【文章內(nèi)容簡介】 Fosfuri,2000。Yang amp。 Maskus,2001。 Markusen, 2001)，但另一方面，它也可能抑制了后發(fā)國對國外技術(shù)的吸收與模仿(Helpman,1993。 Glass amp。 Saggi,2002)。證券化水平(SEC)，用股票總市值與名義GDP之比表示。盡管中國金融體系是銀行導(dǎo)向型的，但在實證分析時忽略資本市場對技術(shù)進步的影響是不明智的。很多文獻認(rèn)為，資本市場較金融中介更適合高創(chuàng)新、高風(fēng)險的投資項目(Allen,1993。Boot amp。 Thakor,1997。 Morck amp。 Nakamura,1999)。（二）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計大多數(shù)省份私營企業(yè)及個體貸款數(shù)據(jù)都是從2002年開始公布，因此本實證采用20022006年中國大陸省級面板數(shù)據(jù)。由于數(shù)據(jù)獲取困難，樣本不含西藏自治區(qū)。私營企業(yè)及個體貸款數(shù)據(jù)來自《金融統(tǒng)計與分析》各期；科技經(jīng)費內(nèi)部支出、專利授權(quán)數(shù)量及其科技活動人員人數(shù)來自各年《中國科技統(tǒng)計年鑒》；大專以上文化程度從業(yè)人員占從業(yè)人員總?cè)藬?shù)的比重根據(jù)各年《中國勞動統(tǒng)計年鑒》及其國研網(wǎng)數(shù)據(jù)中心專題數(shù)據(jù)庫整理；專利執(zhí)法累計結(jié)案數(shù)與累計立案數(shù)來自各年《中國知識產(chǎn)權(quán)年鑒》；外商直接投資實際利用額與名義GDP來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》；股票總市值來自Wind資訊庫。相關(guān)變量描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。表1 變量描述性統(tǒng)計變量（單位）觀測值個數(shù)均 值標(biāo)準(zhǔn)差最小值最大值TIE(%)150PAT(項/萬人)150PER(‰)150HUM(%)150FDI(美元/元)150LAW150SEC150（三）估計結(jié)果，分別采用固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)估計法對模型進行估計，其結(jié)果見表2。表2 估計結(jié)果logTIElogPAT固定效應(yīng)隨機效應(yīng)固定效應(yīng)隨機效應(yīng)PER***()[]***()[]**()[]***()[]HUM()[]**()[]***()[]***()[]FDI***()[]*()[]*()[]()[]LAW()[]()[]()[]()SEC()[]()[]()[]*()[]截距項**()[]()[]***()[]***()[]Hausman檢驗 Prob= Prob =非觀測效應(yīng)F檢驗F(29,115)= Prob=F(29,115)= Prob =序列相關(guān)Wooldridge檢驗F(1,29)= Prob =F(1,29)= Prob =組間異方差修正Wald檢驗 Prob = Prob =注：*、**與***分別代表在10%、5%與1%顯著水平下顯著。圓括號內(nèi)數(shù)字是通常的標(biāo)準(zhǔn)誤，方括號內(nèi)數(shù)字是組間異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。各估計系數(shù)的顯著性推斷均在組間異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下進行。Hausman檢驗表明采用固定效應(yīng)法對模型進行估計是恰當(dāng)?shù)?；非觀測效應(yīng)F檢驗表明省份效應(yīng)十分顯著?？紤]到特異性誤差項可能并不滿足標(biāo)準(zhǔn)假定，因此本文進行了序列相關(guān)及其組間(groupwise)異方差檢驗。序列相關(guān)Wooldridge檢驗(Drukker,2003)提供了支持誤差項是一階自相關(guān)的強烈證據(jù)；以省份為分組標(biāo)準(zhǔn)，修正Wald檢驗(Greene,2000)提供了支持誤差項是組間異方差的強烈證據(jù)。在特異性誤差是序列相關(guān)的情況下，通常的標(biāo)準(zhǔn)誤是有偏的，而組間異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤在這種情況下仍然是對標(biāo)準(zhǔn)誤的一個一致估計(Drukker,2003)。因此，我們對各估計系數(shù)的顯著性推斷基于組間異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。本文余下的討論均依據(jù)固定效應(yīng)估計結(jié)果。無論是以logTIE還是以logPAT為因變量，PER的系數(shù)都在1%的顯著水平下顯著。具體來說，保持其他控制變量不變，PER每提高一個單位(千分之一)，%，%。這個實證結(jié)果與張軍、金煜(2005) 以及Guariglia amp。 Poncet(2006)相一致?；谠搶嵶C結(jié)果，按照內(nèi)生經(jīng)濟增長理論中的新熊彼特增長模型(King amp。 Levine,1993。Aghion amp。 Howitt,1998)，我們能夠進一步地推斷，中國金融中介發(fā)展促進了長期經(jīng)濟增長。接下來考察其他控制變量的表現(xiàn)。HUM其符號均符合預(yù)期，但只對logPAT有顯著影響。FDI其符號均為負(fù)，且至少在10%的顯著水平下顯著，這有點出乎意料 很多文獻認(rèn)為外資流入中國產(chǎn)生了顯著的溢出效應(yīng)，參見張海洋(2005)。，但這與包群、賴明勇(2002)王春法(2004)、董書禮(2004)相一致。他們認(rèn)為，大量外資流入使得國內(nèi)自主研發(fā)和創(chuàng)新能力的提高進展緩慢，形成了嚴(yán)重的技術(shù)依賴，中國通過吸引外資推動本國工業(yè)的技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)成長的策略成效不彰。LAW其符號均為負(fù)，但皆不顯著。這個結(jié)果或許印證了發(fā)展中國家的專利保護對技術(shù)進步的作用具有兩面性的觀點。SEC其符號均為負(fù)，且在以logPAT為因變量的模型中達到了10%的顯著水平。一方面，如Bencivenga, et al.(1995)所認(rèn)為，資本市場的發(fā)展或許改變儲蓄組合，使一部分儲蓄由新技術(shù)投資轉(zhuǎn)向金融資產(chǎn)，從而造成對技術(shù)進步的負(fù)面作用。另一方面，這個結(jié)果印證了Durnev,et al.(2004) 及其 Allen,et al.,(2007) 的判斷，他們指出，中國股票市場在資源配置上的作用十分有限并且效率低下。四、結(jié)論辨識金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的作用機制不僅具有重要的理論意義，而且有助于政策制定者設(shè)計有效的政策來推動經(jīng)濟增長 (Levine,et al.,2000)。根據(jù)內(nèi)生經(jīng)濟增長理論中的新熊彼特增長模型，金融發(fā)展能夠促進技術(shù)進步從而推動長期經(jīng)濟增長。利用中國大陸省級面板數(shù)據(jù)，本文對金融中介發(fā)展與技術(shù)進步的關(guān)系進行了實證檢驗。基于對銀行信貸決策自主化程度的考慮，本文選擇以私營企業(yè)及個體貸款占貸款總額的比例這個指標(biāo)來度量金融中介發(fā)展水平。以科技經(jīng)費內(nèi)部支出占名義GDP的比例及其科技活動人員人均專利授權(quán)數(shù)量這兩個指標(biāo)作為技術(shù)進步的代理變量，本文發(fā)現(xiàn)，在控制了人力資本、外商直接投資、專利保護水平以及證券化水平之后，金融中介發(fā)展水平對技術(shù)進步具有非常顯著的正向解釋力。本文的發(fā)現(xiàn)表明，在經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)變?yōu)榧夹g(shù)進步推動型的過程中，促進金融中介發(fā)展具有十分重要的意義。從私營企業(yè)及個體貸款占貸款總額的比例這個指標(biāo)來看，最近幾年來，中國在銀行部門的金融深化進程取得了一定的進展。我們也注意到，沿海與內(nèi)陸地區(qū)在金融中介發(fā)展水平上的差異有縮小的態(tài)勢，盡管態(tài)勢顯得比較微弱，但畢竟這是一個可喜的變化。參考文獻：張軍、金煜，2005：《中國的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢測：19872001》，《經(jīng)濟研究》第11期，3445。張軍，2006：《中國的信貸增長為什么對經(jīng)濟增長影響不顯著》，《學(xué)術(shù)月刊》第7期，6975。舒元、才國偉，2007：《我國省際技術(shù)進步及其空間擴散分析》，《經(jīng)濟研究》第6期，106117。劉明志，2001：《中國的M2/GDP(1980—2000)：趨勢、水平和影響因素》，《經(jīng)濟研究》第2期，312。張海洋，2005：《Ramp。D兩面性、外資活動與中國工業(yè)生產(chǎn)率增長》，《經(jīng)濟研究》第5期，107117。吳延兵，2006，《Ramp。D與生產(chǎn)率——基于中國制造業(yè)的實證研究》，《經(jīng)濟研究》第11期，6069。韓廷春，2001：《金融發(fā)展與經(jīng)濟增長：經(jīng)驗?zāi)Ｐ团c政策分析》，《世界經(jīng)濟》第5期，39。余永定，2002：《M2/GDP的動態(tài)增長路徑》，《世界經(jīng)濟》第12期，313。李賓、曾志雄，2009：《中國全要素生產(chǎn)率變動的再測算：1978－2007》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》第5期，114。胡祖六，2004：《關(guān)于中國引進外資的三大問題》，《國際經(jīng)濟評論》第34期，2428。王春法，2004：《FDI與內(nèi)生技術(shù)能力培育》，《國際經(jīng)濟評論》第34期，1922。吳玉鳴，2006：《空間計量經(jīng)濟模型在省域研發(fā)與創(chuàng)新中的應(yīng)用研究》，《數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究》第5期，7284。林毅夫、李志赟，2003：《中國的國有企業(yè)與金融體制改革》。董書禮，2004：《以市場換技術(shù)戰(zhàn)略成效不佳的原因辨析及我國的對策》，商務(wù)部重點軟科學(xué)研究課題《我國加入WTO后的技術(shù)引進對策研究》研究報告。包群、賴明勇，2002：中國外商直接投資與技術(shù)進步的實證研究，《經(jīng)濟評論》第6期：6371。Aghion,P.,and Howitt,P.,1992,A Model of Growth through Creative Destruetion.,Econometrica,60:323351.Aghion ,P. and Howitt ,P