金融对科技创新的作用

金融对科技创新的作用（共6篇）

篇1：金融对科技创新的作用

农村金融体系对农村经济发展的作用论文

一、农村金融发展存在的问题

1、缺乏良好的农村金融环境

现阶段农村经济的发展缺乏良好的农村金融运行环境：一是我省目前的农村金融机构还都缺乏明确的法律规范;二是缺乏有效的宏观政策支持;三是缺乏对农村进行教育、医疗、法律等公共产品充分供应;四是应加强农村社会保险等方面的配套改革。

2、四大国有商业银行退出农村金融市场

从开始，在我省农村，中国工商银行、中国农业银行、中国银行、中国建设银行相继撤出县级及县级以下地区。从而导致农村金融供应机构以及资金供应出现严重缺口，与当时农村经济机制改革产生重大矛盾，随着矛盾的日益尖锐，我省农村经济发展面临着积重难返的威胁。

3、存款保险体系不健全

存款保险制度作为金融稳定的重要保障因素，增强金融机构抗风险能力、防止挤兑危机方面起到了重要作用。而现行我省农村金融体系缺乏相关的存款保险制度，从而为农村经济的发展埋下了隐患。

4、农村非正规金融行业冲击金融市场

在农村，私人借贷极为普遍，构成了农村借贷的主要方面。农户的支出比例从大到小依次为教育、生活、医疗和生产，当入不敷出时，农户往往更倾向于通过私人借贷的方式获得资金。有数据显示，农户从正规金融获得的借款占全部借款的比重不到1/3。这主要是因为通过正规农村金融机构获得借款非常困难。调查显示，农民借贷的.问题并不在于利率的高低，而是根本借不到钱。非正规金融的存在显然有其必要性，但问题是非正规金融游离于法律之外，可能蕴含着极大的风险。

二、政策建议

1、改革缺乏有效的协调机制和外部支持环境

现有农村金融监管力量，分别来自于人民银行、中国银行业监督管理委员会、各省政府金融监管部门，往往出现职责上的分工问题，或者造成监管漏洞，监管不到位，或者监管过度。因此应该加强监管部门的监管力度。农村金融改革同时需要一个良好的金融运行环境。一是需要相应的法律和制度支持，我省目前的农村金融机构还都缺乏明确的法律规范;二是需要相关准备金管理，再贷款利率等方面的宏观政策的支持;三是需要对农村进行教育、医疗、法律等公共产品充分供应，促进农村商业金融服务的改善;四是加强农村社会保险、医疗保险等方面的配套改革，以促进农村金融市场的发展。

2、推进农村金融改革与城市金融协调发展

金融改革始于城市，这就造成了农村金融改革与城市金融改革脱节。农村金融改革落后于城市金融，农村金融供给不能适应需求的变化。农村经济和农业结构的战略性调整带来了农村金融需求的变化。经济发展的过程在逐渐地削弱二元结构特征，城乡统筹、缩小城乡差距也成为政府现阶段经济工作的重心。池小萍在“农村金融和农村经济的互动式发展”一文中提到，与城市金融相比，农村金融服务对象的特殊性、服务地域的广阔性而导致经营管理难度较大，而使以利润为导向的金融机构望而却步。因此，应注意农村金融系统改革与城市金融系统改革推进的协调性。

3、完善我省农村存款保险制度

鉴于我省目前存在的良莠不齐的农村信用环境，设置强制投保可以避免“劣币驱逐良币”效应。并且强化准入机制，提高市场准入门槛，将经营效益差的信用单位排出农村金融市场，确保农民的财产安全。

4、区别化对待，满足不同地区的农村建设要求

我省不同地区农村的经济状况、耕作环境、教育水平等方面差异显著，因此出台政策应区别化对待，切勿“一刀切”。比如，将农村信用合作社按照行政区的等级划分，逐层削减规模，使农村信用合作社真正的深入农村，切实为农民解决问题。这样，既可以节省农民办理事务的成本，又能提高合作社的工作效率，从而加快新农村建设的步伐。

5、完善金融所有制结构，加快资金回流

有数据显示，农村建设常出现资金运用不合理的情况。因此可规定对资金运用达不到规定比例的，要求其增加信贷资金投入，或者减少存款，或者自动退出农村存款市场。加快资金的回流，为农村的建设提供充分的资金流支持。

6、注重农村金融的多元化发展，实现小额信贷组织创新

虽然非正规农村金融市场充斥了正规农村金融市场，但我们不能否认非正规农村金融市场对农村经济发展的重要意义。不同性质市场的存在可以形成一个良性的竞争环境。为了获得更多的收益，双方会不约而同地改善经营模式，加强管理，而最终获益者为广大农民，为“三农”问题的解决提供保障。例如，进行以利润为导向、成本收益平衡、运行效率高的小额信贷组织创新，通过降低运营成本、提高利率的方法从多个渠道减少对捐赠的依赖。

篇2：金融对科技创新的作用

林洁（2009）运用面板数据验证了金融服务贸易总额、出口以及进口与经济增长的协整关系［5］。陈恩、黄桂良（2010）以香港地区为样本，认为金融服务贸易发展对经济增长具有促进作用［6］。Y．J．Cui和F．Y．Shen（2011）根据中国1997—2010年数据对金融服务贸易与经济增长的关系进行了分析，研究结果表明，金融服务贸易与经济增长之间存在正相关关系［7］。这些研究为金融服务贸易与经济增长关系的相关研究提供了重要的参考与借鉴。本文将商业存在模式引入金融服务贸易，根据1997—2011年我国经济增长与金融服务贸易相关时间序列数据构建多元回归模型，运用协整检验和格兰杰检验对我国金融服务贸易分模式与经济增长的关系进行计量分析，说明金融服务贸易与经济增长的关系，以促进金融服务贸易与经济增长的协调发展。

我国金融服务贸易发展

跨境交付模式的金融服务贸易。跨境交付模式的金融服务贸易即本国金融机构在国内为境外消费提供的金融服务，这些内容主要记录于国际收支平衡表中服务贸易账户中的保险与其他金融服务子项。我国的国际收支平衡表自1997年开始按照IMF颁布的《国际收支手册》（第5版）的原则编制，其中统计了保险服务和其他金融服务的国际贸易额。跨境交付形式的金融服务贸易数据可以由这两者的相关数据整理获得。我国自2001年入世后，金融服务（包括保险和金融项目）贸易取得重大进步。根据国家外汇管理局公布的国际收支平衡表数据显示，2011年我国金融服务贸易总额达227亿美元，保险服务贸易额15亿美元。我国保险服务贸易额增长迅速，但是由于目前我国在资本方面仍实行较为严格的管制，所以增长较为缓慢，并且短期内也不会有太大的增长。

商业存在模式的`金融服务贸易。商业存在模式的金融服务贸易是外资金融机构在东道国进行的金融服务，与上述跨境交付模式的金融服务贸易不同的是，相关数据无法在一国的国际收支平衡表中直接获得。由于银行业在我国金融业中具有典型的代表性，所以可以通过考察中资银行海外资产和外资银行在华资产来反映我国商业存在模式的金融服务贸易状况。根据银监会统计，截至2011年末，在华外国银行类金融机构营业性机构资产总额增长236％。45个国家和地区的181家银行在华设立209家代表处；14个国家和地区的银行在华设立37家外商独资银行（下设245家分行）、2家合资银行（下设7家分行，1家附属机构）、1家外商独资财务公司；26个国家和地区的77家外国银行在华设立94家分行。外资银行在我国27个省（市、区）50个城市设立机构网点，较2003年初增加30个城市。同时，共有6家外资法人银行分行获准在其所在城市辖内外向型企业密集市县设立支行。中资银行业金融机构对外直接投资主要以境外收购和设立分行为主，如工行收购印尼Hal玻椋硪行、澳门诚兴银行等的股权。截至2011年，我国政策性银行及国家开发银行设立6家海外机构，参股2家境外机构；5家大型商业银行设立105家海外机构，收购（或）参股10家境外机构；8家中小商业银行设立14家海外机构，2家中小商业银行收购（或）参股5家境外机构［8］。

境外消费和自然人流动模式的金融服务贸易。境外消费模式的金融服务贸易是由居民向非居民提供的金融服务，如对非居民消费者提供的金融服务；自然人流动模式的金融服务是一国自然人居民到非居民所在地为其提供金融服务。这两种模式的金融服务相对于其他两种，不仅在中国发生的概率小，在整个世界也相对小一些。根据历年国际贸易统计报告显示，境外消费、自然人流动两种模式在实际中所占份额很小，分别为10％～15％和1％～2％，而跨境交付和商业存在分别占35％和50％。鉴于数据的可获得性，本文以商业存在及跨境交付两种模式的金融服务贸易进行测度。1997—2011年金融服务贸易额如图1所示，从图1可以看出，金融服务贸易发展不均衡，并存在顺差趋势。

模型建立与样本数据

为检验金融服务贸易对经济增长的作用，构建包含商业存在及跨境交付两种模式的金融服务贸易模型为lnGDP＝β1lnNM＋β2lnFI＋μ（1）式中：GDP———经济增长；NM———跨境交付模式的金融服务贸易；FI———商业存在模式的金融服务贸易；β1，β2———待估计的系数；μ———随机扰动项。变量取对数主要是为了消除时间序列数据的异方差，但并不改变变量之间的协整关系。在指标的选取上，经济增长以国民生产总值表示。根据上文的分析，NM以保险服务和其他金融服务贸易额之和计算；FI以中资银行海外资产和外资银行在华资产之和表示。数据来源于1997—2011年《中国统计年鉴》、《中国国际收支平衡表》以及《中国金融年鉴》并经过计算整理。由于样本数据为时间序列数据，因此首先进行单位根检验以确定数据的平稳性，为避免时间序列的非平稳性所导致的“伪回归”，采用协整检验来说明其长期均衡关系。最后，进行Granger检验，验证变量之间的前因后果的推动关系。分析过程借助软件Eviews60进行。

模型检验与数据分析

平稳性检验。由于时间序列数据的动态路径不仅有可预测的成分，还含有随机的成分，容易产生单位根，导致伪回归，因此本文采用ADF法检验法（Dickey＆Fuller，1981）进行平稳性检验［9］。该方法通过在回归方程右边加入因变量的滞后差分项来控制高阶序列相关。为了对常数项、时间趋势项及存在的单位根作检验，可根据参数α，β和γ是否为零的假设进行检验。方程中加入p个滞后项是为了使残差项εt成为白噪声序列。最优滞后长度p可根据AIC准则和SC准则确定，选择AIC和SC为最小的滞后阶数。由于ADF统计量的分布是非标准的，可用Mackonnon临界值进行判断。变量lnGDP，lnNM，lnFI序列的平稳性检验结果如表1所示。从表1中看出，虽然时间序列LGDP、LMN和LFI是非平稳的，但其一阶差分是平稳的，可以进一步判断协整关系和因果关系。

协整检验。时间序列回归前需检验各变量是否存在协整关系。从经济上而言，协整关系表明经济变量之间短期受随机扰动项影响可能偏离均值，但随着时间的推移将会回到均衡状态。本文是多元变量的检验，因此采用极大似然法（Johnansen＆Juseli玻酰螅1990）进行检验［10］。可以看出两种模式的金融服务对于GDP都存在着正效用，跨境交付模式的金融服务贸易每增长1单位，将带动GDP034单位的增长量，而商业存在模式的金融服务贸易每增长1单位，将显著带动GDP188单位的增长量。

Granger检验。由于协整检验仅仅是对变量是否存在长期均衡关系的检验，而因果关系还需以Granger（1969）的检验方法进行判断［11］。其基本思想是：变量x和y，如果x的变化引起了y的变化，x的变化应当发生在y的变化之前。即如果说“x是引起y变化的原因”，则在做y对其他变量的回归时，x的滞后值能显著地改进对y的预测，就认为x是y的Granger原因。根据AIC准则确定各变量滞后阶数为2，对变量进行Granger因果检验，结果如表2所示。从结果看，lnNM是lnGDP单向的Granger原因，lnNM是lnFI单向的Granger原因。

结论

我国金融服务贸易与经济增长在样本区间内是非平稳的，但变量的一阶差分是平稳的，它们之间存在长期均衡关系，各变量通过长期均衡关系相互影响。结合协整方程结果，金融服务贸易对经济增长具有正相关效应，跨境交付模式的金融服务贸易每增加1单位，将引起经济增长034单位的变化，而商业存在模式的金融服务贸易每增加1单位，将引起经济增长188单位的变化。跨境交付和商业存在模式的金融服务贸易、经济增长之间存在单向Granger因果关系。跨境交付模式的金融服务贸易是经济增长的单向原因，并且促进了商业存在模式的金融服务贸易的增长。

篇3：金融对科技创新的作用

技术创新无疑是推动经济增长的核心因素,而技术创新活动中两种最具决定性的投入要素是资金和人力资本,因而对资金获得便利和投资效率有着深刻影响的金融体系,必然对技术创新起着关键性的作用。一段时间以来,我国从各级部门到各微观经济主体对金融体系支持企业技术创新的重视度不够,导致我国存在企业技术创新研发投入不足以及科技成果转化率比较低的现象。目前,这一问题已经引起国家相关部门的高度重视,为此,国务院于2006年2月14日发布《实施<国家中长期科学和技术发展规划纲要(2006-2020年)>若干配套政策》,把金融支持列为发展高科技企业的十大内容之一,要求建立加速科技产业化的多层次资本市场体系,要求商业银行根据高新技术企业金融需求特点改善和加强对高新技术企业服务。可见,金融支持企业技术创新已成为新形势下我国经济发展的重要内容之一。

由于相关数据的缺乏,目前国内关于金融支持技术创新的实证研究相对缺乏,因此,侧重于实证研究是本文与以往研究的主要区别。理论上,不同的融资方式对企业技术创新的作用机理不同,金融在企业技术创新的不同阶段发挥作用的机理也不同,但是,限于数据的可得性,本文仅从企业技术创新的投入和产出入手,着手分析我国的金融发展对企业技术创新的作用效果。本文的创新之处在于在分析企业技术创新资金投入因素对企业技术创新的作用效果时,采用控制变量的方法对不同的资金投入来源进行分析,从而析出银行贷款和股市融资这两个反应金融发展水平的指标对企业技术创新的作用效果。

本文其他部分结构如下:第二部分是对相关的国内外文献的简短回顾;第三部分是实证研究理论模型的建立;第四部分是实证分析的过程及结果;第五部分是本文的结论。

2 国内外文献回顾

2.1 国外研究

国外学者较早就开始关注金融对于创新的作用。由于内容比较庞杂,分成三个层面加以阐述。第一层面,人们在研究金融发展对经济增长的作用时,发现创新活动是联系金融发展与经济增长的纽带。最早的研究见于美籍奥地利经济学家约瑟夫·熊彼特的成名之作《经济发展理论》(1912)[1],在这本书中,熊彼特强调技术对于企业发展从而对于经济增长的意义之后,继而强调了金融通过作用于企业的技术创新继而在经济增长中的重要性。熊彼特开创了金融对技术创新作用研究的先河。金和莱文(1993)[2]在其建立的内生增长模型中指出,金融中介在选择最有机会生产新产品和新过程的创新中发挥作用,从而影响GDP的增长。莱文、卢萨和拜克(2000)[3]的实证研究证实,金融对长期经济增长的贡献在于提高全要素生产率(即宏观意义上的技术进步),而不在于资本存量。第二层面,从金融功能的角度研究金融对技术创新的作用机理。包括从金融提供流动性、信息管理以及不同金融结构功能差异的角度的研究。1969年约翰·希克斯在其《经济史理论》[4]一书中强调了金融市场对企业技术创新的作用,他指出,新技术的应用,需要大量的投资于特定项目和高度非流动性的长期资本。在缺乏流动性强的金融市场的情况下,这是办不到的。在道格拉斯·戴蒙德和菲利普·迪威格(1983)的流动性模型中[5],对高回报项目投资的流动性风险创造了对流动性高、低回报项目投资的激励。莱文(1991)[6]从金融市场分担流动性风险的角度研究了金融市场对于企业技术创新的作用,认为个人通过在股票市场出售股份而不是从银行取款来缓解特异的流动性冲击,同时,股票市场也允许当事人通过证券组合来降低收益率不确定带来的风险。股票市场的这种双重保险功能促使人们更加愿意投资于流动性更差但高回报且更具生产性的项目,也避免了不必要的投资终止。如果非流动性项目有足够大的外部性,那么证券市场较强的流动性就会诱发稳定的技术创新。格林伍德和约万诺维奇(1990)[7]从金融机构信息作用的角度进行研究,认为风险技术的收益包括两个随即扰动项:总体冲击和项目特定冲击。拥有大量资产组合的金融中介可以完全化解总体生产率冲击,这样,就可以选取最适于当前所实现的冲击技术,从而使资本配置效率提高。艾伦和盖尔(1999)[8]从银行主导和市场主导的金融体系的功能差异入手,认为在信息分散且观点多变的技术创新阶段,两类金融体系的信息处理模式存在较大的差异,市场的优势主要体现于容许意见分歧,而中介的优势主要体现于信息成本的规模优势。当事前乐观的程度很小、意见分歧的程度很大时,中介可能就不会给技术融资,而市场则能够但当此项任务。所以艾伦和盖尔的一个关键结论是:不为人所知、因而意见分歧大的新技术更容易在市场导向结构中获得应用,银行导向结构更加擅长于比较成熟的技术。第三层面,金融发展对企业技术创新的实证研究。进入21世纪,尽管学者们一致认为金融发展在选择最好的技术创新从而促进GDP增长上发挥着关键机制,但是不知道金融发展对于企业技术创新的作用有多大,因而开始设计指标进行实证检验。Luigi Benfratello,Fabio Schiantarelli和Alessandro Sembenelli(2008)[9]以银行分支机构的密度为替代指标,用面板数据模型研究了意大利各省的银行发展水平对企业技术创新的作用程度。90年代中后期,新生的美国高科技企业经历了一次内外部股权供给的增加,这导致金融驱动的公司研发高潮,对此Gustav Martinsson(2009)[10]分别对英国和欧洲大陆高科技企业的研发设计了动态回归模型,发现两个样本中新注册的企业都具有显著的联动现金流效应。然而,只有英国的新企业呈现出类似的联动的外部股权效应。因而得出,在欧洲大陆,市场为主的金融体系优于银行为主的金融体系。Andrew Winton和Vijay Yerramilli(2008)[11]分析了初创企业如何在银行和风险投资之间进行融资选择的问题。

综上可以看出,国外学者对于金融之于企业技术创新的重要性与内在机理已经从多角度进行了一定程度的理论论证,近几年来实证研究也开始逐步开展。但是,与比较一致的理论结论相比,实证上出现了一些两可的结论。原因也许正如谈儒勇(2004)[12]所说,与从宏观层面研究金融相比,从微观层面研究金融的不可控因素更多(微观主体的数量多、个体间差异大、少数样本不具有代表性、数据获得比较困难等),更何况企业技术创新的影响因素更加的多样化。

2.2 国内研究

虽然国内对于技术创新的研究起步较早,但是关于金融支持技术创新的问题是到本世纪才开始引起我国经济理论界和管理层的重视。李建伟(2005)[13]研究了金融安排对于技术创新发展的作用机理与促进机制,并从实物期权理论的角度建立了技术创新运行机制的理论模型。殷剑峰(2006)[14]和王莉(2008)[15]均从金融结构的角度研究金融对技术创新的作用。其中,殷剑峰通过不同金融结构在技术长波中发挥作用的不同来说明金融结构对经济增长的作用,并得出了不同的金融结构在新技术的推广、传播与改进、成熟技术三个阶段发挥着不同的作用的结论。而王莉基于信息、风险和公司治理三个维度比较了两种金融结构促进微观、中观和宏观层面的创新活动的差异,并认为银行和市场在支持创新方面并没有绝对的优势差异,一国的创新和经济增长需要的是更加多元化的金融结构和更高的金融总体发展水平。贝政新(2008)[16]研究了高科技产业化中的融资问题,认为商业银行和证券市场在此过程中都应当发挥积极的作用,同时加大风险投资和创业板对高科技企业的资金支持。张景安(2008)[17]研究了风险投资在中小企业技术创新中的作用。丁涛、胡汉辉(2009)[18]通过科技创新金融支持的国际比较研究,对构建适合我国国情的科技创新金融支持安排进行了有益的探索。公衍照(2009)[19]从技术创新视角对我国金融体系的建设提出了相关建议。黄国平、孔欣欣(2009)[20]就金融促进科技创新的作用机制及其政策实践进行了探讨,认为应该从政策性制度安排、拓宽融资渠道,弥补筹资缺口、化解和规避创新风险等角度完善促进科技创新的金融支持体系。

综上可以看出,到目前为止,国内对金融支持企业技术创新问题的研究基本上是在借鉴国外研究成果的基础上,从国家、行业及企业三个层次展开的。研究内容主要包括:科技与金融结合推动技术创新机制研究;中小企业技术创新的支持研究;对高科技企业融资方式、融资机制、融资绩效及融资发展的研究;直接融资与间接融资关系研究;对风险投资模式、机制的研究;对二板市场的探讨等。整体上,关于金融对企业技术创新的研究到目前为止还没有形成系统的理论;研究方法上,理论角度的研究偏多,实证角度的研究匮乏。

3 理论模型设定

根据内生增长理论,技术创新是一种经济现象,其表现形式是一种产出。按照经济学的基本原理,一种产出至少应该包括人力与资金的投入,技术创新也不例外,因为任何一个技术创新都要在一定经费的支持下由创新者经过努力地思索、试验后才能取得。因而技术创新过程的生产函数可以用下面的式子来表示①:

T=f(L,F,A)

式(3-1)中,T代表技术创新产出;L代表技术创新过程中的人力投入;F代表技术创新过程中的资金投入;A表示影响技术创新的其他因素。

技术创新可以被视为一种相对特殊的生产,是知识成果的生产。资金投入是进行科技活动的基础,研发水平要获得迅速提高,就必须有强大的资金投入作保障,科技活动的财力投入是影响科研产出的主要因素之一。科技人员是科技创新的主力军,是开展科学技术活动的核心力量。因此,本文假设我国的技术创新产出函数与传统的物质生产领域的产出函数具有相似的形式,是物质生产函数在知识生产领域的延伸和扩展。目前常用的生产函数形式有C-D函数及其扩展形式、线性函数、CES函数等,最成熟的是C-D函数。本文即借鉴C-D函数的形式设定我国各地区的技术创新产出函数形式如下:

T=δLαFβ

根据我国实际情况,我国技术创新的资金投入主要来自三个方向:财政拨款、企业资金投入、金融体系的资金投入。其中来自金融体系的资金又包括三个方向:银行贷款、金融市场融资额、创业资本的投入。由于创业资本的地区数据获得比较困难,而且相对其他资金投入方式而言规模比较小,因而将其纳入ε,作为没有观测到的因素考虑。

综上所述,将技术创新的产出模型设定为:

T=δLαF1β1F2β2F3β3F4β4

其中,δ表示系数,L表示企业技术创新的人力资本投入,α表示人力资本投入产出的弹性系数,F1、F2、F3、F4分别表示银行贷款、企业自有资金、地方财政科技拨款以及股市融资等四种企业技术创新的资金投入方式,β1、β2、β3、β4分别表示上述四种资金投入方式的产出弹性系数。

谈儒勇(2004)认为,金融带给企业的重要方面的影响几乎都体现在它们之间所建立和维持的融资关系上。因而此处的银行贷款额与股市融资额分别代表了我国金融中介和股票市场的发展水平,这两个指标对于企业技术创新产出的作用效果也代表了我国金融发展水平对于企业技术创新的作用效果。

4 实证检验与分析

4.1 样本选择与说明

本文旨在研究我国金融发展状况对我国企业技术创新的作用效果。由于各省的科技活动人员数据到了2000年才有统计数据,故以2000年至2007年我国31个省市的面板数据为样本,选择高技术企业规模以上产值(CZ)为我国企业技术创新产出的代理变量,以各省科技活动人员(L)作为企业技术创新的人力投入,以金融机构本外币贷款余额(DK)作为银行贷款对企业技术创新资金支持的代理变量,以各省工业增加值(GVI)作为企业自身对技术创新资金投入的代理变量,以地方财政科技拨款(BK)作为政府财政对企业技术创新资金支持的代理变量,以各省的股市融资额②(GP)作为我国股票市场对企业技术创新资金支持的代理变量。各省的高技术企业规模以上产值、科技活动人员、工业增加值、地方财政科技拨款数据来源于中国科技统计网站(http://www.sts.org.cn/),各省金融机构本外币贷款余额数据来自各省的统计局网站,各省股票融资额数据从大智慧行情网站的数据整理而得。相关变量的描述性统计见表1。从表1可以看出,数据表现出较大的地区差异性。

这样,上述理论模型转变为:

CZ=δLαDKβ1GVIβ2BKβ3GPβ4

在对该模型进行参数估计时,我们具体采用了对数模型进行回归,即

LCZ=δ+αLL+β1LDK+β2LGVI+β3LBK+β4LGP+ε

其中,δ 、α、β1、β2、β3、β4均为待估参数,ε表示其它没有观测到的影响技术创新产出的因素。采用对数模型进行回归的方法主要是由于解释变量前的系数表示的就是弹性的概念,便于经验结果的比较。

由于样本数据的地区差异很大,本文选择个体固定效应模型对待估参数进行估计。个体固定效应模型的一般形式表示如下:

$y{}_{it}=\alpha +\alpha {}_i^{*}+{\displaystyle \sum _{k=1}^{{\rm K}}\beta }{}_{k}x{}_{kit}+\mu {}_{it}$

其中,i=1,2,…,N,表示N个个体;t=1,2,…T,表示已知的T个时点。yit是被解释变量对个体i在t时的观测值;α是不随个体变化的未包括在被解释变量中或不可观测的确定性变量的效应;α*i是只随个体变化的未包括在被解释变量中或不可观测的确定性变量的效应,即各城市差异性影响因素的作用效果或贡献度;xkit是第k个非随机解释变量对于个体i在t时的观测值;βk是待估计的参数;μit是随机误差项。

通过对变量的相关性进行分析,发现各省金融机构本外币贷款余额与各省的工业增加值、财政科技拨款相关性很高(相关系数分别达到0.5418、0.6284),各省的工业增加值与财政科技拨款的相关性也很高(相关系数达到1.0748),各省的科技活动人员与金融机构本外币贷款余额、工业增加值、财政科技拨款有一定的相关性(相关系数分别达0.2938、0.1813、0.2231)。实证分析时,对这些相关性很高的变量进行控制是十分必要的。

由于本文旨在研究我国金融发展状况对企业技术创新的作用效果,而金融发展主要从技术创新的资金投入角度发挥作用,因而在做实证分析时,对于人力投入变量(LL)一直保留,而对涉及技术创新资金投入的四个来源分别加以控制。实证结果如表2所示。

4.2 实证结果分析

表2为在控制企业技术创新资金投入不同来源情况下的跨地区实证结果。其中,1至8分别代表在控制了不同变量的情况下的回归方程。在这8个回归方程中,方程1至4分别表示企业技术创新的资金投入分别源于银行贷款、企业自身投资、财政科技拨款和股市融资。从方程4可以看出,将股市融资额作为单一企业技术创新资金来源时,相关系数非常低(仅为0.01),未通过t检验(t值仅为0.4833);方程调整的R2最低(为0.9546),说明此时方程的拟合优度比较低;而方程的残差平方和最大(为24.3466),说明有比较多的因素未考虑到,都放到余值里了。从方程1至方程3可以看出,当分别只考虑银行贷款、企业投资、财政科技拨款作为企业技术创新资金投入的单一来源时,相关系数均比较显著,且均通过了t检验,方程的拟合优度比较高,方程的残差平方和比较低。

由于银行贷款对企业技术创新的作用非常大(相关系数达到1.1979),所以在方程5至方程8中,在考虑银行贷款的基础上再分别加入其他的资金来源,从方程5至方程7可以看出方程的拟合优度得以提高,方程的残差平方和得以降低,但是方程8在加入股票融资来源后,股票融资的相关系数变为负数,方程的拟合优度有所下降(调整的R2从0.9929降为0.9916),说明股市融资不能成为企业技术创新的一个很好的资金来源。

注:[]内为对应系数的t统计量。

5 结论

本文针对我国31个省市2000年至2007年的面板数据,运用个体固定效应模型对我国各地区的金融发展状况对企业技术创新的作用效果进行了实证研究,通过研究得出如下结论:

第一,我国金融机构(主要为商业银行)的贷款对企业技术创新发挥着很重要的作用。实证结果可以看出,不管是在控制还是不控制企业技术创新资金投入其他来源的情况下,金融机构贷款对企业技术创新的产出的作用效果都比较显著。原因在于商业银行对于风险贷款一般持特别慎重的态度,因而商业银行愿意向大企业提供贷款。而本文选取的代表企业技术创新产出的指标为规模以上的高科技企业的产值,这个阶段的高科技企业一般处于成长期或成熟期,技术风险和市场风险相对减少了很多,因而商业银行愿意向其提供贷款以满足其资金需求。该实证结果还表明,商业银行在较大风险范围内为技术创新企业提供资金支持,能够为技术创新企业提供更为有利的融资环境,从而更好地促进企业的技术创新。还应看到,由于我国的银行业市场结构集中度比较高,即大银行比较多,小银行比较少,而大银行在为中小企业提供融资服务时,信息与防线控制成本比较高,所以往往忽视对中小企业的贷款,而技术创新型中小企业从银行获得贷款的难度更大,因此应该加大中小型商业银行的建立。

第二,我国股票市场的融资对企业的技术创新发挥的作用极其有限。实证结果可以看出,我国股票市场的融资对于企业技术创新的作用非常小(相关系数为0.0122),原因在于:一方面,我国目前还是中介主导型的金融结构体系,商业银行在我国是资金融通的主力军,股市融资占比比较小;第二,我国股票市场的分层体系过于单一,无法满足技术创新企业的大量资金需求。我国股票市场一直以来只有主板市场,到了2004年才在主板之下成立了中小企业板。主板市场主要为大型国有企业提供上市融资服务,而处于技术创新主力军的广大的中小企业无法达到上市的资格。但是,从国外技术创新企业的成功融资经验来看,必须要有股票市场的积极参与才有企业技术创新的不断繁荣。为此,我国必须加速建立为技术创新企业提供资金服务的多层次资本市场体系,即:为大型高科技企业提供资金支持的主板市场、为成熟期中小科技企业提供资金支持的中小板市场、为高成长新型企业提供资金支持的创业板市场、为未上市科技企业提供资金支持的场外交易市场即创业投资基金③。

第三,企业自主的资金投入也是企业技术创新的重要来源。根据科学技术部的统计资料,在研发资金的投入结构中,企业自有资金的投入一直占60%的比重。在知识经济时代,产品更新换代的速度更快,企业竞争加剧,因而企业有了一定的经营利润之后,迫于竞争压力都愿意加大对技术创新的投入,以使自己在未来的市场竞争之中能立于不败之地。

第四,政府的财政科技拨款是企业技术创新资金投入的重要补充。不管是金融体系的资金支持还是企业自有资金的投入,主要都是一种商业利润指导下的资金投入。而政府的财政拨款可以起到引导技术创新发展方向的作用。而且对于投入大、产出效益低、但是社会效益大的科技项目,政府的财政拨款具有无可替代的作用。

摘要：通过个体固定效应模型并采用对相关变量进行控制的做法,对我国31个省市2000年至2007年反应企业技术创新投入和产出的数据进行研究,结果表明:我国银行贷款规模对企业技术创新的支持效果比较明显,而股票市场的融资对企业技术创新作用效果非常有限。因而要一方面继续加大银行贷款对企业技术创新的支持力度,另一方面要加速建设我国的多层次资本市场体系,发挥资本市场对企业技术创新应有的作用。

篇4：金融对科技创新的作用

关键词：科技金融 技术创新效率 数据包络法（DEA） 实证分析

一、引言

技术创新是一国经济持续增长的内在动力。现如今各国都把推动技术创新作为提升本国综合国力和核心竞争力的战略手段。然而技术创新本身具有高投入、高风险的特点，其顺利进行需要一个外部支持体系为其保驾护航。虽然有众多外部因素能影响技术创新的各个过程，但能为其融通资金、化解风险的科技金融体系无疑占据重要位置。鉴于科技金融资源的有限性，科技金融体系的运行效率就显得尤为重要。若运行效率低下，对技术创新的支持也就缺乏可持续性。因此，如何合理配置有限的科技金融资源，提升科技金融体系自身的运行效率进而提高技术创新效率是一个至关重要的问题。

二、技术创新效率测度方法选取

国内外学者使用较多的技术创新效率测度方法包括随机前沿分析法（SFA）和数据包络分析法（DEA）。与随机前沿分析法（SFA）相比，数据包络分析法（DEA）不需要事先人为假定生产前沿函数的具体形式，并且相比于SFA局限于对单产出多投入的系统效率测算，DEA尤其适合多产出多投入的复杂系统的效率测算。因此本文利用数据包络分析法（DEA），并选取其中规模报酬不变的C2R模型，对我国各省、直辖市、自治区的技术创新效率值进行测算与分析。

三、指标选取和数据来源

研究技术创新效率，主要基于投入产出的角度来构建指标评价体系。根据以往的研究文献，一般选取科技经费投入和科技人力投入作为技术创新活动的投入指标（池仁勇等，2004；黄鲁成等，2006），故本文选取科技经费内部支出额作为科技财力投入指标，选取科技活动人员和研发人员全时当量作为科技人力投入指标。由于技术创新活动的复杂性，创新产出也并非单一指标能够衡量，本文在借鉴相关文献（白俊红等，2009；李燕萍等；2011）的研究基础上，选取专利申请授权数、新产品产值、各地区技术市场成交额以及国际论文发表数作为技术创新活动的产出指标。

上述各数据均来源于各年《中国科技统计年鉴》和《中国高技术产业统计年鉴》。为了剔除价格影响因素，对新产品产值、技术市场成交额用工业品出厂价格指数进行平减；对科技经费内部支出额用CPI指数进行平减。各年相应价格指数来源于《中国统计年鉴》。

四、我国各省市技术创新效率的测算与比较分析

本文选用数据包络分析法（DEA）中的C2R模型，利用DEAP2.1软件对我国22个省、直辖市、自治区2005年—2008年技术创新投入产出的数据进行测算，测算结果如表（5—6）所示。

比较各省市的具体效率情况可以看出，技术创新效率较高的地区有北京、天津、上海、浙江、广东、海南、重庆、湖南、湖北等，大部分集中在东部沿海地区。究其原因，与国家政策和区域经济发展水平有关。此外，2005年至2008年一直保持DEA相对效率值为1的省市有4个，分别是北京、天津、上海和浙江。说明这4个省市为DEA有效，即处于效率前沿面，其技术创新达到了最优配置。技术创新效率较低的地区有河北、山西、江西、四川、贵州、云南、新疆等，大部分集中在中西部地区。

五、科技金融对技术创新的作用效率研究

（一）变量选择

根据上文DEA测算出的技术创新效率值为被解释变量。鉴于科技金融的研究主题，选用科技金融体系中政策性科技投入、金融机构科技贷款与创业风险投资的相关比例指标作为解释变量，再以科技活动人力投入、外商直接投资、企业规模、出口导向相应指标作为控制变量，构建模型来研究科技金融对技术创新的作用效率。具体指标解释如下。

1、技术创新效率变量。将上文采用数据包络法（DEA）测算得出的技术创新效率值（Tec）作为被解释变量。

2、科技金融变量。分别选取政策性科技投入指标（COV）、金融机构科技贷款指标（BANK）、创业风险投资指标（VC）作为科技金融的代理变量。其中政策性科技投入指标（COV）以地方财政科技拨款占地方财政支出的比重表示；金融机构科技贷款指标（（BANK）以金融机构科技贷款占科技经费筹集总额的比重表示；创业风险投资指标（VC）以各地区创业投资额占地区GDP的比重表示。

3、控制变量。基于国内外相关文献的研究基础，本文选取外商直接投资、科技人力投入、企业规模、出口导向的相关指标作为控制变量。其中外商直接投资指标（FDI）以各地区外商直接投资实际利用额占地区GDP的比重来表示；科技人力投入指标（HUM）以各地区科学家和工程师数占科技活动人员总数的比重来表示；企业规模指标（SIZE）以大型高技术企业总产值占行业总产值的比重来表示；出口导向指标（EXP）：以高技术产业出口交货值占地区GDP的比重来表示。

（二）数据来源

上述各变量来源于各年《中国科技统计年鉴》、《中国高技术产业统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《对外贸易经济年鉴》、清科数据库和CVsource数据库。

（三）模型设定

本文将科技金融的作用效率模型设定为如下形式：

（四）估计结果

本文以2005年—2008年22个省、市、直辖市的面板数据为基础，研究科技金融对技术创新的作用效率。基于EVIEWS6.0分别选用固定效应估计法和随机效应估计法对基本模型进行估计分析。通过Hausman检验判断选取固定效应模型或随机效应模型。若Hausman检验得到的p值小于1%、5%、10%，则在1%、5%、10%的显著水平下拒绝原随机效应模型的假设，进而选择固定效应模型。估计结果见表（5—1）。

注：（1）*、**、***分别代表在10%、5%、1%显著水平下显著；圆括号内数字为t值；（2）FE和RE分别表示固定效应和随机效应的Panel Date模型；（3）对固定效应模型采用截面加权法（cross—section Weights）进行估计。

从实证结果来看，科技金融的相关比例指标（财政科技拨款/地方财政支出、科技贷款/科技经费筹集总额、创业风险投资/地区GDP）以及所选取的控制变量都有比较好的解释力，下面本文将对上述主要科技金融解释变量以及相关控制变量的解释力作具体分析。

1、科技金融对技术创新效率的影响

（1）财政科技拨款/地方财政支出（COV）：财政科技拨款/地方财政支出（COV）的系数为0.027，且以10%的水平通过显著性检验。即保持其他控制变量不变，COV每增长1%，技术创新效率（Tec）将提高0.027%，这表明提高财政科技拨款占地方财政支出的比重将有效提高我国的技术创新效率。说明政府部门的政策性科技投入是高技术产业技术创新活动顺利进行和创新效率提高的关键因素。政策性科技投入不仅可以改善技术创新活动的市场失灵现象，有效弥补创新项目在基础研究阶段的投入资金不足，还可以带动整个国家的创新研发投入。除此之外，政府可以凭借对经济形势和经济发展方向的信息优势，引导科技资源投向最需要的创新领域从而提高技术创新效率。

（2）金融机构科技贷款/科技经费筹集总额（BANK）；金融机构科技贷款/科技经费筹集总额（BANK）的系数为0.001，均未通过显著性水平检验。说明科技贷款对技术创新效率的解释力均不足，即增加科技贷款的投入并不能有效地提高技术创新效率。本文将其原因归结如下：一方面，科技贷款供给过多会造成高技术产业的过度投资，从而引起资源浪费和配置低效；另一方面，由于目前信用制度的不完善以及缺乏有效担保，往往无法保证科技贷款的使用方向和作用效果，这也在一定程度上降低了科技贷款的使用效率。

（3）创业风险投资额/地区GDP（VC）；创业风险投资额/地区GDP（VC）的系数为—0.062，且以1%的水平通过显著性检验。这一研究结果出乎一般预想，并且与大力发展创业风险投资促进技术创新的初衷不符，也对当前部分地区高速扩展风险投资事业敲响了警钟。本文认为，除了风险资本退出渠道不畅和投资机构自身的短视投资行为外，风险投资市场的高度波动性也是造成抑制高技术企业技术创新效率的重要原因。在风险投资市场高涨阶段，风险资本过于充沛往往会大大超过技术创新项目的实际融资需求，产生过多风险资本追逐有限创新项目的局面，造成资源浪费；而在风险投资市场低迷阶段，由于风险资金的供给缺乏，会使一些技术创新项目由于无法满足融资需求而被迫退出创新市场，造成技术创新市场竞争者大量减少，创新势气减弱影响技术创新效率。

2、控制变量对技术创新效率的影响

（1）外商直接投资实际利用额（FDI）：外商直接投资实际利用额/地区GDP（FDI）的系数为—0.027，且以1%的显著水平通过显著性检验。结果表明引入外资对技术创新效率的抑制作用十分明显。一方面，外资的大规模渗透和控制产生挤出效应，大大缩小了国内创新企业的市场空间；另一方面，创新企业对于先进技术并不能很好地消化吸收，反而产生严重技术依赖，削弱创新能力和创新效率。

（2）科技人力资本（HUM）：科学家与工程师数/科技活动人员总数（HUM）这一指标系数为0.834，且以5%的显著水平通过显著性检验。这也进一步说明了技术创新能力的培养和效率的提高切实需要高层次研发创新人才的支持。

（3）企业规模（SIZE）：大型高技术企业总产值/行业总产值（SIZE）这一指标系数为0.047，且以1%的显著水平通过显著性检验。即平均企业规模的扩大会显著提高创新效率。这也说明我国高技术产业存在规模经济。

（4）出口导向（EXP）：本文用高技术产业出口交货值/地区GDP（EXP）这一指标代表出口导向度。研究发现，EXP的系数为正，但并没有通过显著性检验。说明高技术产业出口导向度的提高对技术创新效率的促进作用并不明显。究其原因，由于目前我国高技术产业对引入外资的消化吸收能力不足，使得出口产品中多数是加工贸易产品（商务部相关数据），因此出口导向度的提高主要依靠的是对先进技术的简单模仿或复制，故该指标上升不能对技术创新效率产生显著的正向溢出效应。

六、结论与政策建议

本文采用数据包络分析法（DEA），就科技金融对技术创新的作用效率进行实证研究。研究结果表明，政策性科技投入对技术创新效率存在显著的促进作用；金融机构科技贷款对技术创新效率有正向作用但解释力并不显著；创业风险资本对技术创新效率有显著的抑制作用。

基于上述研究结果，政策建议如下：

完善相关财税激励政策。广义上的财政科技投入包括各种间接补助，如税收优惠、财政贴息、贷款担保等。但就目前我国的情况来看，除税收优惠政策已形成一定系统外，其余的间接性质的政策支持均未形成自身体系。因此，政府部门应尽快制定相关财税激励政策，合理利用税收返还、财政贴息、担保、政府采购等方式加大对高技术企业技术创新的扶持力度。

优化科技贷款投向。应鼓励金融机构组织专业信贷人员组成团队，专门负责科技贷款业务。金融机构应切实制定一套适用于技术创新项目的审贷标准、风险评估方法及内部控制制度，提高优质创新项目的筛选能力，避免科技贷款的过度投放，并完善全程监督机制，保证科技贷款的正确投向及合理使用。

建立创业风险投资的法律体系。目前，我国尚缺乏专门针对风险投资的相关法律法规，严重阻碍了风险资本的作用发挥。因此，应借鉴发达国家的相关经验，从完善股份制、中小科技企业技术创新、知识产权、高新技术产业投资、创业投资运作的相关法律法规入手，逐步建立适用于我国的创业风险投资法律体系。

参考文献：

（1）白俊红， 江可申. 应用随机前沿模型测评中国区域研发创新效率[J]. 管理世界， 2009， （10）： 18—25.

（2）白俊红， 江可申， 李婧. 区域创新效率的环境影响因素分析—基于DEA—tobit两步法的实证检验[J]. 研究与发展管理， 2009， 21（2）： 98—102.

（3）池仁勇， 唐根年. 基于投入与绩效评价的区域技术创新效率研究[J]. 科研管理， 2004， （7）： 23—27.

（4）武巧珍. 风险投资支持高新技术产业自主创新的路径分析[J]. 管理世界， 2009， （7）： 14—19.

篇5：论金融创新对国际金融法的影响

论金融创新对国际金融法的影响

作者：刘 丰

来源：《沿海企业与科技》2005年第05期

[摘要]金融创新是指从20世纪六七十年代西方国家放松金融管制以来，金融领域内各种要素重新组合和创造性变革所产生的新事物。金融创新给国际金融法带来了一系列重大影响：它拓宽了国际金融法的调整范围，促成了国际金融法政策取向的转变，增强了国际金融法规则的科技含量和市场导向性，促进了各国金融法制的统一化和协调化，也导致了国际金融监管制度的重构。

[关键词]金融创新；金融法制；金融监管；国际金融法

[中图分类号]F830

篇6：金融对科技创新的作用

中国经济行至年中，出口增速下滑、PPI继续回落等提醒我们当前实体经济发展中面临一些困难与挑战。如何进行积极应对？6月19日，国务院总理李克强主持召开国务院常务会议，重点研究部署金融支持经济结构调整和转型升级的政策措施，努力发挥金融“引擎”对中国经济转型升级的助推作用。

众所周知，服务实体经济是金融的本质任务和需求，没有实体经济的发展，金融也会像无源之水。但支持经济结构调整和转型升级，并不等于货币政策要从稳健走向宽松。因为当前我国货币存量仍然居高不下，1-5月，我国社会融资总额超过9万亿元，已占2012年全年16万亿的56%。目前存在的信贷质量下降、资金周转率低的问题应引起我们的注意，如果不能通过深化改革提高效率，不仅会影响经济转型升级，而且可能成为金融风险发生的隐患。因此，要千方百计盘活存量、发挥好增量资金的作用。

我们欣喜地看到，国务院常务会提出“金融支持经济结构调整和转型升级政策措施”的八项要求，正是力图破解当前中国经济的若干难点。

比如，如何有效引导信贷资金支持实体经济?核心就是要按照有保有压、有扶有控的原则，进一步推动利率市场化改革，发挥市场配置资源的基础性作用。通过实施停贷、发放并购贷等措施，将有可能充分发挥金融差别化信贷的杠杆作用，有效的促进产能过剩企业兼并重组，淘汰产能落后并且严重过剩的企业，进一步引导产业结构调整和转型升级。

比如，“三农”与小微企业融资难的困局如何有效突破?“三农”问题关系社会经济各个方面，小微企业是中国最具创新活力的“经济细胞”，提供了85%的城乡就业岗位。然而，长期以来，由于信用缺失、信息不对称、金融业自身的“逐利”冲动等原因，融资难题一直掣肘“三农”和小微企业发展。贯彻落实国务院常务会议提出的“两个不低于”，加大信贷倾斜，加强小贷公司、融资性担保公司监管，降低企业融资成本，这既是企业本身的诉求，也是中国经济进一步发展的诉求。

当然，我们应当清醒地认识到，面对诸多亟待破解的经济难题，相关配套的一揽子金融改革不能一蹴而就，但也不能停，只有一步步走，只要对稳增长好，对市场预期好，对调动群众的信心好，循序渐进不停调结构，就能有预期的效果。