金融中介发展与技术进步

1 金融中介发展与技术进步 ——来自中国省级面板数据的证据 姚 耀 军 1 钱水土 2 1浙江工商大学金融学院 浙江·杭州 310018 2浙江工商大学金融学院 浙江·杭州 310018 摘 要：根据内生经济增长理论中的新熊彼特增长模型，金融发展能够促进技术进步从而推动长期经 济增长。本文利用中国大陆省级面板数据对金融中介发展与技术进步的关系进行了实证检验。基于对 银行信贷决策自主性程度的考虑，私营企业及个体贷款占贷款总额的比例这个指标被用来度量金融中 介发展水平。在控制了人力资本、外商直接投资、专利保护水平及其证券化水平之后，本文发现，金 融中介发展对技术进步具有非常显著的正向解释力。 关键词：内生增长理论；金融中介发展；技术进步 一、引言 在 AK 模型框架下，金融发展可能通过三种途径促进长期经济增长(Pagano,1993)：其一是提 升广义资本（含物质资本、人力资本、技术知识）的边际生产率；其二是增加储蓄率；其三是 增加储蓄投资转化率。途径一的机理又有多种形式，例如，金融发展能够使更多的储蓄用于生 产效率高但流动性差的项目投资(Levine,1991)；金融市场分散风险从而鼓励企业采用更加专业化 的技术(Saint-Paul,1992)；金融中介收集和处理信息，便利于资金流向社会回报更高的项目 (Greenwood & Jovanovic,1990)。在 AK 模型中，技术知识作为智力资本与实物资本等一道被总括 进广义资本之中，这种做法抹去了技术进步(创新)和资本积累之间本质上的区别。另外，AK 模 型假定生产活动总是有效率从而技术进步是自动发生的。与之相比较，新熊彼特增长模型沿袭 了 Schumpeter(1934)的思想，强调技术创新是经济增长的动力，认为技术进步来自于有目的的 R&D 活动，并通过某种形式的事后垄断获得报酬。但在关于经济增长的新熊彼特增长模型中简 单地引入金融因素未必就会使我们获得新的洞察力。不过如果考虑了代理成本，那么在新熊彼 特增长模型框架下，金融发展对经济增长的意义就显得十分重要了(Aghion & Howitt,1998)。 在 King & Levine(1993)的开创性研究中，他们对 Aghion & Howitt(1992)所构建的一个新熊彼 特增长模型进行了拓展，融合了两种熊彼特观点：第一是利润的动态变化决定了创新的动态变化； 第二是由于金融机构对企业家所进行的风险性创新活动进行评估及其提供融资，因此金融机构对企 业家的创新具有重要影响。在他们的模型中，金融机构在评估企业家所进行的风险性创新活动时是 有耗费的，这属于代理成本。金融体系越发达，则这种代理成本越低（因为存在规模经济），进而 将促进技术创新，推动长期经济增长。另外，通过抛弃效用是消费的线性这个假设，他们的研 究也表明，金融体系的存在也使得创新活动的风险得到了分散，这也将促进企业的技术创新。跟随 King & Levine(1993)，基于新熊彼特增长模型框架并结合金融微观理论的进展，很多文献研究了 金融中介对技术创新及其长期经济增长的意义。例如，de la Fuente & Martin (1996)假设企业创新 成功的概率取决企业家的努力程度，而努力程度只能以一定的成本不完全被外部人所监测。这 种信息摩擦导致金融中介机构作为代理监督者出现。金融中介机构与企业家签订的合约通过激 励和监督的结合，导致了企业家最优的努力程度。随着监督成本的降低，企业家能够获得更加 优惠的贷款条件，从而产生更高水平的创新活动，促进经济的长期增长。Blackburn & Hung (1998) 得到了一个与 de la Fuente & Martin (1996)完全相同的结论，但在他们的模型中，企业研究与开 2 发的结果被假设为私人信息（只有企业可以直接观察到创新项目是否成功），从而这将导致道德 风险问题，因为企业总是有激励声称项目失败以便不偿还贷款。与 de la Fuente & Martin (1996) 相比较，在这里，不对称信息是关于项目结果而不是企业家的努力程度。 在实证研究方面，Beck, et al. (1999) 基于跨国数据发现，金融中介发展对全要素生产率(total factor productivity,TFP)的增长率具有显著正向影响，但其与资本积累的联系是微弱的。 Nourzad(2002)基于跨国数据也发现，金融深化对 TFP 具有显著的正向影响。Arestis,et al. (2006) 发现，在 OECD 国家，金融发展促进了 TFP 的提升，但其促进作用在时间上是递减的，并且 依赖于过去的效率状态。Rioja & Valev(2004)发现，金融中介发展促进全要素生产率的提升仅 在发达国家中出现，在发展中国家，金融中介发展是通过促进资本积累而促进经济增长的。 Tadesse(2007)基于跨国产业数据发现，产业技术进步与银行中介发展具有显著的正向联系，但 股票市场对产业技术进步的影响是微弱的。Inklaar & Koetter(2008) 基于欧洲产业数据发现，传 统的金融发展总量指标与劳动生产率的联系是不显著的，而金融中介自身的效率（反映金融发 展的质量）对劳动生产率具有显著的正面影响。 作为一个新兴的市场经济国家，中国同时经历了经济增长和以银行为主的金融中介发展过 程。近年来，关于金融中介发展与经济增长的中国经验研究大量涌现1。然而在已有的中国经验 研究中，多数文献所关注的是金融发展与经济增长两者间的总体相关性，而对金融发展影响经 济增长的作用机制着墨甚少。韩廷春(2001)认为，与金融发展相比较，技术进步与创新才是 中国长期增长的最关键因素，但他并没有研究金融发展与技术进步两者间的关联。张军、金煜 (2005)进行了一个开拓性的研究，其结论是，中国金融中介发展显著地促进了全要素生产率的增 长率。在他们的研究中，非国有企业贷款余额与 GDP 之比这个指标被用来衡量金融深化水平， 该指标的值是一个回归估计的残差2。构建该指标所涉及到的关键假设是，“国有企业贷款与 GDP 之比”与“国有企业产出占总产出的比重”可以用一个固定效应模型模型描述。Guariglia & Poncet(2006)以固定资产投资来源中贷款与财政拨款之比作为金融中介发展水平指标，得到了一 个与张军、金煜(2005)相同的结论。本文尝试利用中国省级面板数据，对金融中介发展与技术进 步的关系重新进行了检验。文章余下基本结构是：第二部分是对中国金融中介发展及其技术进 步状况的概述；第三部分是实证分析；第四部分对全文进行了总结。 二、中国的金融中介发展与技术进步：一个概述 （一）金融中介发展 中国金融改革的目标是把由政府管理的银行改造成独立的金融机构 (Qian,1994; Lardy,1998) 3，然而，与其他领域的改革相比较，金融改革的步伐是迟缓的。中国银行业不良债 权率较高然而又不能得到及时的冲消(刘明志，2001；余永定，2002)4，与之具有因果联系的是， 国有银行处于绝对主导地位且其信贷配给效率一直未得到很大的改善(Cull & Xu,2000;Allen,et al. ,2005)。如果在省级层面考察贷款总额与名义 GDP 之比这个指标与实际 GDP 水平或者实际 GDP 增长率的相关性，我们会发现存在一个负相关关系，见图 1、25。 对图 1 的一个解释是，中央政府把信贷作为一种降低省级经济发展差距的工具，经济发展 水平落后的省份更容易获得银行信贷的支持(Park & Sehrt,2001)；对图 2 的一个解释是，中国的 银行信贷投放并未促进有效率的投资项目的增长，反而让无效率的投资得以不断实现(张军， 1 如，Park & Sehrt(2001)，Aziz & Duenwald(2002)，Boyreau-Debray(2003)，Lu & Yao(2004)，Chen(2006)。 2 该方法可追溯到 Aziz & Duenwald(2002)。 3 在各种金融制度安排中，银行的间接融资安排在中国是最为主要的制度安排。据 IFC(2000)估计，2/3 的金融 资产集中于银行体系(尤其是国有银行)，银行为企业所提供的资金量是企业通过股市筹集资金量的 6 倍。 4 这导致货币化比率(M2/GDP)这个经常被用于衡量金融发展水平的指标在中国是非常具有误导性的。事实上早在 2000 年，该指标值已经超过 146%，这不仅大大高于与中国发展水平相近的发展中国家，而且显著高于大多数发达国家。 5实际 GDP 基于 1997 年物价水平计算。相关数据根据各年《中国统计年鉴》与《中国金融年鉴》整理。 3 2006) 1。按照 Show(1973)、McKinnon(1973)、King & Levine (1993)，在一个金融抑制的经济体中， 金融中介的深化过程一般可以定义为银行的自主化，减少和消除指令性贷款，以及金融决策的 市场化等体制改革的后果。对中国来说，由于相当部分贷款被政府指令或干预借贷给了那些缺 乏效率的国有企业，因此贷款总额与名义 GDP 之比这个指标并未真正体现金融发展的内涵(张 军、金煜，2005)。 2.0 2.5 3.0 3.5 4.0 4.5 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 贷款总额与名义GDP之比 实 际 G D P 的 自 然 对 数 图 1 贷款总额与名义 GDP 之比及其实际 GDP 的自然对数(2002-2006) 0 5 10 15 20 25 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 贷款总额与名义GDP之比 实 际 G D P 增 长 率 (% ) 图 2 贷款总额与名义 GDP 之比及其实际 GDP 增长率(2002-2006) 基于对银行信贷决策的自主性程度的考虑，以非国有企业(私人部门)的贷款规模与 GDP 之 比这样的指标来度量中国金融中介发展水平或许是一个更加合理的选择 (Aziz & Duenwald,2002;Lu & Yao,2004;Liang,2005;张军、金煜，2005)。然而，这样的指标所面临的 主要困难是，官方统计资料并未按照授信客体的产权属性对贷款进行分类，因此指标构建面临 数据获取问题2。考察银行贷款结构对于构建中国金融发展水平指标具有启发意义。在中国，银 1 张军(2006)发现，中国银行信贷的 70%贷给了国有企业部门，而国有企业部门大体上只能提供 GDP 的 30%。 2 该指标设计可追溯到 Beck,et al.(1999)，在该文献中，授信主体包括银行及其非银行金融机构。Aziz & Duenwald(2002)与张军、金煜(2005)利用回归模型获得指标的估计值；Lu & Yao(2004)、Liang(2005)并未对指 4 行贷款包括短期贷款、中长期贷款、委托及其信托类贷款、其他类贷款这四类。在这四类中， 相对而言，银行在短期贷款决策上的自主性最强，在其余类型贷款决策上受到很多外部制约。 例如，按照 1998 年实行的贷款指导性计划管理规定，商业银行能够提供多少固定资产贷款，要 受中长期贷款占中长期存款的比例、固定资产贷款占贷款总量的比例等一系列指标的严格约束， 中长期贷款投向也被要求与国家产业政策和宏观调控政策取向一致。短期贷款又包括工业贷款、 商业贷款、建筑业贷款、农业贷款、乡镇企业贷款、三资企业贷款、私营企业及个体贷款、其 他短期贷款这八类。按照林毅夫、李志赟（2003），在这八大类中，工业贷款、商业贷款、建筑 业贷款这三类基本上属于“国有独资企业贷款”，而银行在国有企业贷款决策上明显受到政府的 干预。为支持“三农”发展，银行在农业贷款决策上也受到政府的干预。乡镇企业贷款决策受 到地方政府的干预，在财政分权背景之下，为促进地方经济的增长，地方政府具有干预银行信 贷的强烈动机(张军、金煜，2005）。总的来看，银行在三资企业贷款以及私营企业及个体贷款上 的决策具有更多的自由度，不过，三资企业长期以来在很多方面都享有超国民待遇，因此，我 们有理由相信，银行在私营企业及个体贷款上的决策自主性程度最高，进而，我们认为选择“私 营企业及个体贷款占贷款总额的比例”这个指标来衡量中国金融中介发展水平是比较合理的，该 指标相对于那些借助于模型估计而构建的指标应该更加可靠。 从整体来看，私营企业及个体贷款在贷款总额中的份额由 2002 年的 8.3‰上升到 2007 年的 13.8‰，除在 2005 年有起伏外，各年间呈递增态势，年平均增速约为 11.2%。讨论中国金融发展 不能忽视区域差异问题 (Liang,2005；张军、金煜，2005)。在 2002-2007 年，沿海地区在该指标上 的平均值约为内陆地区的 1.3 倍1，见图 3，然而我们也注意到，区域差异似乎呈缓慢递减的态势。 0 2 4 6 8 10 12 14 2002 2003 2004 2005 2006 2007 年份 ‰ 0.0 0.2 0.4 0.6 0.8 1.0 1.2 1.4 1.6 1.8 沿海 内陆 沿海/内陆 图 3 私营企业及个体贷款占贷款总额比例的区域均值与比较(2002-2007) （二）技术进步 技术进步是一个无形的变量，主要存在三种间接度量途径(舒元、才国伟，2007)：第一是投 入法，比如 R&D 投入；第二是产出法，比如专利数量；第三是 TFP 法。第三种方法一般被认 为是主流方法，然而，中国缺乏关于资本的统计数据，不同的资本估计方法再加上不同的 TFP 估计方法，这或许会导致 TFP 估算结果大相径庭，参见李宾、曾志雄(2009)。鉴于 TFP 估算的 标的数据来源作清楚说明。 1 沿海地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南、广西。内陆地区包 括山西、内蒙古、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、重庆、贵州、云南、西藏、陕西、 甘肃、青海、宁夏、新疆。数据集不含香港、澳门和台湾地区。相关数据根据各年《中国金融年鉴》、《金融 统计与分析》整理。 5 困难，本文主要从 R&D 投入及其专利两方面来概述中国技术进步状况。应该注意到，经验研究 表明，R&D 投入与 TFP 显著正相关(张海洋，2005；吴延兵，2006)。Griliches (1987) 甚至将 R&D 投入强度作为 TFP 的惟一解释变量。因此，以 R&D 投入来衡量技术技术进步具有合理性，具 体还可参见 Keller(2002)。近年来中国 R&D 经费支出增长迅速。在 2000 年，支出额度为 895.7 亿元，到 2006 年，这一数字增加为 3003.1 亿元，占 GDP 的比重也由 0.9%增至 1.42%。同时， 传统计划经济体制下政府作为技术创新筹资主体的“错位”情况业已发生根本改变，企业在 R&D 活动中已居于主体地位，其 R&D 经费支出在全国 R&D 经费支出中的比重在 2006 年已达 69%， 接近发达国家水平。由于没有完整的 R&D 支出区域数据，因此本文利用科技经费内部支出作为 R&D 支出的代理指标1，从整体与区域比较两方面考察科技投入的变化态势。从整体来看，科技 经费内部支出占名义 GDP 的比例2从 2002 年的 2.3%逐年递增到 2006 年的 2.5%，年平均增速约 为 2.5%，但从 2003 年开始，增速开始递减。从区域比较来看，见图 4，沿海地区该指标的平均 值要高于内陆地区，而且在 2002-2005 年间，区域差异呈明显的递增态势，2006 年出现回落。 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 3.5 2002 2003 2004 2005 2006 年份 % 1.48 1.50 1.52 1.54 1.56 1.58 1.60 1.62 沿海 内陆 沿海/内陆 图 4 科技经费内部支出占名义 GDP 比例的区域均值与比较(2002-2006) 专利申请数量被普遍用来衡量技术产出结果(Feldman,1994;Bode,2004;吴玉鸣，2006)。 随着中国专利保护制度的不断健全和完善，越来越多的科研成果以专利的形式出现，专利授权 数量从 2002 年的 100728 项急遽上升到 2006 年的 208761 项3。如果从科技活动人员人均专利授 权数量上看，在 2002 年，每万人专利授权数量约为 299 项；到 2006 年，该数据已达到 505 项 左右，年均增速约为 14.9%。从区域比较来看，见图 5，沿海地区该指标的平均值要高于内陆地 区，不过差距似乎有轻微缩小的趋势。 1 科技经费内部支出是指调查单位在期用于内部开展科技活动实际支出的费用（含外协加工费），按用途分 为经常性支出和基本建设支出两大类。 2 科技经费内部支出根据各年《中国科技统计年鉴》整理。名义 GDP 来源于各年《中国统计年鉴》。 3 专利主要包括发明专利、实用新型和外观设计，三类所体现的技术创新程度是不同的。专利授权数量及其下 文所涉及到的科技活动人员人数根据各年《中国科技统计年鉴》整理。 6 0 100 200 300 400 500 600 2002 2003 2004 2005 2006 年份 项 /万 人 0.0 0.5 1.0 1.5 2.0 2.5 3.0 沿海 内陆 沿海/内陆 图 5 科技活动人员人均专利授权数量的区域均值与比较(2002-2006) （三）金融发展与技术进步的相关性 中国的金融中介发展是否促进了技术进步呢？我们发现，在省级层面，私营企业及个体贷 款占贷款总额的比例这个指标与科技经费内部支出占名义GDP的比例及其科技活动人员人均专 利授权数量这两个指标都呈正相关性关系，见图 6、7。 0 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 0 10 20 30 40 50 PER ‰ TIE % 图 6 科技经费内部支出占名义 GDP 比例(TIE) 及其私营企业及个体贷款占贷款总额比例(PER)(2002-2006) 0 200 400 600 800 1000 1200 1400 0 10 20 30 40 50 PER ‰ PAT 项/万人 图 7 人均专利授权数量(PAT)及其私营企业及个体贷款总额比例(PER)(2002-2006) 私营企业及个体贷款占贷款总额的比例与科技活动人员人均专利授权数量的正相关关系 显得尤为明显。然而，仅凭相关分析就断言金融发展促进了技术进步还为时尚早。由于未控制 其他变量，简单的线性相关关系并不一定暗示因果关系的存在。因此，进一步的实证研究是非 7 常必要的。 三、实证分析 （一）计量模型与变量选择 Liang(2005)在研究中国金融发展与经济增长关系时发现，控制区域因素对于得到正确的实证 结果十分重要。这个告诫同样也适用于本文的实证分析。区域因素包括很多时不变的非观测效应， 此时，基于面板数据建立估计模型对于消除变量遗漏偏误具有重要意义。本文的计量模型是： it i it j jit itDep a PER Control      在这里，Dep 代表因变量，科技经费内部支出与名义 GDP 之比 (TIE)与科技活动人员人均专利 授权数量 (PAT)两者的自然对数分别充当因变量；PER 是私营企业及个体贷款占贷款总额的比 例，被用来测度金融中介发展水平；Control 代表其它控制变量；a 代表时不变的省份效应； 是 特异性误差； 与 表示待估计参数； i 、 t 分别是省份和时间标示变量； j 代表其它控制变量 的序号。下面定义其它控制变量。 人力资本(HUM)，用大专以上文化程度从业人员人数占从业人员总人数的比重表示。大量 理论及其实证研究都表明(Lucas,1988;Spiegel,1994;Islam,1995;Fleshier,1997)，人力资本对技术进 步有重要影响。Aghion & Howitt (1998)指出，中等教育和高等教育能更好地反映一个经济社会 潜在的研发人员的数量。Papageorgiou(1999)表明，初等教育对最终产品的生产具有较为显著的 正影响，而 R&D 活动则有赖于中等和中等后教育。 外商直接投资 (FDI)，用外商直接投资实际利用额与名义 GDP 之比表示。Coe & Helpman(1995)、Keller(2002)认为，不同资本所有者研发能力的差异，以及技术外溢存在边界， 这表明只有 FDI 才能有效地跨越地理和所有权的限制，把国外先进的生产技术传播到国内。胡 祖六(2004)认为，FDI 对中国工业的生产率提高和技术进步起到了不可低估的作用，是解释中国 经济增长奇迹的最重要变量之一。 专利保护水平(LAW)，用专利执法累计结案数与累计立案数之比表示。专利制度是促进技术 进步的一个重要制度安排(Nelson,1987)。然而，专利保护水平对后发国家或许是一把双刃剑。一 方面，强有力的知识产权保护通过鼓励创新而促进技术进步(Fosfuri,2000;Yang & Maskus,2001; Markusen, 2001)，但另一方面，它也可能抑制了后发国对国外技术的吸收与模仿(Helpman,1993; Glass & Saggi,2002)。 证券化水平(SEC)，用股票总市值与名义 GDP 之比表示。尽管中国金融体系是银行导向型 的，但在实证分析时忽略资本市场对技术进步的影响是不明智的。很多文献认为，资本市场较 金融中介更适合高创新、高风险的投资项目 (Allen,1993;Boot & Thakor,1997; Morck & Nakamura,1999)。 （二）数据来源与描述性统计 大多数省份私营企业及个体贷款数据都是从 2002 年开始公布，因此本实证采用 2002-2006 年中国大陆省级面板数据。由于数据获取困难，样本不含西藏自治区。私营企业及个体贷款数 据来自《金融统计与分析》各期；科技经费内部支出、专利授权数量及其科技活动人员人数来 自各年《中国科技统计年鉴》；大专以上文化程度从业人员占从业人员总人数的比重根据各年《中 国劳动统计年鉴》及其国研网数据中心专题数据库整理；专利执法累计结案数与累计立案数来 自各年《中国知识产权年鉴》；外商直接投资实际利用额与名义 GDP 来自各年《中国统计年鉴》； 股票总市值来自 Wind 资讯库。相关变量描述性统计结果见表 1。 8 表 1 变量描述性统计 变量（单位） 观测值个数 均 值 标准差 最小值 最大值 TIE(%) 150 2.193 1.577 0.465 9.362 PAT(项/万人) 150 335.612 222.826 57.122 1179.935 PER(‰) 150 8.919 7.104 0.533 43.926 HUM(%) 150 8.163 5.549 2.000 35.696 FDI(美元/元) 150 0.003 0.003 0.000 0.010 LAW 150 0.896 0.085 0.607 0.999 SEC 150 0.275 0.458 0.050 5.001 （三）估计结果 基于 STATA.10，分别采用固定效应与随机效应估计法对模型进行估计，其结果见表 2。 表 2 估计结果 logTIE logPAT 固定效应 随机效应 固定效应 随机效应 PER 0.0049*** (0.0016) [0.0018] 0.0049*** (0.0016) [0.0015] 0.0075** (0.0030) [0.0033] 0.0086*** (0.0027) [0.0031] HUM 0.0021 (0.0027) [0.0025] 0.0054** (0.0027) [0.0026] 0.0127*** (0.0051) [0.0042] 0.0123*** (0.0045) [0.0046] FDI -9.2370*** (3.7147) [3.4103] -7.51798* (3.7528) [3.9075] -13.1336* (6.8508) [7.3110] -5.4949 (6.5227) [5.8313] LAW -0.3257 (0.2431) [0.2866] -0.1634 (0.2217) [0.2561] -0.4611 (0.4483) [0.4936] -0.1279 (0.3328) 0.2968 SEC -0.0019 (0.0149) [0.0101] -0.0014 (0.0155) [0.0091] -0.0188 (0.0274) [0.0122] -0.0220* (0.0282) [0.0132] 截距项 0.5237** (0.2162) [0.2571] 0.3468 (0.2008) [0.2340] 2.7316*** (0.3988) [0.4322] 2.4074*** (0.2992) [0.2856] Hausman 检验 2 5 33.53 （） Prob=0.000 2 5 41.09 （） Prob =0.000 非观测效应 F 检验 F(29,115)=70.99 Prob=0.000 F(29,115)=24.54 Prob =0.000 序列相关 Wooldridge 检验 F(1,29)=14.83 Prob =0.001 F(1,29)=12.97 Prob =0.001 组间异方差修正 Wald 检验 2 11366.36 (30) Prob =0.000 2 7212.39 (30) Prob =0.000 注：*、**与***分别代表在 10%、5%与 1%显著水平下显著。圆括号内数字是通常的标准误，方括号内数 字是组间异方差稳健标准误。各估计系数的显著性推断均在组间异方差稳健标准误下进行。 Hausman 检验表明采用固定效应法对模型进行估计是恰当的；非观测效应 F 检验表明省份 效应十分显著。考虑到特异性误差项可能并不满足标准假定，因此本文进行了序列相关及其组 间(groupwise)异方差检验。序列相关 Wooldridge 检验(Drukker,2003)提供了支持误差项是一阶自 相关的强烈证据；以省份为分组标准，修正 Wald 检验(Greene,2000)提供了支持误差项是组间异 方差的强烈证据。在特异性误差是序列相关的情况下，通常的标准误是有偏的，而组间异方差 稳健标准误在这种情况下仍然是对标准误的一个一致估计(Drukker,2003)。因此，我们对各估计 系数的显著性推断基于组间异方差稳健标准误。 本文余下的讨论均依据固定效应估计结果。无论是以 logTIE 还是以 logPAT 为因变量，PER 的系数都在 1%的显著水平下显著。具体来说，保持其他控制变量不变，PER 每提高一个单位(千 9 分之一)，TIE将增加 0.49%，而PAT将提高 0.75%。这个实证结果与张军、金煜(2005) 以及Guariglia & Poncet(2006)相一致。基于该实证结果，按照内生经济增长理论中的新熊彼特增长模型(King & Levine,1993;Aghion & Howitt,1998)，我们能够进一步地推断，中国金融中介发展促进了长期经济 增长。接下来考察其他控制变量的表现。HUM 其符号均符合预期，但只对 logPAT 有显著影响。 FDI其符号均为负，且至少在10%的显著水平下显著，这有点出乎意料1，但这与包群、赖明勇(2002) 王春法(2004)、董书礼(2004)相一致。他们认为，大量外资流入使得国内自主研发和创新能力的 提高进展缓慢，形成了严重的技术依赖，中国通过吸引外资推动本国工业的技术进步和产业成长 的策略成效不彰。LAW 其符号均为负，但皆不显著。这个结果或许印证了发展中国家的专利保护 对技术进步的作用具有两面性的观点。SEC 其符号均为负，且在以 logPAT 为因变量的模型中达 到了 10%的显著水平。一方面，如 Bencivenga, et al.(1995)所认为，资本市场的发展或许改变储蓄 组合，使一部分储蓄由新技术投资转向金融资产，从而造成对技术进步的负面作用。另一方面， 这个结果印证了 Durnev,et al.(2004) 及其 Allen,et al.,(2007) 的判断，他们指出，中国股票市场 在资源配置上的作用十分有限并且效率低下。 四、结论 辨识金融发展和经济增长的作用机制不仅具有重要的理论意义，而且有助于政策制定者设 计有效的政策来推动经济增长 (Levine,et al.,2000)。根据内生经济增长理论中的新熊彼特增长模 型，金融发展能够促进技术进步从而推动长期经济增长。利用中国大陆省级面板数据，本文对 金融中介发展与技术进步的关系进行了实证检验。基于对银行信贷决策自主化程度的考虑，本 文选择以私营企业及个体贷款占贷款总额的比例这个指标来度量金融中介发展水平。以科技经 费内部支出占名义 GDP 的比例及其科技活动人员人均专利授权数量这两个指标作为技术进步 的代理变量，本文发现，在控制了人力资本、外商直接投资、专利保护水平以及证券化水平之 后，金融中介发展水平对技术进步具有非常显著的正向解释力。 本文的发现表明，在经济增长模式转变为技术进步推动型的过程中，促进金融中介发展具 有十分重要的意义。从私营企业及个体贷款占贷款总额的比例这个指标来看，最近几年来，中 国在银行部门的金融深化进程取得了一定的进展。我们也注意到，沿海与内陆地区在金融中介 发展水平上的差异有缩小的态势，尽管态势显得比较微弱，但毕竟这是一个可喜的变化。 参考文献： 张军、金煜，2005：《中国的金融深化和生产率关系的再检测：1987-2001》，《经济研究》第 11 期，34-45。 张军，2006：《中国的信贷增长为什么对经济增长影响不显著》，《学术月刊》第 7 期，69-75。 舒元、才国伟，2007：《我国省际技术进步及其空间扩散分析》，《经济研究》第 6 期，106-117。 刘明志，2001：《中国的 M2/GDP(1980—2000)：趋势、水平和影响因素》，《经济研究》第 2 期，3-12。 张海洋，2005：《R&D 两面性、外资活动与中国工业生产率增长》，《经济研究》第 5 期，107-117。 吴延兵，2006，《R&D 与生产率——基于中国制造业的实证研究》，《经济研究》第 11 期，60-69。 韩廷春，2001：《金融发展与经济增长：经验模型与政策分析》，《世界经济》第 5 期，3-9。 余永定，2002：《M2/GDP 的动态增长路径》，《世界经济》第 12 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