金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
——新常態(tài)分析視角

李叢文

（南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
——新常態(tài)分析視角

李叢文

（南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300071）

基于新常態(tài)理解，通過建立包含三部門的動(dòng)態(tài)博弈模型，結(jié)合微觀視角與宏觀機(jī)制分析了金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在關(guān)聯(lián)并提出相關(guān)結(jié)論，然后選取1952～2013年數(shù)據(jù)，運(yùn)用ARDL—ECM邊界效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?shí)證檢驗(yàn)所得結(jié)論，結(jié)果表明：?jiǎn)为?dú)金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生抑制作用，而協(xié)同技術(shù)創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用顯著，但弱于單獨(dú)的技術(shù)創(chuàng)新作用；知識(shí)與創(chuàng)新短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用不顯著，其外部性發(fā)揮需要門檻積累。

創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)； 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)； 新常態(tài)

從國(guó)內(nèi)研究來看，關(guān)于金融創(chuàng)新與科技創(chuàng)新的關(guān)系，國(guó)內(nèi)學(xué)者進(jìn)行了較為充分的研究。其基本的共識(shí)是金融創(chuàng)新與科技進(jìn)步之間存在耦合協(xié)同關(guān)系，金融創(chuàng)新能夠?yàn)榭萍歼M(jìn)步提供有力輔助，支持該結(jié)論的的研究包括：李虹和艾治潤(rùn)（2007）；肖科（2009）；邵同（2011）；葉子榮和賈憲洲（2011）等。在關(guān)于金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系上，國(guó)內(nèi)相關(guān)的研究主要從以下兩個(gè)方面展開：微觀層面主要集中在金融產(chǎn)品創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)和政策管理方面。吳敬璉（2006）認(rèn)為金融創(chuàng)新通過豐富金融產(chǎn)品、完善金融體系，將推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；趙俊生、韓琳和李湛（2007）利用美國(guó)信用衍生產(chǎn)品市場(chǎng)面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了CRT交易對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)水平的影響。董經(jīng)緯（2008）從住房信貸促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度實(shí)證分析了金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)；倪志凌（2011）認(rèn)為資產(chǎn)證券化并不能有效防范商業(yè)銀行系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。宏觀層面主要集中在金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系上。周立和王子明（2002）研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切相關(guān)。王志強(qiáng)和孫剛（2003）從中國(guó)金融總體發(fā)展的規(guī)模擴(kuò)張、結(jié)構(gòu)調(diào)整和效率變化三個(gè)方面檢驗(yàn)認(rèn)為中國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的雙向因果關(guān)系。武志（2010）認(rèn)為雖然金融增長(zhǎng)能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但金融發(fā)展的內(nèi)在質(zhì)卻只能由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所引致，二者存在內(nèi)生性。趙勇和雷達(dá)（2010）認(rèn)為金融發(fā)展水平的提高可以通過降低增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的門檻值來推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的集約式結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變。而在金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者關(guān)系上，國(guó)內(nèi)研究相對(duì)較少。代表性的有江曙霞和鄭亞伍（2012）研究了金融創(chuàng)新、R&D與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，結(jié)論是金融創(chuàng)新直接影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，還會(huì)通過對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響，間接地影響到經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。孫浦陽和張蕊（2012）認(rèn)為金融創(chuàng)新單獨(dú)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用方向是不確定的，甚至可能存在顯著的抑制作用；而金融創(chuàng)新通過技術(shù)進(jìn)步對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是顯著的，并且這種作用更多地通過企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步來體現(xiàn)。

綜合來看，國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)研究有如下幾點(diǎn)不足：首先，盡管金融創(chuàng)新過程本身源于微觀金融機(jī)構(gòu)、消費(fèi)者或企業(yè)，而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮的影響作用渠道卻是宏觀機(jī)制，將微觀機(jī)構(gòu)與宏觀機(jī)制割裂開來，不能找到微觀金融創(chuàng)新與宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的契合點(diǎn)，就容易放大創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)而忽視創(chuàng)新與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的結(jié)合，不能正確認(rèn)識(shí)金融創(chuàng)新對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)作用，不符合新常態(tài)的“新”的認(rèn)識(shí)。其次，金融創(chuàng)新并不等同于金融發(fā)展（Tufano，2003），金融發(fā)展是一個(gè)靜態(tài)存量水平，而金融創(chuàng)新更多的是一個(gè)長(zhǎng)期持續(xù)過程。熊彼特增長(zhǎng)理論認(rèn)為金融創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有兩種方式，水平創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)方式和垂直創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)方式。水平創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)方式是金融創(chuàng)新的存量積累，即金融發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，特點(diǎn)在于金融創(chuàng)新靜態(tài)存量水平多樣化對(duì)于經(jīng)濟(jì)的影響。垂直創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)是指通過金融創(chuàng)新技術(shù)的垂直變化來影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，特點(diǎn)在于金融創(chuàng)新對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的持續(xù)動(dòng)態(tài)長(zhǎng)期影響。只關(guān)注水平影響而忽視長(zhǎng)期影響容易造成對(duì)金融創(chuàng)新到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)機(jī)制認(rèn)識(shí)上的不全面，有悖于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力機(jī)制的新常態(tài)的“常態(tài)”認(rèn)識(shí)。最后，所謂金融創(chuàng)新，可以有有兩個(gè)方面的理解，即金融產(chǎn)品與服務(wù)的開發(fā)和與企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新密切相聯(lián)系的金融創(chuàng)新。前者是基于金融市場(chǎng)超額收益最大化而進(jìn)行的金融產(chǎn)品、金融服務(wù)創(chuàng)新；后者專指金融部門對(duì)企業(yè)、尤其是創(chuàng)新型企業(yè)的篩選、投資技術(shù)能力的提高，是基于服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的金融部門的利益最大化。國(guó)內(nèi)多數(shù)文獻(xiàn)相關(guān)研究多以金融創(chuàng)新的第一種理解為出發(fā)點(diǎn)，本文認(rèn)為后一種理解更多地反映了金融與實(shí)體企業(yè)之間的關(guān)系，更能從本質(zhì)上說明金融如何通過創(chuàng)新來實(shí)現(xiàn)對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)的貢獻(xiàn)，基于上述金融創(chuàng)新概念的理解也更符合新常態(tài)下的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)增長(zhǎng)機(jī)制的重要著眼點(diǎn)。更具體地說，從宏觀角度上看，金融創(chuàng)新服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)促進(jìn)科技創(chuàng)新推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；從微觀角度上，金融創(chuàng)新可以理解為金融企業(yè)家通過建立風(fēng)險(xiǎn)投資公司等技術(shù)性金融機(jī)構(gòu)來篩選并投資高新技術(shù)成長(zhǎng)型公司，以確保最大化的投資成功。

正是基于上述認(rèn)識(shí)，本文通過構(gòu)建包含金融部門、企業(yè)部門以及家庭部門“新”三元?jiǎng)討B(tài)經(jīng)濟(jì)模型，從微觀機(jī)制與宏觀視角相結(jié)合的角度分析了金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間的“常態(tài)”關(guān)系，并且通過ARDL邊界檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛷拈L(zhǎng)期動(dòng)態(tài)角度來實(shí)證驗(yàn)證目前我國(guó)金融創(chuàng)新、技術(shù)進(jìn)步以及二者的協(xié)同作用對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響程度。

二、數(shù)理模型及理論分析

本文在Aghion等（2005）和Ross Levine（2013）建立的Schumpeterian經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型基礎(chǔ)上加以改進(jìn)，但與二者不同的是，基于“新”的理解，本文將技術(shù)進(jìn)步與金融創(chuàng)新作為由內(nèi)部經(jīng)濟(jì)因素所決定的內(nèi)生變量來考慮，同時(shí)結(jié)合微觀企業(yè)利潤(rùn)最大化理論以及宏觀國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算理論來分析金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)三者之間的“常態(tài)”形成關(guān)系。與技術(shù)部門生產(chǎn)者一樣，金融部門投資者也遵循經(jīng)濟(jì)人假設(shè)，以自身經(jīng)濟(jì)利益最大化為目標(biāo)。

考慮一個(gè)最終產(chǎn)品與勞動(dòng)市場(chǎng)信息完全的只包含企業(yè)部門、金融部門、家庭部門的封閉經(jīng)濟(jì)體：企業(yè)部門由許多中間產(chǎn)品部門構(gòu)成，每個(gè)中間部門存在眾多的生產(chǎn)者進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；針對(duì)每個(gè)特定中間產(chǎn)品部門，金融家會(huì)通過先進(jìn)的篩選技術(shù)，確定技術(shù)創(chuàng)新可能成功的生產(chǎn)者，并與之簽訂契約進(jìn)行金融投資并獲得利潤(rùn)，另一方面，金融家通過向家庭部門融資獲得投資資金，并向家庭部門傳播先進(jìn)的篩選技術(shù)；家庭部門可以自己依據(jù)先前的經(jīng)驗(yàn)篩選技術(shù)自己向生產(chǎn)者投資，或者通過金融部門向其投資。同時(shí)，假設(shè)對(duì)于每期t存在一個(gè)由經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部因素所決定的技術(shù)水平上限。該經(jīng)濟(jì)體最終的的產(chǎn)出由式（1）決定

其中α?（0，1），xi，t是基于t期技術(shù)水平生產(chǎn)的中間產(chǎn)品i的數(shù)量，L是投入的勞動(dòng)資本。根據(jù)完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)理論，產(chǎn)品i的價(jià)格為等于其邊際產(chǎn)出，即

創(chuàng)新過程步驟如下。首先，在t—1期，每個(gè)中間產(chǎn)品部門對(duì)應(yīng)的金融家從家庭部門借入資金進(jìn)行投資篩選技術(shù)的創(chuàng)新活動(dòng)，創(chuàng)新成功的概率為，如果金融家篩選創(chuàng)新技術(shù)成功，那么他就可以確定一個(gè)在t期進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新成功的潛在生產(chǎn)者，并與之簽訂契約，將家庭投資者資金按照其篩選技術(shù)創(chuàng)新投資；如果金融家創(chuàng)新失敗，則家庭部門依據(jù)t—1期的篩選技術(shù)自己確定潛在的技術(shù)創(chuàng)新成功生產(chǎn)者，確認(rèn)成功的概率為λi，t，并進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新投資。然后，在t期，被t—1期確認(rèn)的潛在生產(chǎn)者進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，如果該生產(chǎn)者技術(shù)創(chuàng)新成功，成功概率為，那么他返還與金融家約定的利潤(rùn)分成比例或者從家庭部門接入的資金，保留剩余利潤(rùn)，如果金融家篩選技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)家生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新均成功，那么金融家返還借入的家庭部門資金。

首先對(duì)于中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門，假設(shè)每個(gè)部門只有一個(gè)生產(chǎn)者最后創(chuàng)新成功，技術(shù)創(chuàng)新成功的概率為，成功后該部門在t其內(nèi)的技術(shù)水平達(dá)到，不成功的話，則維持上期t—1期的技術(shù)水平Ai，t—1，此時(shí)該生產(chǎn)者享受因技術(shù)提升帶來的成本降低優(yōu)勢(shì)，依據(jù)博弈理論伯蘭特模型分析，它會(huì)將價(jià)格水平確定在其他生產(chǎn)者利潤(rùn)為零的水平上，假設(shè)其他生產(chǎn)者每單位產(chǎn)品成本為β（β＞1），則其價(jià)格為β，又在完全競(jìng)爭(zhēng)產(chǎn)品市場(chǎng)上，產(chǎn)品需求量為

所以技術(shù)創(chuàng)新成功者的產(chǎn)品利潤(rùn)為

其中，θ為技術(shù)創(chuàng)新投入成本要素，如果其技術(shù)創(chuàng)新資金來源于金融家投資，假設(shè)給付金融家的利潤(rùn)比例為δi，t，則考慮技術(shù)創(chuàng)新投入成本的利潤(rùn)函數(shù)為

如果，企業(yè)創(chuàng)新資金直接來源于家庭部門投資，則其利潤(rùn)函數(shù)為

其次分析金融部門，每個(gè)中間產(chǎn)品部門對(duì)應(yīng)的金融家在t—1期能夠成功篩選出在t期技術(shù)創(chuàng)新成功的潛在生產(chǎn)者的概率為，其決定于t—1期投入的資源稟賦，如下式

則金融家的利潤(rùn)函數(shù)為

結(jié)論1 服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)下的金融創(chuàng)新水平的提高對(duì)于生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新有提升促進(jìn)作用。

最后來考慮經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，該經(jīng)濟(jì)體的最終產(chǎn)品由所有中間產(chǎn)品部門技術(shù)產(chǎn)出決定，即下式?jīng)Q定

根據(jù)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值收入法核算的最終單位GDP由最終產(chǎn)品部門的單位勞動(dòng)工資和中間產(chǎn)品部門以及金融部門的單位利潤(rùn)所構(gòu)成。所有的最終產(chǎn)品產(chǎn)出為Zt＝ωAt，其中ω＝（α/ x）α/（1—α，由于是完全信息市場(chǎng)，故單位工資wt為勞動(dòng)的邊際產(chǎn)品，即wt（1—α）Zt。單位利潤(rùn)為技術(shù)創(chuàng)新成功者的利潤(rùn)，即π，其中π＝（β— 1）（β—α）1—α，所以單位GDP為

其中ηt為t期內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新成功的產(chǎn)品部門比例。由上式可知，Yt的增長(zhǎng)率取決于At的增長(zhǎng)率，記at＝At/，為t期實(shí)際技術(shù)進(jìn)步率與潛在技術(shù)進(jìn)步率的差距，則有

其中g(shù)為潛在技術(shù)進(jìn)步率的增長(zhǎng)率，由上式可得經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的增長(zhǎng)途徑，也就是技術(shù)進(jìn)步率的增長(zhǎng)途徑為

綜上，僅有文獻(xiàn)[6]對(duì)集裝箱駁運(yùn)及拖運(yùn)的經(jīng)濟(jì)性進(jìn)行了比較，但該文獻(xiàn)未能考慮運(yùn)輸時(shí)間及服務(wù)水平對(duì)路徑經(jīng)濟(jì)性的影響.本文基于以上背景，以深圳西部港水上“巴士”為研究對(duì)象，分析其現(xiàn)存問題，并通過與其他出口路徑經(jīng)濟(jì)性的比較分析，探討提高集裝箱物流運(yùn)轉(zhuǎn)速度、提升水上“巴士”滿載率及運(yùn)營(yíng)效率的對(duì)策建議.

如此，得到另外三個(gè)結(jié)論

結(jié)論2 服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)下的金融創(chuàng)新對(duì)于一國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)有正向促進(jìn)作用。

結(jié)論3 生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步對(duì)于一國(guó)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向促進(jìn)作用。

結(jié)論4 服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)下的金融創(chuàng)新通過促進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)進(jìn)步對(duì)于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正向促進(jìn)作用。

三、變量選取、數(shù)據(jù)說明及模型設(shè)計(jì)

（一）變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文將建立實(shí)證模型來檢驗(yàn)上述所得到的結(jié)論，由于本文主要研究金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新與長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“常態(tài)”關(guān)系，故被解釋變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，解釋變量為金融創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步水平，同時(shí)為更好地闡釋我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的驅(qū)動(dòng)機(jī)制，本文還加入了其他影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的控制變量。各變量說明如下

1.因變量

本文的因變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（pgdp），采用各年實(shí)際人均GDP的對(duì)數(shù)值表示，實(shí)際人均GDP用1978年為基期的GDP平減指數(shù)對(duì)人均名義GDP進(jìn)行縮減得到。

2.自變量

（1）金融創(chuàng)新指標(biāo)（fi）。對(duì)于金融創(chuàng)新指標(biāo)的選擇，借鑒多數(shù)學(xué)者的做法，本文采用銀行信貸增長(zhǎng)率（f）來反映，銀行信貸規(guī)模在一定程度上反映了國(guó)家金融發(fā)展規(guī)模，其增長(zhǎng)率的提高反映一國(guó)金融中介規(guī)模提高速度的加快，同時(shí)該指標(biāo)也能體現(xiàn)出金融服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的關(guān)系。盡管有學(xué)者指出銀行信貸規(guī)模盲目擴(kuò)張經(jīng)常脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)而產(chǎn)生信貸泡沫，但從較長(zhǎng)時(shí)間周期來看，這種現(xiàn)象不存在普遍性（Ross Levine，2013），同時(shí)該指標(biāo)也符合我國(guó)金融機(jī)構(gòu)系統(tǒng)現(xiàn)狀，即以各類銀行機(jī)構(gòu)為主體。同時(shí)，基于結(jié)果的穩(wěn)健性考慮，本文還選取了金融創(chuàng)新度（fil）指標(biāo)衡量金融創(chuàng)新程度，金融創(chuàng)新會(huì)引起交易性金融資產(chǎn)比重的降低和投資性金融資產(chǎn)比重的提高。為此可以用一國(guó)金融投資資產(chǎn)總量與交易性金融資產(chǎn)總量的比例來反映金融創(chuàng)新程度，將這一指標(biāo)稱為金融創(chuàng)新度。其中，交易性金融資產(chǎn)是可以直接用于支付的金融資產(chǎn)，根據(jù)貨幣層次的劃分，可以近似視為狹義貨幣M1，投資性金融資產(chǎn)可以由金融機(jī)構(gòu)年末存貸款之和（FA）來表示。

（2）技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)。衡量技術(shù)創(chuàng)新的標(biāo)準(zhǔn)包括：技術(shù)投入型指標(biāo)，例如R&D經(jīng)費(fèi)、同其他機(jī)構(gòu)的合作創(chuàng)新程度、公眾創(chuàng)新支持計(jì)劃的認(rèn)可度、企業(yè)人員的教育背景等；技術(shù)產(chǎn)出指標(biāo)，例如專利、創(chuàng)新數(shù)目、LBIO等；技術(shù)環(huán)境型指標(biāo)，例如NSIs、高標(biāo)定位法、綠色技術(shù)創(chuàng)新投入等。技術(shù)產(chǎn)出指標(biāo)最大的的缺點(diǎn)在于專利產(chǎn)出只是發(fā)明的反映，而不是創(chuàng)新的反映同時(shí)存在著人為夸大的痕跡。而技術(shù)環(huán)境指標(biāo)是從間接角度評(píng)價(jià)創(chuàng)新，同時(shí)存在著數(shù)據(jù)可得性問題。所以，本文基于技術(shù)投入指標(biāo)衡量技術(shù)創(chuàng)新，考慮到權(quán)威性、可信性以及數(shù)據(jù)可靠性，選用R&D經(jīng)費(fèi)支出，同時(shí)該指標(biāo)也符合本文的理論模型，R&D投入直接關(guān)系到企業(yè)創(chuàng)新的成功率，考慮到數(shù)據(jù)完整性，選取政府R&D投入，實(shí)際中取對(duì)數(shù)。

3.控制變量

本文的控制變量包括影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的其他主要因素：資本投入（k），采用各年固定資產(chǎn)投資占GDP的比重表示，該指標(biāo)越顯著，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越依賴于投資水平；人力資本（l），采用各年就業(yè)人口總數(shù)與總?cè)丝跀?shù)的比值表示，該指標(biāo)越顯著，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴投入的人力資本程度越高；知識(shí)資本（ks），采用人均報(bào)刊圖書雜志的擁有量表示，取每年圖書雜志報(bào)刊的總發(fā)行量與總?cè)丝诘谋戎档膶?duì)數(shù)，用該指標(biāo)衡量一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所投入的知識(shí)要素。

本文數(shù)據(jù)為1952—2013年共558個(gè)樣本觀測(cè)值。銀行信貸總量、M1數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)金融年鑒》，R&D經(jīng)費(fèi)投入數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，其他數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。各變量統(tǒng)計(jì)性描述如下。

表1 各變量統(tǒng)計(jì)性描述

（二）模型設(shè)定

研究上述經(jīng)濟(jì)變量的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系時(shí)，考慮到樣本因素以及存在的內(nèi)生性問題，本文采用自回歸分布滯后（ARDL）模型，與傳統(tǒng)的協(xié)整向量自回歸（VAR）相比，自回歸分布滯后（ARDL）對(duì)變量不要求具有一致單整性，只要是I（1）或者I（0）均可，因而可以同時(shí)分析水平影響效應(yīng)與垂直影響效應(yīng)；其次，當(dāng)解釋變量為內(nèi)生變量時(shí)，模型的估計(jì)結(jié)果受到變量?jī)?nèi)生性影響較小；最后，在對(duì)小樣本進(jìn)行估計(jì)時(shí)，ARDL模型的結(jié)果穩(wěn)定性與可靠性程度更高。因此，本文選擇ARDL模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

依據(jù)所選變量，本文檢驗(yàn)長(zhǎng)期影響關(guān)系的基本計(jì)量模型設(shè)定如下

上式中xi為控制變量，包括資本投入（k），人力資本（l）以及知識(shí)溢出（ks）等變量，ε1為系統(tǒng)擾動(dòng)項(xiàng)。根據(jù)Pesaran和Smith（1998）以及Pesaran（2001）的邊界效應(yīng)檢驗(yàn)理論，本文建立如下條件誤差校正ARDL模型

上述（22）方程中，βi（i＝0…6）代表了協(xié)整關(guān)系，σi（i＝1…6）代表了短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，μt為白噪聲過程，p代表最大滯后階數(shù)。最優(yōu)滯后階數(shù)根據(jù)AIC準(zhǔn)則與SBC準(zhǔn)則確定。

1.協(xié)整檢驗(yàn)（邊界檢驗(yàn)）

變量之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系的原假設(shè)與備擇假設(shè)分別為

H0：βi（i＝0…6），H1：βi（i＝0…6），其中至少有一個(gè)不0。

檢驗(yàn)βi聯(lián)合顯著的統(tǒng)計(jì)量服從非規(guī)則漸進(jìn)F分布。根據(jù)Narayan（2005）設(shè)定的小樣本上下邊界值，將計(jì)算出來的F統(tǒng)計(jì)量值與其進(jìn)行比較。如果F統(tǒng)計(jì)量值大于設(shè)定的上界值，則無論變量是I（1）還是I（0），都存在協(xié)整關(guān)系。

2.動(dòng)態(tài)關(guān)系式估計(jì)

當(dāng)F統(tǒng)計(jì)量通過協(xié)整檢驗(yàn)，確定變量之間的長(zhǎng)期關(guān)系顯著時(shí)，使用OLS法估計(jì)7p個(gè)不同的ARDL模型。借助AIC準(zhǔn)則，在保證估計(jì)的殘差不存在線性自相關(guān)的情況下，通過比較系數(shù)及方程顯著性，從多個(gè)模型中選定最優(yōu)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系式，這樣就可以得到最后誤差校正模型（ARDL-ECM）。

上式（23）中為誤差修正項(xiàng)，由下式?jīng)Q定

3.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

在得到長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系式和ARDL-ECM之后，如果主要研究變量金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新以及二者協(xié)同指標(biāo)在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系式中系數(shù)統(tǒng)計(jì)性顯著，且ECM等式中的滯后項(xiàng)回歸系數(shù)也具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說明該研究變量對(duì)被解釋變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在長(zhǎng)期因果關(guān)系；另外，如果ECM等式中主要研究變量的差分項(xiàng)系數(shù)顯著，則表明該研究變量對(duì)被解釋變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在短期影響作用。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

1.單位根檢驗(yàn)

雖然ARDL模型對(duì)于變量的一致單整性沒有要求，但是前提是各變量必須是I（1）或者I（0）型單整，否則不能應(yīng)用F統(tǒng)計(jì)量值進(jìn)行長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系檢驗(yàn)。本文分別采用Augmented-Dickey-Fuller和Phillips-Perron進(jìn)行單位檢驗(yàn)以及Kwiatkowiski-Phillips-Schmidt-Shin進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，由檢驗(yàn)結(jié)果可知，所有變量均為I（1）或者I（0）型單整變量，可以進(jìn)行ARDL邊界效應(yīng)檢驗(yàn)。

2.ARDL邊界效應(yīng)檢驗(yàn)

在通過單位根檢驗(yàn)之后，根據(jù)式（2）進(jìn)行變量長(zhǎng)期關(guān)系的協(xié)整檢驗(yàn)。首先以為被解釋變量對(duì)所有解釋變量的一階差分項(xiàng)進(jìn)行最小二乘（OLS）回歸，然后在該回歸結(jié)果中逐漸加入各個(gè)解釋變量的滯后項(xiàng)重新OLS回歸，得到新的估計(jì)結(jié)果，同時(shí)也得到新的結(jié)果中的統(tǒng)計(jì)量值，如下表3所示。

上述模型1以銀行信貸增長(zhǎng)率f衡量金融創(chuàng)新，模型2以金融創(chuàng)新度作為金融創(chuàng)新指標(biāo)（下同）。由檢驗(yàn)結(jié)果，根據(jù)AIC與SBC準(zhǔn)則可知，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量只在一階滯后項(xiàng)上存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，在模型1中，F(xiàn)值為3.636高于10%水平上限3.534，而在模型2中，F(xiàn)值為4.237高于5%水平上限4.130，說明拒絕原假設(shè)，即變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。

3.長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和ARDL-ECM估計(jì)結(jié)果

實(shí)證結(jié)果的估計(jì)包括三部分，第一部分是檢驗(yàn)金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新以及二者的協(xié)同效應(yīng)對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期影響效果的ARDL協(xié)整估計(jì)結(jié)果，第二部分是關(guān)于模型1的長(zhǎng)期估計(jì)的誤差修正模 型ECM，第三部分為結(jié)果的穩(wěn)健型檢驗(yàn)。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

表3 邊界效應(yīng)檢驗(yàn)

（1）長(zhǎng)期均衡關(guān)系估計(jì)。表4所給出的是變量的長(zhǎng)期均衡結(jié)果估計(jì)，所選估計(jì)區(qū)間為整個(gè)樣本周期，根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果設(shè)定最大滯后階數(shù)為1，由于用AIC準(zhǔn)則選擇的模型ARDL模型估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差（Standard Error）要比用SBC準(zhǔn)則選擇的標(biāo)準(zhǔn)誤差小，本文最終選擇根據(jù)AIC準(zhǔn)則得到的最優(yōu)ARDL（1，0，0，1，1，0，1）模型與ARDL（1，0，1，1，1，0，0）模型，即模型1與模型2的結(jié)果。兩個(gè)模型都通過了BG與ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)，說明模型已消除異方差與自相關(guān)性，同時(shí)調(diào)整分別為0.98和0.95，表明擬合程度較高，F(xiàn)unctional-Form的P值為0.04與0.03，在5%水平下顯著，說明ARDL模型整體結(jié)構(gòu)合理。

模型1的結(jié)果可知，rd系數(shù)為正且顯著，技術(shù)進(jìn)步對(duì)于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響為0.72個(gè)單位，這與一般的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論相吻合，也與本文命題2結(jié)論相一致；fi的系數(shù)為負(fù)且不顯著，與本文命題3結(jié)論相悖，這說明單純的金融創(chuàng)新對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期影響具有抑制作用，這一方面可能是由于金融創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的內(nèi)生性所導(dǎo)致，另一方面也說明我國(guó)目前金融創(chuàng)新任然存在脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì)的狀態(tài)，這種脫離導(dǎo)致對(duì)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)產(chǎn)生潛在抑制作用。這一點(diǎn)也體現(xiàn)在fi×rd系數(shù)上，fi×rd系數(shù)為正且顯著，即金融創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)具有顯著影響作用，這與本文的命題4結(jié)論相一致。然而，值得注意的是，協(xié)同效應(yīng)對(duì)于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響力0.19遠(yuǎn)小于技術(shù)創(chuàng)新的單獨(dú)作用0.72，這也正說明了我國(guó)目前金融創(chuàng)新對(duì)于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)具有抑制作用，導(dǎo)致與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)削弱了技術(shù)創(chuàng)新對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的單獨(dú)作用，這說明目前經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的“新”的程度還有待于提高。固定資產(chǎn)投k與人力投l系數(shù)為正且均顯著，說明目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然主要依靠投資與要素驅(qū)動(dòng)，而知識(shí)資本ks在一定程度上代表著金融與技術(shù)創(chuàng)新的源泉，但是結(jié)果表明，我國(guó)目前將知識(shí)要素轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的效果不顯著，這在一定程度上也限制了創(chuàng)新對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用。所以“常態(tài)”的形成要著眼于未來經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，必須加大創(chuàng)新要素的投入與積累。

表4 長(zhǎng)期均衡結(jié)果估計(jì)

（2）誤差修正模型ARDL-ECM。創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)引擎“常態(tài)”的形成非一日之功，這一點(diǎn)同樣體現(xiàn)在模型1的誤差修正模型ARDL-ECM中，結(jié)果顯示短期內(nèi)，金融創(chuàng)新對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的影響不顯著為負(fù)，這說明即使從短期來看，金融創(chuàng)新單獨(dú)作用還不足以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。技術(shù)創(chuàng)新系數(shù)為正且顯著，短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)同樣具有促進(jìn)作用，但作用強(qiáng)度比長(zhǎng)期稍弱。短期來看，金融、技術(shù)創(chuàng)新二者的協(xié)同效應(yīng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不顯著，這一點(diǎn)也同樣體現(xiàn)在知識(shí)資本上，這主要源于知識(shí)創(chuàng)新等無形資源要發(fā)揮其外部性影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要一定量的積累，而短期內(nèi)知識(shí)儲(chǔ)備與創(chuàng)新尚未達(dá)到發(fā)揮其外部性的的門檻水平，導(dǎo)致短期內(nèi)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不顯著。短期內(nèi)勞動(dòng)力變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的影響在顯著為正，同樣資本變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變動(dòng)的影響顯著為正，盡管作用強(qiáng)度不及長(zhǎng)期，但總體來看，資本以及勞動(dòng)仍然是短期內(nèi)提升經(jīng)濟(jì)的主要?jiǎng)恿?，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，這就容易導(dǎo)致我國(guó)資本、勞動(dòng)密集型生產(chǎn)程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于知識(shí)創(chuàng)新型生產(chǎn)，導(dǎo)致創(chuàng)新動(dòng)力不足。誤差修正項(xiàng)的估計(jì)值為—0.05，說明上一年偏離長(zhǎng)期均衡的誤差，將以5%的調(diào)整力度對(duì)本年度的Δpgd p做出正向糾正。

表5 短期ARDL-ECM估計(jì)結(jié)果

（3）穩(wěn)健性分析。對(duì)于模型1所得結(jié)論，模型2的估計(jì)結(jié)果從側(cè)面印證了模型1的估計(jì)結(jié)果，金融創(chuàng)新度fil的系數(shù)為—0.41，以金融創(chuàng)新度衡量的金融創(chuàng)新水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期影響存在著抑制作用，而fil×rd的系數(shù)0.04顯著但小于rd的系數(shù)0.32，與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也弱于單獨(dú)技術(shù)創(chuàng)新的影響作用。這說明模型1的長(zhǎng)期結(jié)果是穩(wěn)健的。另外，從模型估計(jì)可靠性角度，本文利用遞歸殘差（CUSUM）和遞歸殘差平方和（CUSUMSQ）來檢驗(yàn)ARDL（1，0，0，1，1，0，1）模型參數(shù)的穩(wěn)定性，圖1與圖2的檢驗(yàn)結(jié)果說明，給定5%的顯著性水平上下界，在整個(gè)樣本期內(nèi)此模型的殘差與殘差平方和都沒有偏離出此邊界，所以ARDL（1，0，0，1，1，0，1）模型的估計(jì)結(jié)果是可靠和有效的。

圖1 CUSUM檢驗(yàn)

圖2 CUSUMSQ檢驗(yàn)

五、結(jié)論與建議

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新常態(tài)下時(shí)期將會(huì)持續(xù)較長(zhǎng)時(shí)間，我國(guó)經(jīng)濟(jì)正處在“去產(chǎn)能”和“去杠桿”的重疊階段，傳統(tǒng)的要素驅(qū)動(dòng)與投資驅(qū)動(dòng)已漸入瓶頸，突出深化改革與創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)便成為未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要著力點(diǎn)，強(qiáng)化創(chuàng)新約束，改革創(chuàng)新理念，實(shí)現(xiàn)金融創(chuàng)新、科技創(chuàng)新與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的協(xié)同發(fā)展和良性互動(dòng)。

新常態(tài)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展驅(qū)動(dòng)機(jī)制提出要求，本文通過建立包含三部門的動(dòng)態(tài)博弈模型進(jìn)行了理論分析并且通過ARDL-ECM邊界效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?shí)證檢驗(yàn)所得結(jié)論，從“新”的程度來說，本文的研究結(jié)果表明，單獨(dú)的金融創(chuàng)新無論是短期還是長(zhǎng)期對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生抑制作用，但是一旦結(jié)合實(shí)體經(jīng)濟(jì)，金融創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同作用能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是影響程度卻弱于單獨(dú)技術(shù)創(chuàng)新的作用，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展“新”的程度還有待于提高創(chuàng)新融合轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力的效率；從“常態(tài)”的角度來說，本文結(jié)果顯示，目前我國(guó)的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要還是靠資本投資以及勞動(dòng)傳統(tǒng)要素驅(qū)動(dòng)，而知識(shí)與創(chuàng)新具有門檻效應(yīng)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生外部促進(jìn)作用需要靠長(zhǎng)期積累。要使創(chuàng)新成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新引擎，需要靠創(chuàng)新要素的不斷積累，所以創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)“常態(tài)”的形成是一個(gè)由短期量變到長(zhǎng)期質(zhì)變的動(dòng)態(tài)發(fā)展過程。

就政策建議而言，本文認(rèn)為在新常態(tài)的大背景下，中國(guó)金融市場(chǎng)產(chǎn)品與服務(wù)的創(chuàng)新和深化必須建立在與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的互動(dòng)上，通過創(chuàng)新引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)由短期波動(dòng)向長(zhǎng)期均衡轉(zhuǎn)移的驅(qū)動(dòng)機(jī)制新常態(tài)；政府部門、金融機(jī)構(gòu)應(yīng)加大對(duì)企業(yè)尤其是高新技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的資金支持力度，提高技術(shù)應(yīng)用產(chǎn)出轉(zhuǎn)化效率；重視高素質(zhì)、創(chuàng)新型人才的培養(yǎng)，破解制度障礙，改革培養(yǎng)機(jī)制，縮短知識(shí)創(chuàng)新外部性門檻的周期。

［1］董經(jīng)緯，江朝力.金融創(chuàng)新促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析——以1991—2007年住房信貸發(fā)展為例，消費(fèi)導(dǎo)刊，2008（10）：70—71.

［2］江曙霞，鄭亞伍.金融創(chuàng)新、R&D與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng).金融理論與實(shí)踐，2012（7）：6—12.

［3］李虹，艾治潤(rùn).金融高科技發(fā)展對(duì)銀行金融業(yè)務(wù)創(chuàng)新深層次效應(yīng)實(shí)證研究.工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007（7）：133—135.

［4］倪志凌.動(dòng)機(jī)扭曲和資產(chǎn)證券化的微觀審慎監(jiān)管——基于美國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究.國(guó)際金融研究，2011（8）：75—87.

［5］邵同殼.風(fēng)險(xiǎn)投資、創(chuàng)新與創(chuàng)新累積效應(yīng)——基于系統(tǒng)GMM估計(jì)的動(dòng)態(tài)面板分析.軟科學(xué)，2011（6）：6—10.

［6］孫浦陽，張蕊.金融創(chuàng)新是促進(jìn)還是阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于技術(shù)進(jìn)步視角的面板分析.當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2012（3）：26—35.

［7］王志強(qiáng)，孫剛.中國(guó)金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)、效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)分析.管理世界，2003（7）：13—20.

［8］吳敬璉.中國(guó)應(yīng)當(dāng)走一條什么樣的工業(yè)化道路.管理世界，2006（8）：1—7.

［9］武志.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：來自中國(guó)的經(jīng)驗(yàn)分析.金融研究，2010（5）：58—68.

［10］肖科.政策性金融對(duì)我國(guó)自主創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化的貢獻(xiàn)研究.科技進(jìn)步與對(duì)策，2009（24）：106—110.

［11］葉子榮，賈憲洲.金融支持促進(jìn)了中國(guó)的自主創(chuàng)新嗎.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2011（3）：10—18.

［12］趙俊生，韓琳，李湛.信用風(fēng)險(xiǎn)轉(zhuǎn)移與銀行系統(tǒng)表現(xiàn)— —基于美國(guó)信用衍生品交易市場(chǎng)面板數(shù)據(jù)板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究.金融研究，2007（5）：147—160.

［13］趙勇，雷達(dá).金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：生產(chǎn)率促進(jìn)抑或資本形成.管理世界，2010（2）：37—50.

［14］周立，王子明.中國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)實(shí)證分析：1978—2000年.金融研究，2002（10）：1—13.

［15］Aghion P，P Howitt.Endogenous Growth Theory［M］.The MIT Press，1998.

［16］Luc L，Ross L，Stelios M.Financial Innovation and Endougenous Growth［J］.Journal of Financial Intermotliation，2014.

［17］Aghion P，Howitt P，Mayer-Foulkes D.The Effect of Financial Development on Convergence：Theory and Evidence［J］.Quarterly Journal of Economics，2005，120（1）：173—222.

［18］Beck T，Chen T，Lin C，et al Financial Innovation：The Bright and the Dark Sides［R］.Tilburg University（mimeo），2012.

［19］Amore M，S，Cedric Z A.Credit Supply and Corporate Innovation［J］.Journal of Financial Economics，2013，109（3）：835—855.

［20］Constantinides G M，Harris M.Handbook of the E-conomics of Finance［M］.Elsevier Science Ltd，2003：307—336.

［21］Greenwood J，Sanchez J M，Wang C.Financial Development：The Role of Information Costs［J］.A-merican Economic Review，2010：100（4）：1875—1891.

［22］Bencivenga V，Smith B.Financial Intermediation and Endogenous Growth［J］.Review of Economics Studies，1991，58（2）：195—209.

［23］Frame W S，White L J.Empirical Studies of Financial Innovation：Lots of Talk，Little Action？［J］.Journal of Economic Literature 2004，42（1）：116—144.

責(zé)任編輯 應(yīng)育松

Financial Innovation，Technological Innovation and Economic Growth from the New Normal Perspective

LI Cong-wen
（School of Economics，Nankai University，Tianjin 300071，China）

From on the new normal perspective，this paper establishes a dynamic game model which contains three departments.Combining micro view with macro mechanism，it analyzes the internal relations of financial innovation，technological innovation and economic growth，putting forward the related conclusion.Then it uses ARDL-ECM boundary effect test model empirically testing the conclusions with the data of 1952～2013 years.The results show：separate financial innovation produces inhibitory effect on economic growth，and correlated technology innovation prornotes economy significantly，but less than the separate role of technology innovation；Knowledge and innovation affect economic growth insignificantly in short-term，so to play the externality.It needs to accumulate to get the threshold.

innovation drive；economic growth；the new normality

F832 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1005—1007(2015)02—0013—12

一、引言

目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)下行壓力不斷增大，新常態(tài)出現(xiàn)端倪。新常態(tài)的內(nèi)涵一是“新”，即不同于以往；二是“常態(tài)”，即相對(duì)比較穩(wěn)定并且會(huì)延續(xù)較長(zhǎng)時(shí)間的狀態(tài)。從中國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀和發(fā)展趨勢(shì)來看，新常態(tài)的一個(gè)重要特征就是動(dòng)力機(jī)制的新常態(tài)，在經(jīng)濟(jì)增速放緩、結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)的同時(shí)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力要由過去的要素驅(qū)動(dòng)、投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)。推動(dòng)以科技創(chuàng)新為核心的全面創(chuàng)新，極大地激發(fā)微觀主體的活力，形成新的增長(zhǎng)動(dòng)力源泉，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展。新常態(tài)之下，技術(shù)創(chuàng)新離不開金融支持，加快現(xiàn)代金融服務(wù)創(chuàng)新步伐，提升金融服務(wù)現(xiàn)代化水平，明確金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的主要著力點(diǎn)，以金融創(chuàng)新促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新，以技術(shù)創(chuàng)新帶動(dòng)金融創(chuàng)新，發(fā)揮二者的協(xié)同效應(yīng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的內(nèi)涵式增長(zhǎng)，才能使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)努力向創(chuàng)新要紅利。

使創(chuàng)新成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的長(zhǎng)期驅(qū)動(dòng)力，關(guān)鍵在于理解金融創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新以及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)三者之間存在的內(nèi)在聯(lián)系。從國(guó)外研究來看，在金融創(chuàng)新與科技創(chuàng)新的關(guān)系上，大量研究表明，金融創(chuàng)新與科技創(chuàng)新存在系統(tǒng)性互動(dòng)作用（Allen和Gale，1994；Tufano，2003；Frame和White，2004；Goetzmann，2009），而來自美國(guó)（Amore等，2013；Chava等，2013）以及其他國(guó)家（Beck等，2012）的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)也驗(yàn)證了金融創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步的關(guān)聯(lián)性。同時(shí)，多數(shù)學(xué)者（Green-wood和Jovanovic，1990；Bencivenga和Smith，1991；Levine，1991；Greenwood等，2010）的研究發(fā)現(xiàn)金融創(chuàng)新能夠?qū)σ粐?guó)資本結(jié)構(gòu)以及長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生巨大影響作用。那么金融創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系又如何呢？Aghion和Howitt（1998）認(rèn)為作為一種知識(shí)資本，金融創(chuàng)新可以加快資本積累速度，使得非金融企業(yè)獲得更多研發(fā)資金，間接促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Tadesse（2007）的實(shí)證結(jié)果表明，金融創(chuàng)新可以提高資金配置效率和風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)的功能，促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新，從而影響到經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)效率。Beck等（2012）和Amore等（2013）以銀行信貸增長(zhǎng)率衡量金融創(chuàng)新程度，發(fā)現(xiàn)對(duì)非金融企業(yè)的信貸支持可以有效促進(jìn)其技術(shù)與產(chǎn)品專利產(chǎn)出，提高生產(chǎn)效率從而影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

2014-11-25

李叢文，男，南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系博士生，主要從事金融創(chuàng)新工程與理論研究。