拒絕原假設(shè),即不認為原模型(2)存在明顯內(nèi)生性問題。

(二) 穩(wěn)健性檢驗

使用各省份農(nóng)村人均金融從業(yè)人員(13)仍然沿襲上文中的做法,以小型、新型農(nóng)村金融機構(gòu)從業(yè)人員數(shù)作為農(nóng)村金融從業(yè)人員計數(shù)來源。構(gòu)建新的農(nóng)村普惠金融代理變量(lnstaff),指標衡量方法為：每萬農(nóng)村居民擁有的銀行從業(yè)人數(shù),同樣對其取自然對數(shù)。以新構(gòu)建的指標lnstaff替代原指標lnbranch進行模型穩(wěn)健性檢驗。在使用不同的農(nóng)村普惠金融代理指標對模型進行估計后,基本模型的結(jié)論仍然成立,表明結(jié)論具有穩(wěn)健性。

模型(1-1)、模型(1-2)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果詳見表7：

表7 模型(1-1)、模型(1-2)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

模型(2)、模型(3)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果詳見表8：

表8 模型(2)、模型(3)穩(wěn)健型檢驗結(jié)果

續(xù)表8

六、 總結(jié)與政策含義

通過區(qū)分金融發(fā)展的兩個維度金融深度和金融廣度,本文認為金融深度通過影響創(chuàng)新產(chǎn)品的供給對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生作用,金融廣度通過改變市場特征影響需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新。本文基于調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入差距的作用渠道,著重關(guān)注農(nóng)村金融廣度(農(nóng)村普惠金融)對企業(yè)需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新的影響。

本文以2006年至2013年中國省際面板數(shù)據(jù)展開實證研究，發(fā)現(xiàn)在數(shù)據(jù)觀測期內(nèi)，中國各省份農(nóng)村普惠金融的發(fā)展擴大了城鄉(xiāng)收入差距。進一步分析表明，首先，農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能對城鄉(xiāng)收入差距的擴大有促進作用,信貸功能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,但儲蓄功能產(chǎn)生的效應大于信貸功能產(chǎn)生的效應。其次,城鄉(xiāng)收入差距與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新之間呈現(xiàn)負相關(guān),城鄉(xiāng)收入差距的擴大抑制了需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新。最后,中介渠道檢驗表明，農(nóng)村普惠金融通過擴大城鄉(xiāng)收入差距進而抑制需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新,城鄉(xiāng)收入差距是農(nóng)村普惠金融作用于企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的重要渠道。

因此，農(nóng)村普惠金融信貸功能的發(fā)展可以通過縮小城鄉(xiāng)收入差距進而提高企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新活力，但農(nóng)村普惠金融儲蓄功能的過度發(fā)展將導致城鄉(xiāng)收入差距的進一步擴大,抑制需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新。本文的研究結(jié)論蘊含如下政策含義：(1)從供給角度推動創(chuàng)新的同時,也需要關(guān)注需求拉動型創(chuàng)新的作用；(2)要提升需求拉動型創(chuàng)新水平,需要更加重視收入公平,緩解城鄉(xiāng)收入差距過大的問題,從而提升對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求；(3)在具體措施方面,除了政府的轉(zhuǎn)移支付外,農(nóng)村普惠金融需要進一步降低農(nóng)村居民獲取信貸資源的門檻,通過促進農(nóng)村地區(qū)資本的形成而縮小城鄉(xiāng)收入差距。