金融驅(qū)動區(qū)域經(jīng)濟增長的創(chuàng)新投入門限效應(yīng)研究

郭子菡

（貴州財經(jīng)大學(xué) 大數(shù)據(jù)應(yīng)用與經(jīng)濟學(xué)院（貴陽大數(shù)據(jù)金融學(xué)院）， 貴州 貴陽 550025）

健全的金融發(fā)展模式可以有效引導(dǎo)金融資產(chǎn)的分布，保障創(chuàng)新技術(shù)的投入，推動地區(qū)間經(jīng)濟平衡發(fā)展。但是隨著我國綜合國力的提升，金融機構(gòu)的分布逐漸失衡，表現(xiàn)出區(qū)域差異性，東部相對于中西部的創(chuàng)新投入以及金融綜合水平多且高效，經(jīng)濟效能更穩(wěn)健，這種分布的不合理性，嚴重破壞了我國區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)發(fā)展。因此優(yōu)化資源配置，使金融能夠更穩(wěn)健的促進創(chuàng)新投入，對于實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟均衡增長具有重要意義。

一、文獻綜述

Chowdhurya 和Maung研究得出金融發(fā)展能夠有效緩解R&D 投資效率的不對稱性。張志強通過實證得出西部地區(qū)在金融發(fā)展規(guī)模和效率對R&D 創(chuàng)新中存在顯著落后性。李瑞晶實證檢驗了不同渠道的科技金融資金對中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的不同影響。李苗苗指出金融發(fā)展、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟增長之間具有兩兩之間長期均衡關(guān)系。莊毓敏揭示了“金融發(fā)展—企業(yè)創(chuàng)新-經(jīng)濟增長”的內(nèi)生性傳導(dǎo)機制。張竣喃實證得出金融發(fā)展能夠顯著促進技術(shù)創(chuàng)新能力。楊力運用固定效應(yīng)模型得出金融與技術(shù)創(chuàng)新的交互嵌合能夠促進成渝經(jīng)濟圈經(jīng)濟增長。何智勵研究得出綠色技術(shù)創(chuàng)新與金融發(fā)展的協(xié)調(diào)配合對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進作用。

因此，從上述研究中可以推斷，金融發(fā)展和創(chuàng)新投入能夠相互干預(yù)并作用于經(jīng)濟增長，且存在地區(qū)差異性，為進一步探討三者之間的內(nèi)在影響機制，本文通過熵權(quán)topsis 法構(gòu)建金融發(fā)展綜合指標(biāo)并在此基礎(chǔ)上運用面板門限模型對其進行實證研究。

二、模型設(shè)定與變量說明

(一)金融發(fā)展綜合指標(biāo)的構(gòu)建

本文為刻畫較為完善的金融發(fā)展體系，選取金融結(jié)構(gòu)，金融效率以及金融規(guī)模三個分指標(biāo)通過熵權(quán)topsis法構(gòu)建金融發(fā)展綜合指標(biāo)，該方法在指標(biāo)賦權(quán)過程中，能夠有效避免主觀因素造成的影響，具體步驟如下：

第一步，為解決不同指標(biāo)在量綱和數(shù)量級上的不一致，離差標(biāo)準(zhǔn)化處理原始指標(biāo)數(shù)據(jù)，并將零值指標(biāo)進行極小化處理，使其具有統(tǒng)計意義：

(二)門限模型構(gòu)建

本文采用Hansen提出的面板門限模型，結(jié)合Bootstrap 抽樣，以創(chuàng)新投入作為門限變量,并基于數(shù)據(jù)本身特征來確定分界點，模型設(shè)定如下：

其中，j 用來區(qū)別變量X 的系數(shù)，t 為年份，i 為省市；χ為控制變量，inno 為創(chuàng)新投入，ci 為金融發(fā)展綜合指標(biāo)；I(·)為示性函數(shù)，當(dāng)括號內(nèi)條件成立時，I(·)=1,否則為0。

本文從單一門限模型出發(fā)，選取殘差平方和最小者：γ=argminS作為門限值，當(dāng)γ確定后，假設(shè)最優(yōu)門限值為已知，據(jù)此根據(jù)雙重門限模型，搜索γ得到第二個最優(yōu)門限值，然后固定第二個最優(yōu)門限值重新搜索γ，最后得到優(yōu)化估計的最優(yōu)門限值。多重門限模型以此類推，以此得到多個最優(yōu)門限值，確定各門限值后，各模型的參數(shù)估計值也相應(yīng)確定，再進行相關(guān)門限效應(yīng)檢驗。

(三)樣本選取和數(shù)據(jù)處理

本文為確保數(shù)據(jù)健全，僅選取2003-2018 年全國30個省市自治區(qū)的樣本數(shù)據(jù)。其中被解釋變量經(jīng)濟增長使用人均GDP 衡量，核心解釋變量金融發(fā)展通過熵權(quán)topsis 法構(gòu)建，門限變量創(chuàng)新投入運用研究與試驗發(fā)展(R&D)經(jīng)費內(nèi)部支出占GDP 比重表示?？刂谱兞窟x取勞動力生產(chǎn)率用各地區(qū)就業(yè)人員變動率，財政自主權(quán)采用財政預(yù)算內(nèi)收入比財政預(yù)算內(nèi)支出，財政支出采用各省一般公共預(yù)算支出/GDP，最終消費率采用各省實際消費/GDP，貨運量采用貨物運輸總量的對數(shù)值。

數(shù)據(jù)來源于EPS 數(shù)據(jù)庫，各省市統(tǒng)計局、《統(tǒng)計年鑒》、《統(tǒng)計公報》，各變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

三、實證結(jié)果分析

(一)門限效應(yīng)結(jié)果檢驗

本文按照地理位置將全國劃分為東中西部三個地區(qū)，并分別檢驗三個地區(qū)在創(chuàng)新投入視角下金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。為準(zhǔn)確選取實證模型，先運用Hansman檢驗得出拒絕RE 估計的結(jié)論，隨即選擇面板門限模型。由表2 可知，我國東部地區(qū)的創(chuàng)新投入單一門限效應(yīng)顯著，而中部和西部地區(qū)均不存在創(chuàng)新投入門限效應(yīng)。

表2 門限值檢驗

下圖為東部地區(qū)門檻值真實性檢驗結(jié)果，通過LR 圖可知創(chuàng)新投入單一門檻值的LR 值低于臨界值，因此東部地區(qū)創(chuàng)新投入門檻值是真實存在的。

門檻估計值對應(yīng)的LR值圖

(二)門限回歸結(jié)果分析

表3 表示創(chuàng)新投入作為門限變量時對金融驅(qū)動經(jīng)濟增長的影響，因東部地區(qū)存在單一門限效應(yīng)，所以可以清晰看出，創(chuàng)新投入對金融驅(qū)動經(jīng)濟增長具有邊際遞增效應(yīng)，在跨越門限值之后影響程度由0.286 顯著提升至1.083；中西部地區(qū)的創(chuàng)新投入在逐漸增加，但橫向比較還是位于低發(fā)展模式，所屬省份的金融發(fā)展程度并未形成顯著的門限，主要原因還在于東部地區(qū)的創(chuàng)新活力(增速加快)明顯高于中西部地區(qū)，且東部地區(qū)正面臨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，有力地推進了創(chuàng)新投入經(jīng)濟的發(fā)展進程。

表3 門限效應(yīng)檢驗

四、結(jié)論與建議

本文對于在經(jīng)濟發(fā)展動能依靠金融驅(qū)動創(chuàng)新投入的新階段研究結(jié)果如下：

結(jié)合創(chuàng)新投入和金融發(fā)展門限回歸分析來看，創(chuàng)新投入和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用并不是非此即彼，二者存在相互促進作用。這說明正確處理好創(chuàng)新與金融之間的關(guān)系不僅是改革成功的重要經(jīng)驗，也是經(jīng)濟增長的重要準(zhǔn)則。金融可以為創(chuàng)新提供大量支撐資金，而創(chuàng)新成果可以為金融改善資源組合配置，在東部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響存在顯著的創(chuàng)新投入單門限效應(yīng)，創(chuàng)新投入水平高時，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用更大。

為促使經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，應(yīng)該激發(fā)創(chuàng)新活力，提高成果轉(zhuǎn)化率，使創(chuàng)新成果更有效的同金融發(fā)展相嵌合，優(yōu)化創(chuàng)新資源；強化政策引導(dǎo)，使各地區(qū)金融資源能夠合理配置，創(chuàng)造有利于創(chuàng)新和金融發(fā)展的良好環(huán)境，形成有利于科技進步的政策體系；同時提升各地區(qū)綜合競爭實力，突出企業(yè)的科技創(chuàng)新主體地位，大力引導(dǎo)研發(fā)人員、經(jīng)費的落實工作，促進地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展。