基于PCA和GRA的科技金融發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟增長相關性研究
——以四川省為例

龍云飛，朱波強，陶 睿

(攀枝花學院，四川 攀枝花 617000)

隨著經(jīng)濟和社會的不斷發(fā)展，科技和金融已成為經(jīng)濟活動中最活躍的因素，科技與金融的共存與融合不斷加深?？萍己徒鹑诘陌l(fā)展已經(jīng)成為經(jīng)濟增長的重要推動力。特別是在經(jīng)濟進入“新常態(tài)”后,我國明確了經(jīng)濟增長的動力從要素驅動和投資驅動向創(chuàng)新驅動切換，根據(jù)金融發(fā)展理論，科技進步與金融發(fā)展相輔相成，特別是科技創(chuàng)新活動需要金融資源不斷投入來支持。因此，如何促進科技金融發(fā)展為經(jīng)濟增長帶來新的動力，一直是近年來研究的熱點之一。

一、文獻綜述

科技金融是一個新興的交叉研究領域，目前總體尚未形成一套嚴密的理論體系，國外的研究主要集中于金融支持科技創(chuàng)新帶動經(jīng)濟增長的路徑和機理解釋。Schumpeter(1912)開創(chuàng)性的提出了創(chuàng)新與經(jīng)濟發(fā)展的關系，即經(jīng)濟發(fā)展的源動力在于創(chuàng)新，而創(chuàng)新是將各種生產(chǎn)要素進行重構或優(yōu)化配置，銀行信貸資金的投入可為生產(chǎn)要素重構提供購買力，進而刺激經(jīng)濟增長。Solow(1957)等人以哈羅德-多瑪模型為基礎，對資本積累與經(jīng)濟增長的關系進行了研究，該模型中的資本實際上是金融與科技的集合體。Hicks(1969)提出金融市場效率對技術創(chuàng)新有較大影響，他認為產(chǎn)業(yè)革命發(fā)生的前提條件并不是技術創(chuàng)新本身，而是投資使技術創(chuàng)新得以迅速產(chǎn)生和快速推廣，而資本的投入需要恰當并充分的金融支持才能實現(xiàn)。Wurgler(2000)通過對65個國家的資本市場進行實證分析發(fā)現(xiàn)，發(fā)達的資本市場存在著“喜新厭舊”的傾向，即更偏好于新興的高科技產(chǎn)業(yè)并回避介入衰退的一些傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)，進而促進產(chǎn)業(yè)升級帶動經(jīng)濟結構的優(yōu)化。Luigi、Fabio(2012)發(fā)現(xiàn)金融中介機構有利于資本的形成，并能促進全要素生產(chǎn)率的提高，進而帶動了經(jīng)濟增長。ChangWei(2014)通過實證分析發(fā)現(xiàn)風險投資比商業(yè)銀行貸款更能提高科技創(chuàng)新企業(yè)的效率，更有利于激發(fā)企業(yè)科技創(chuàng)新活動的積極性。

國內(nèi)對金融科技的研究起步較晚但也自成一派，更多集中于科技金融的內(nèi)涵以及科技金融對促進創(chuàng)新的效應分析。趙昌文、陳春發(fā)和唐英凱(2009)對科技金融發(fā)展基礎理論進行了開創(chuàng)性研究，將科技金融定義為由政府、市場等不同主體向從事科技研發(fā)的機構提供各類金融資源的活動過程。王海和葉元煦(2003)對我國1991年至1999年科技金融的結合效益進行了定量分析，發(fā)現(xiàn)科技金融結合的效益呈上升趨勢，但上升幅度相對較低，說明我國科技金融結合度不高，科技金融投入產(chǎn)出效益相對降低。曹顥、尤建新(2011)選取科技金融資源指數(shù)、科技金融經(jīng)費指數(shù)、科技金融產(chǎn)出指數(shù)和科技金融貸款指數(shù)四大指標構建了我國科技金融發(fā)展指數(shù)并開展實證分析,發(fā)現(xiàn)金融投入增加并未帶來創(chuàng)新產(chǎn)出的增加，科技金融的協(xié)整關系較弱。王宏起和徐玉蓮等(2012)通過建立理論模型來探討了科技創(chuàng)新和科技金融的協(xié)同機制，主要包括科技創(chuàng)新與科技金融子系統(tǒng)有序度模型、兩者協(xié)同發(fā)展模型以及復合系統(tǒng)協(xié)同度模型，最終得出我國科技創(chuàng)新與科技金融兩者間協(xié)同發(fā)展機制尚未形成的結論。而薛曄等(2016)則從不同的角度出發(fā)，選取了財政科技經(jīng)費投入、創(chuàng)業(yè)風險投資額和科技資本市場籌資額等指標，通過實證檢驗了我國科技創(chuàng)新融資方式和銀行科技信貸金額與科技金融發(fā)展效率之間的關系，發(fā)現(xiàn)前者與科技金融發(fā)展效率之間呈顯著正相關關系，而后者對中國科技金融發(fā)展效率具有顯著負向作用。蘇發(fā)金、劉徹(2016)以湖北省為樣本探討了科技金融支持創(chuàng)新發(fā)展的邏輯與路徑。岑猷輝(2015)從科技金融政策制定和運行情況的角度分析了廣州的科技金融政策在實施過程中的作用，提出了出臺綱領性科技金融發(fā)展方案、搭建科技金融服務平臺、實施差異化扶持政策、完善信用環(huán)境等促進科技金融的措施建議。

綜上所述，現(xiàn)有研究更集中于研究科技金融對技術創(chuàng)新的影響程度或是相關性，但科技金融其本質在于通過金融資源的投入促進科技進步以帶動經(jīng)濟增長，發(fā)展科技金融的根本在于科技與金融的結合促進實體經(jīng)濟的發(fā)展。因此，本文以四川省為例，選取2001-2015年科技發(fā)展相關指標，運用主成分分析(PCA)方法對科技金融發(fā)展水平進行評價，并采用灰色關聯(lián)分析(GRA)方法計算科技金融與地方經(jīng)濟發(fā)展的灰色關聯(lián)度，探討提升科技金融發(fā)展水平以促進經(jīng)濟增長的對策和路徑。

二、基于主成分分析的科技金融發(fā)展評價

(一)指標選取和數(shù)據(jù)處理

依據(jù)科技金融的定義，從金融資源的投入和科技產(chǎn)出兩個維度來衡量科技金融發(fā)展水平。其中，金融投入主要包括政府投入和市場投入兩個部分，政府投入主要體現(xiàn)在財政支出中的科技資金支出上，市場投入主要為商業(yè)銀行貸款、資本市場籌資、風險資本投入等，結合四川省金融發(fā)展實際和數(shù)據(jù)的可得性選取R&D經(jīng)費投入強度、財政資金科技投入和商業(yè)銀行科技貸款三個指標作為科技金融的投入指標；科技產(chǎn)出包括科技活動帶來的論文發(fā)表、專利授權、產(chǎn)業(yè)升級等，因此選擇專利授權量、高新技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比例和技術市場成交合同金額三個指標作為科技金融的產(chǎn)出指標，六個指標均為正向指標。由于金融投入和科技產(chǎn)出分別為兩組獨立的指標，為了保證研究結論的準確性和有效性，本文對金融投入和科技產(chǎn)出分別提取了主成分，再通過變異系數(shù)方法，賦予金融投入和科技產(chǎn)出各自權重，構建新的綜合指標來衡量科技金融發(fā)展水平。各指標具體如下：

表1 科技金融衡量指標體系

在數(shù)據(jù)選取方面，選擇了2001-2015年四川省的相關數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于四川統(tǒng)計年鑒和中國科技統(tǒng)計年鑒。在數(shù)據(jù)處理方面，由于上述指標分別從不同的角度反映了科技金融發(fā)展水平，且各指標與科技金融都呈正相關關系，故最終得到的綜合指標值越大，科技金融發(fā)展水平就越高。此外，由于科技金融指標較多且各自差異性較大，為了分析結果的有效性和準確性，需要對變量數(shù)據(jù)進行標準化處理?；谝陨戏治?，本文通過SPSS18.0軟件來分別對金融投入3個指標和科技產(chǎn)出3個指標進行主成分分析。

(二)金融投入指標主成分分析

1.適用性分析

在進行主成分分析之前，需要先對指標展開適用性分析，比較常用的適用性檢驗方法主要有相關性分析、KMO統(tǒng)計量和Bartlett’s球形檢驗。通過SPSS18.0運算求得金融投入指標的相關性系數(shù)矩陣、KMO值和Bartlett’s球形檢驗結果主要如下：

表2 金融投入指標相關系數(shù)矩陣

表3 KMO和Bartlett’s球形檢驗

從表2和表3中可以看出，金融投入指標相關系數(shù)都較高，都超過了0.5；KMO值為0.677，大于0.5，Bartlett’s球形檢驗的sig值也為0.000，遠小于0.05。因此，各指標檢驗結果符合標準，可以進行主成分分析。

2.信息提取

分析時主要通過方差來測度所提取主成分的信息含量，其中，系統(tǒng)默認變量的初始特征值大于1的個數(shù)即為提取的主成分個數(shù)，軟件生成的主成份的方差即要求的特征值。下表為解釋的總方差情況，從表中可以看出，此處只需要提取一個主成分，累計方差為90.674%，解釋力度較高。具體情況如下：

表4 解釋的總方差

根據(jù)提取的主成分信息，結合主成分系數(shù)，可求得主成分得分綜合系數(shù)，R&D經(jīng)費投入強度為0.330，財政資金科技投入為0.359，科技貸款為0.360，將金融投入指標綜合得分記為F1，進而取得得分方程式為：

F1=0.330X1+0.359X2+0.360X3

(三)科技產(chǎn)出指標主成分分析

1.適用性分析

通過SPSS18.0運算求得科技產(chǎn)出指標的相關性系數(shù)矩陣、KMO值和Bartlett’s球形檢驗結果主要如下：

表5 科技產(chǎn)出指標相關系數(shù)矩陣

表6 KMO和Bartlett’s球形檢驗

從表5和表6可以看出，科技產(chǎn)出指標相關系數(shù)很高，都超過了0.9；KMO值為0.766，遠大于0.5，Bartlett’s球形檢驗的sig值為0.000，也小于0.05。因此，各指標檢驗結果符合標準，可以進行主成分分析。

2.信息提取

下表為科技產(chǎn)出指標解釋的總方差情況，從表中可以看出，此處只需要提取一個主成分，累計方差為95.767%，解釋力度較高。具體情況如下：

表7 解釋的總方差

根據(jù)提取的主成分信息，結合主成分系數(shù)，可得主成分得分綜合系數(shù)專利授權量為0.343，高新技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比例為0.341，技術市場成交合同金額為0.337，將科技產(chǎn)出綜合得分記為F2，主成分方程式如下：

F2=0.343X4+0.341X5+0.337X6

(四)確定指標權重

表8 各指標變異系數(shù)和權重

(五)科技金融綜合得分

根據(jù)上文分析,科技金融包括金融投入和科技產(chǎn)出兩部分，金融投入權重占比為R&D經(jīng)費投入強度、財政資金科技投入和科技貸款三者權重之和，科技產(chǎn)出權重占比為專利授權量、高新技術產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比例和技術市場成交合同金額三者權重之和。因此，由表8中各指標權重數(shù)據(jù)可知，金融投入權重值為0.419，科技產(chǎn)出權重值為0.581，若將科技金融綜合得分記為SF，則：

SF=0.419F1+0.581F2

結合金融投入和科技產(chǎn)出指標的綜合得分，可以計算出科技金融綜合得分情況。具體情況見下表：

表9 科技金融主成分綜合得分

總體來看，四川省科技金融發(fā)展水平基本呈逐年上升的趨勢，只有2004-2005年出現(xiàn)了小幅度的下降?？萍冀鹑诰C合指標主要可以分為兩個階段，2001-2008年呈負值；2009-2014年都上升為正值，且從2011年開始，上升幅度不斷加大，這也說明在2011年之后四川科技金融取得了高速發(fā)展。

三、科技金融與經(jīng)濟增長的灰色關聯(lián)分析

為驗證四川科技金融發(fā)展水平與經(jīng)濟增長的相關性，擬采用灰色關聯(lián)方法計算灰關聯(lián)系數(shù)，將地區(qū)生產(chǎn)總值設定為被解釋變量，科技金融指數(shù)作為解釋變量，同時根據(jù)經(jīng)濟增長理論，選取2001-2015年四川資本投入(全社會投資額)、勞動力(就業(yè)總人口)、資源消耗(用電量)作為控制變量，指定被解釋數(shù)列Yi(K)(i=，2，…，s；K=1，2，…，n)，同理，解釋變量數(shù)列為Xi(K)(K=1，2，…，n)。在對原始數(shù)據(jù)進行整理之后，計算灰色關聯(lián)系數(shù)。

計算步驟如下：

對原始數(shù)據(jù)進行均值無量綱化處理

帶入公式求關聯(lián)度系數(shù)：

式中ρ∈(0，1)，通常情況下ρ=0.5。ζi(K)表示解釋數(shù)列Xi(K)與被解釋數(shù)列序列Yi(K)在K時刻的關聯(lián)系數(shù)。

計算影響因素與系統(tǒng)特征序列關聯(lián)度：

式中，γi為Xi(K)與系統(tǒng)特征行為序列Yi(K)(i=1，2，…，s；K=1，2，…，n)的關聯(lián)度。

基于以上方法和數(shù)據(jù)，計算的各因素與經(jīng)濟增長的灰色關聯(lián)系數(shù)見下表10：

表10 各因素與經(jīng)濟增長灰色關聯(lián)系數(shù)

由此可以看出，資本形成和能源投入與經(jīng)濟增長的相關性較高，勞動力投入與經(jīng)濟增長最低，而科技金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相關性較弱，這也說明四川經(jīng)濟增長的主動力仍然是投資拉動和資源消耗等傳統(tǒng)要素投入，金融支持科技創(chuàng)新拉動經(jīng)濟增長的作用發(fā)揮并不明顯，四川的經(jīng)濟增長仍未完成向創(chuàng)新驅動轉型，科技金融的發(fā)展滯后于經(jīng)濟的發(fā)展，未來四川經(jīng)濟的發(fā)展要通過促進科技金融的發(fā)展，促進創(chuàng)新刺激經(jīng)濟的增長。

四、促進科技金融發(fā)展的對策建議

現(xiàn)階段，四川省仍然存在著金融和科技結合度不夠，金融支持科技發(fā)展力度欠缺等現(xiàn)象，究其原因，主要是受政策環(huán)境、保障性措施、思維模式和科技發(fā)展水平等的影響。本文針對這些問題，結合宏觀和微觀主體，從政府、金融市場和科技創(chuàng)新主體角度出發(fā)，提出了一些促進科技金融發(fā)展的政策建議和可借鑒方案：

(一)優(yōu)化科技金融發(fā)展環(huán)境，完善科技金融發(fā)展制度

在我國的經(jīng)濟發(fā)展中，政府的作用非常突出，政府主導型的科技金融扶持模式對創(chuàng)新型企業(yè)的發(fā)展影響巨大。因此，四川省在發(fā)展科技金融時要先制定科技金融發(fā)展戰(zhàn)略，根據(jù)不同階段制定相應的目標，完善各種法律法規(guī)等制度安排。一方面，要充分發(fā)揮政府在資金和信用等方面的引導作用，通過政策性金融撬動更多的民間金融資本和金融機構資金進入到科技企業(yè)，進行科技研發(fā)活動；要充分發(fā)揮政府在科技服務、管理和稅收制度等方面的扶持作用，完善各項政策支持制度，為科技企業(yè)發(fā)展營造良好的環(huán)境，并在財稅方面給予優(yōu)惠，這在一定程度上增加了科技企業(yè)的利潤率，為其融資創(chuàng)造條件；要充分發(fā)揮政府在規(guī)范和監(jiān)管方面的督查作用，對科技企業(yè)獲取到的資金使用范圍進行規(guī)范，并對資金流向進行監(jiān)督管理。另一方面，風險問題也是科技金融支持體系中的一個重要問題，隨著科技保險的風險防范意識的持續(xù)強化，政府應該要出臺相應的科技保險制度，構建由各類金融機構共同參與的科技保險體系，促進科技與金融的進一步融合。

(二)以市場為導向，推動科技金融創(chuàng)新發(fā)展

受地理位置的影響，四川省處于中國西部地區(qū)，市場經(jīng)濟機制相對于東部沿海地區(qū)發(fā)展不夠完善，金融市場發(fā)展規(guī)模較小，金融發(fā)展模式較固定，直接融資市場發(fā)展欠缺，科技型企業(yè)往往依賴于間接融資，渠道較窄。因此，主要可以從以下兩個方面來解決這一問題，首先，作為市場主導的商業(yè)銀行要突破固有的金融思維，進行科技金融產(chǎn)品、業(yè)務和服務的創(chuàng)新，支持結構性、復合性創(chuàng)新金融產(chǎn)品開發(fā)。引導銀行充分運用各種金融工具加大對科技型企業(yè)的貸款支持，并鼓勵貸款以外的其他方式對科技型企業(yè)進行大力扶持；其次，作為金融市場的重要組成部分，直接融資市場的發(fā)展在企業(yè)獲取資金中起著重要的作用，尤其是科技型企業(yè)，不同的經(jīng)營主體存在著對金融服務的不同需求，資本市場在其直接融資過程中發(fā)揮著關鍵性的作用。因此，要鼓勵多層次資本市場的發(fā)展，鼓勵股權融資和產(chǎn)權證券化等產(chǎn)品的發(fā)展，促使地方性股權交易規(guī)范化、合法化，促進多層次資本市場體系結構的形成。此外，科技型企業(yè)普遍存在著產(chǎn)權交易和轉讓問題，需要發(fā)展地方性科技產(chǎn)權交易市場來解決這一問題，為科技型中小企業(yè)的發(fā)展開辟新的融資渠道。

(三)培育科技創(chuàng)新主體，提高自身發(fā)展水平

科技金融發(fā)展的根本目標是促進科技創(chuàng)新的發(fā)展，提高全要素生產(chǎn)率，推動經(jīng)濟增長，因此，科技企業(yè)作為技術發(fā)展和創(chuàng)新的主體，是其中至關重要的一環(huán)，要促進科技金融的發(fā)展，不僅要拓寬企業(yè)融資渠道，完善企業(yè)融資制度，優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境，還要重視技術創(chuàng)新主體的發(fā)展。目前，技術創(chuàng)新主體中大部分是中小型企業(yè)，這類企業(yè)普遍存在資金不足的狀況，靠內(nèi)源融資難以維持企業(yè)的技術創(chuàng)新發(fā)展，資金來源主要依靠外源融資。但受發(fā)展規(guī)模的限制，這類企業(yè)缺乏傳統(tǒng)的抵押物，風險大，信息公開化程度較低，獲取資金較困難。故科技企業(yè)要規(guī)范自身內(nèi)部管理，規(guī)范財務報表，加大科研投入，提高公司核心競爭力，尋找更多融資渠道，解決自身融資難問題。