盲目或者理性：金融深化與城市創(chuàng)新能力的關(guān)系
——以上海市為樣本

劉孝斌

（中共湖州市委黨校經(jīng)濟(jì)管理教研室，浙江湖州313000）

盲目或者理性：金融深化與城市創(chuàng)新能力的關(guān)系
——以上海市為樣本

劉孝斌

（中共湖州市委黨校經(jīng)濟(jì)管理教研室，浙江湖州313000）

選取上海市1991-2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)金融深化與城市創(chuàng)新能力之間的關(guān)系，結(jié)果表明：金融深化對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響；金融深化是城市創(chuàng)新能力的格蘭杰原因，而城市創(chuàng)新能力不是金融深化的格蘭杰原因。傳統(tǒng)的金融資源配置方式及金融體制并沒有像傳統(tǒng)預(yù)期的那樣對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生推動(dòng)力，反而成為了摩擦力，因此在金融體制改革的過(guò)程中，一個(gè)重要的方向即為改革金融資源的配置方式與效率。

金融深化；城市創(chuàng)新能力；格蘭杰因果

城市創(chuàng)新能力的提升離不開金融資源的輸送和配置，難以想象脫離開金融的創(chuàng)新將達(dá)到何種艱難的地步。然而傳統(tǒng)的金融體制決定了金融資源對(duì)創(chuàng)新過(guò)程的供給效率不高，這或許是金融深化與城市創(chuàng)新能力之間的最大障礙。慣性思維下我們更多地關(guān)注金融資源供給的數(shù)量對(duì)創(chuàng)新過(guò)程的影響，這促使政府決策中充斥了大量以擴(kuò)張金融資源數(shù)量為導(dǎo)向的條文，并且這種趨勢(shì)還在延續(xù)。反思過(guò)去的金融體制我們發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是在金融機(jī)構(gòu)的上游還是在金融機(jī)構(gòu)的下游，都沒有形成一套合理的引導(dǎo)機(jī)制，上游的投資者期望以最短的時(shí)間獲得最大的利潤(rùn)，下游的籌資者期望在最短的時(shí)間里產(chǎn)生最大的利潤(rùn)，兩者均視市場(chǎng)規(guī)律而不見。一個(gè)成熟的金融市場(chǎng)以理性的投資者與籌資者為細(xì)胞，理性體現(xiàn)在對(duì)利潤(rùn)的合理預(yù)期。傳統(tǒng)金融體制被盲目的投資者與籌資者所綁架，因此導(dǎo)致了上游與下游經(jīng)常洪水泛濫，金融危機(jī)的因素從來(lái)沒有離開過(guò)我們。本文就盲目與理性來(lái)探討金融深化與城市創(chuàng)新能力的關(guān)系，并且寄希望于通過(guò)審視這兩者之間的關(guān)系來(lái)挖掘促進(jìn)城市創(chuàng)新能力提升的途徑。黨的十八大及十八屆三中全會(huì)開啟了國(guó)家創(chuàng)新體系的建設(shè)征程，我們希望通過(guò)金融體制改革為國(guó)家創(chuàng)新體系的建設(shè)添加更有效率的燃料。

國(guó)內(nèi)對(duì)金融深化的研究集中于兩個(gè)方向。第一個(gè)方向是研究金融深化對(duì)金融本身的影響。王毅對(duì)金融深化的衡量指標(biāo)進(jìn)行了探討，認(rèn)為用貨幣化比重來(lái)衡量金融深化的程度并不準(zhǔn)確，相比較而言金融相關(guān)率指標(biāo)更為適用。[1]王曼怡、張譯文通過(guò)審視金融深化的過(guò)程來(lái)觀察我國(guó)影子銀行的發(fā)展，認(rèn)為當(dāng)前階段的影子銀行對(duì)于完善我國(guó)金融體系的結(jié)構(gòu)、功能有著重要的貢獻(xiàn)，同時(shí)影子銀行的風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)在金融體系中蔓延，因此應(yīng)該通過(guò)金融改革以加強(qiáng)對(duì)影子銀行的監(jiān)控。[2]另一個(gè)方向是研究金融深化對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響。張軍、金煜采用省級(jí)面板數(shù)據(jù)對(duì)1987-2001年之間中國(guó)的金融深化與生產(chǎn)率的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，得出的結(jié)論是金融深化顯著地促進(jìn)了生產(chǎn)率的提升。[3]趙奇?zhèn)ァ堈\(chéng)將金融深化視為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)生變量，并通過(guò)內(nèi)生增長(zhǎng)模型對(duì)金融深化與外國(guó)直接投資（Foreign Direct Investment，簡(jiǎn)稱FDI）溢出效應(yīng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果顯示金融深化導(dǎo)致了FDI溢出效應(yīng)為負(fù)。[4]孟祥蘭等構(gòu)建了金融深化因子指標(biāo)以衡量金融深化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用力，并通過(guò)國(guó)際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)金融深化對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的作用。[5]

對(duì)城市創(chuàng)新能力的研究集中于兩大領(lǐng)域。第一大領(lǐng)域是研究城市創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)體系的構(gòu)建。張潔等認(rèn)為城市創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)指標(biāo)分為四個(gè)層次：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿?。[6]侯仁勇等認(rèn)為城市創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)體系有六個(gè)一級(jí)指標(biāo)：產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力、知識(shí)創(chuàng)新能力、科技創(chuàng)新能力、制度創(chuàng)新能力、服務(wù)創(chuàng)新能力、環(huán)境創(chuàng)新能力。[7]鄒燕認(rèn)為城市綜合創(chuàng)新能力可以分解為三大評(píng)價(jià)模塊：技術(shù)和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力、知識(shí)創(chuàng)新能力以及創(chuàng)新環(huán)境支撐能力。[8]第二大領(lǐng)域是以城市為樣本對(duì)城市創(chuàng)新能力進(jìn)行實(shí)證評(píng)價(jià)。尤建新等以上海市、深圳市為樣本對(duì)城市創(chuàng)新能力的兩種不同培育模式進(jìn)行了比較。[9]李琬等運(yùn)用第四代創(chuàng)新評(píng)價(jià)指標(biāo)體系對(duì)上海、南京、北京等九個(gè)城市進(jìn)行了實(shí)證分析。[10]何睿、戴超群分別實(shí)證分析了合肥、南京的城市創(chuàng)新

能力。[11，12]

以上的文獻(xiàn)表明，單論金融深化者與單論城市創(chuàng)新能力者眾多，然將兩者融合在一起進(jìn)行研究者甚少。本文在以上文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，借鑒金融深化的衡量指標(biāo)、城市創(chuàng)新能力的衡量指標(biāo)等研究成果，進(jìn)一步探討金融深化對(duì)城市創(chuàng)新能力的影響，以確證兩者之間存在的是盲目還是理性的關(guān)系。

一、模型、變量、數(shù)據(jù)

本文采用雙對(duì)數(shù)模型來(lái)檢驗(yàn)金融深化與城市創(chuàng)新能力的關(guān)系，模型表達(dá)式如下：

（1）中各變量的含義及衡量指標(biāo)如表1。

本文選取的樣本數(shù)據(jù)為上海市1991-2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于《上海統(tǒng)計(jì)年鑒》。各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)見表2。

二、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）ADF檢驗(yàn)

為了避免在計(jì)量分析中出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，本文借助Eviews5采用單位根檢驗(yàn)方法中的ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)包括一個(gè)回歸方程，左邊為序列的一階差分項(xiàng)，右邊則為序列的一階滯后項(xiàng)、滯后差分項(xiàng)，有時(shí)還有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。帶有兩個(gè)滯后差分項(xiàng)的回歸為

如果ADF統(tǒng)計(jì)量的絕對(duì)值大于臨界值的絕對(duì)值，則表明序列是平穩(wěn)的，反之則是非平穩(wěn)的。對(duì)于非平穩(wěn)的序列，還要檢驗(yàn)這個(gè)序列是一次單整的還是更高次單整的，ADF單位根檢驗(yàn)最佳滯后階數(shù)按照SIC（Schwarz Information Criterion）準(zhǔn)則確定。檢驗(yàn)形式（c，t，k）中，c，t，k分別代表常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。如（c，t，2）表示有常數(shù)項(xiàng)、有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、滯后階數(shù)為2，（c，0，1）表示有常數(shù)項(xiàng)、無(wú)時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、滯后階數(shù)為1，依次類推。檢驗(yàn)結(jié)果見表3。檢驗(yàn)結(jié)果表明：ln（jsh）、ln（fin）、ln（edu）、ln（egr）、ln（jzm）、ln（lvh）是非平穩(wěn)的變量。對(duì)這些變量運(yùn)用差分法，△ln（jsh）、△ln（fin）、△ln（edu）、△ln（egr）、△ln（jzm）、△ln（lvh）分別是原有變量的一階差分值，△ln（jsh）、△ln（fin）、△ln（edu）、△ln（egr）、△ln（jzm）、△ln（lvh）在10%的顯著性水平都是平穩(wěn)的。因此△ln（jsh）、△ln（fin）、△ln（edu）、△ln（egr）、△ln（jzm）、△ln（lvh）皆為單整。因?yàn)殡A數(shù)相同，所以可以對(duì)它們實(shí)施協(xié)整檢驗(yàn)。

表1 各變量及衡量指標(biāo)的說(shuō)明

表2 各變量數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)

表3 ADF檢驗(yàn)

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

1.根據(jù)unrestricted VAR模型確定最佳滯后階數(shù)L

unrestricted VAR模型最佳滯后階數(shù)的確定一般從較大的滯后階數(shù)開始，然后通過(guò)LR、FPE、AIC、SC、HQ值等標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比較?？紤]到樣本數(shù)量的大小，本文從最大滯后階數(shù)L=6開始，LR、FPE、AIC、SC、HQ值確定的最佳滯后階數(shù)是1，見表4。

2.協(xié)整向量個(gè)數(shù)r的確定

采用Johansen的跡統(tǒng)計(jì)量協(xié)整檢驗(yàn)，得出的檢驗(yàn)結(jié)果如表5。表中的結(jié)果顯示檢驗(yàn)的6個(gè)變量之間存在6個(gè)協(xié)整關(guān)系，即r=6。

（三）協(xié)整方程

通過(guò)VAR模型對(duì)（1）式進(jìn)行估計(jì)得出的協(xié)整方程如下，對(duì)協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果的可信度檢驗(yàn)見表6。

表4 unrestricted VAR模型的最佳滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表5 跡統(tǒng)計(jì)量協(xié)整檢驗(yàn)

表6中的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，方程的擬合優(yōu)度不錯(cuò)（可決系數(shù)為0.996598，調(diào)整的可決系數(shù)為0.995238），方程的總體顯著性非常高（F-statistic為732.419 8，Log likelihood為25.329 59），因此協(xié)整方程總體的可信度較高。

（四）兩兩格蘭杰因果檢驗(yàn)

對(duì)各變量進(jìn)行兩兩格蘭杰因果檢驗(yàn)（Pairwise Granger Causality Tests），檢驗(yàn)結(jié)果如表7。

（五）實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)論

通過(guò)以上的實(shí)證檢驗(yàn)得出的結(jié)論有以下幾點(diǎn)：

在協(xié)整方程中，金融深化對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，影響系數(shù)為-0.874 759 383 9，t值為-3.507 61。由此反映出上海市的金融深化不但沒有對(duì)上海市的創(chuàng)新能力起到促進(jìn)作用，反而發(fā)揮了阻礙作用，其中的緣由值得我們進(jìn)一步探究。

表6 協(xié)整方程估計(jì)結(jié)果的可信度檢驗(yàn)

表7 兩兩格蘭杰因果檢驗(yàn)

在協(xié)整方程中，以綠化覆蓋率衡量的城市環(huán)境對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響，影響系數(shù)為0.824 081 216 7，t值為1.633 51。因此打理好一個(gè)城市的居住環(huán)境可以為城市創(chuàng)新能力的提升提供動(dòng)力。

在協(xié)整方程中，以人均居住面積衡量的居民生活對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響，影響系數(shù)為0.698 814 122 7，t值為1.750 43。居民生活的提高為城市創(chuàng)新能力的提升蓄積了正能量。

在協(xié)整方程中，恩格爾系數(shù)對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了負(fù)向影響，影響系數(shù)為0.091 111 172 33，但是不顯著，t值為0.107 45。隨著居民收入的迅速提高，恩格爾系數(shù)對(duì)城市創(chuàng)新能力的影響正在不斷淡化。

在協(xié)整方程中，教育水平對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了負(fù)向影響，影響系數(shù)為-0.727 108 017 2，但是不顯著，t值為-1.141 00。教育水平并未如傳統(tǒng)思維中預(yù)想的那樣會(huì)對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向推動(dòng)力，反而發(fā)揮了阻礙作用，這對(duì)當(dāng)前的教育質(zhì)量將是一個(gè)很好的反思。

在協(xié)整方程中，彈性系數(shù)最大的是金融深化，這意味著在所有的影響因素中金融深化對(duì)城市創(chuàng)新能力的影響最大，但是值得注意的是金融深化扮演了反向作用的角色。這留給我們的思考是：金融資源在配置過(guò)程中是否應(yīng)該更多地考慮創(chuàng)新領(lǐng)域，同時(shí)當(dāng)前的金融體制到了需要改革的時(shí)候了。

在格蘭杰因果檢驗(yàn)中，fin does not Granger Cause jsh這一原假設(shè)的F檢驗(yàn)值為0.086 61，P值為0.771 73，表明F檢驗(yàn)不顯著，因此拒絕原假設(shè)，得出的結(jié)論為：金融深化是城市創(chuàng)新能力的格蘭杰原因。jsh does not Granger Cause fin這一原假設(shè)的F檢驗(yàn)值為5.088 12，P值為0.036 07，表明F檢驗(yàn)在5%的顯著性水平顯著，因此接受原假設(shè)，得出的結(jié)論為：城市創(chuàng)新能力不是金融深化的格蘭杰原因。

三、結(jié)論及啟示

本文選取上海市1991-2013年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)金融深化與城市創(chuàng)新能力的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。以城市創(chuàng)新能力為被解釋變量，以金融深化為解釋變量，同時(shí)引入教育水平、恩格爾系數(shù)、居民生活水平、城市環(huán)境為控制變量。經(jīng)過(guò)一系列的實(shí)證檢驗(yàn)步驟得出了以下一些結(jié)論和啟示：

金融深化對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的負(fù)向影響，并且金融深化是所有影響因素中彈性值最大的因素。這給我們的啟示在于：傳統(tǒng)的金融資源配置方式及金融體制并沒有像傳統(tǒng)預(yù)期的那樣對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生推動(dòng)力，反而成為了摩擦力，并且這種摩擦力顯著存在。我們應(yīng)該反思在城市創(chuàng)新過(guò)程中金融資源的供給問(wèn)題，既要從供給量著手，還要從供給效率著手。單從供給量而言，金融資源配置到創(chuàng)新過(guò)程中的數(shù)量必然在增加，但是從供給效率而言，金融資源對(duì)創(chuàng)新過(guò)程的配置效率不見得在同步提高。效率的缺失正是導(dǎo)致金融深化阻礙城市創(chuàng)新能力這一既定事實(shí)出現(xiàn)的重要原因。因此在金融體制改革的過(guò)程中，一個(gè)重要的方向即為改革金融資源的配置方式與效率，唯有如此方能扭轉(zhuǎn)金融深化阻礙城市創(chuàng)新能力提高這一不利局面。

金融深化是城市創(chuàng)新能力的格蘭杰原因，但是城市創(chuàng)新能力不是金融深化的格蘭杰原因，因此金融深化與城市創(chuàng)新能力之間并不存在雙向的因果關(guān)系。這給我們的啟示在于：金融深化可以成為提高城市創(chuàng)新能力的重要工具，但是前提在于改革當(dāng)前的金融體制，使金融深化對(duì)城市創(chuàng)新能力的本真作用徹底釋放出來(lái)。

以綠化覆蓋率衡量的城市環(huán)境對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響，這給我們的啟示在于：塑造一個(gè)優(yōu)美的城市環(huán)境對(duì)于城市創(chuàng)新能力的提高是一個(gè)完美的鋪墊，或者可以說(shuō)優(yōu)美的城市環(huán)境本就是城市創(chuàng)新能力的內(nèi)容之一。

以人均居住面積衡量的居民生活對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了顯著的正向影響，這給我們的啟示是：居民生活質(zhì)量的改善將會(huì)形成城市創(chuàng)新能力的巨大推動(dòng)力。居民生活將從兩方面作用于城市創(chuàng)新能力，一是激發(fā)創(chuàng)新者的積極性，二是培育創(chuàng)新市場(chǎng)。因此在城市創(chuàng)新能力的提升過(guò)程中，改善居民生活質(zhì)量是一條不容忽視的途徑。

恩格爾系數(shù)對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了不顯著的負(fù)向影響，這意味著在城市創(chuàng)新能力提升過(guò)程中我們可以忽視恩格爾系數(shù)這個(gè)指標(biāo)。教育水平對(duì)城市創(chuàng)新能力產(chǎn)生了不顯著的負(fù)向影響，這給我們的啟示在于：受教育者數(shù)量的增加并不一定帶來(lái)教育水平的提高，并且在教育質(zhì)量下滑的趨勢(shì)下受教育者數(shù)量反而會(huì)成為城市創(chuàng)新能力的負(fù)擔(dān)。關(guān)于教育質(zhì)量這一話題本文不再贅述。

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[19]劉孝斌.收入差距對(duì)財(cái)產(chǎn)性收入的影響：理論與實(shí)證——來(lái)自全國(guó)30個(gè)省份城鎮(zhèn)居民的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].河北科技師范學(xué)院學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2014，13（4）：109-115.

[20]羅楚亮.城鎮(zhèn)居民住房面積的不平等——基于2000年和2005年人口調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)分析[J].學(xué)海，2014，（1）：80-90.

[21]王偉武，戴企成，朱敏瑩.城市住區(qū)綠化生態(tài)效益及其可控影響因素的量化分析[J].應(yīng)用生態(tài)學(xué)報(bào)，2011，（9）：2 383-2 390.

（責(zé)任編輯 張轉(zhuǎn)）

The Relationship between Financial Deepening and Innovation Ability of City：A Case Study of Shanghai City

LIU Xiao-bin
（Section of Economics&Management，Party School of CPC Huzhou Municipal Committee，Huzhou，Zhejiang 313000，China）

Taking time-series data from 1991 to 2013 in Shanghai as sample，this paper empirically tests the relationship between financial deepening and innovation ability of the city.The test conclusions are as follows：financial deepening has significant negative effect on innovation ability of the city；and financial deepening is the Granger cause of innovation ability of the city，but innovation ability of the city is not the Granger cause of financial deepening.On the basis of conclusions，the paper puts forward some suggestions.

financial deepening；innovation ability of city；Granger causality

F832.5

：A

：1673-1972（2015）05-0070-07

2015-05-13

科技部軟科學(xué)研究課題“湖州市建設(shè)國(guó)家創(chuàng)新型試點(diǎn)城市的路徑研究”的子課題“湖州市創(chuàng)新型城市建設(shè)的內(nèi)涵與戰(zhàn)略目標(biāo)研究——關(guān)于創(chuàng)新型城市建設(shè)的評(píng)價(jià)體系研究”（2015CXR02）

劉孝斌（1986-），男，湖南常寧人，助教，主要從事金融市場(chǎng)、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究。