科技與金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生產(chǎn)力進(jìn)步的重要因素，金融與科技的緊密結(jié)合成了當(dāng)今的時(shí)代課題。從國際科技發(fā)展歷程上看，金融發(fā)展都顯示出了對科技創(chuàng)新的巨大推動力。中小型高科技企業(yè)是依靠高科技及其研發(fā)成果進(jìn)行生產(chǎn)和服務(wù)的部門（Allen，1992）[1]，如通信、IT、計(jì)算機(jī)、生物技術(shù)、電力和醫(yī)藥生物等企業(yè)，是促進(jìn)創(chuàng)新、擴(kuò)大就業(yè)和經(jīng)濟(jì)增長的主體。

　　摘要：科技和金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要構(gòu)成要素。分別選取政策性科技金融和金融機(jī)構(gòu)科技貸款表示科技金融指標(biāo)，構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ�，并�?999—2011年大連相關(guān)數(shù)據(jù)對二者的關(guān)系檢驗(yàn)。結(jié)果表明，中小高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展約13%可以歸因于政策性科技金融，約56%歸于高層次科技人員的投入，但是金融機(jī)構(gòu)科技貸款的波動不利于中小高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展。在因果關(guān)系上，只存在金融機(jī)構(gòu)科技貸款與中小型高科技企業(yè)發(fā)展的單方向Granger因果關(guān)系。

　　關(guān)鍵詞：科技金融,中小高新技術(shù)企業(yè),科技貸款波動,大連

　　一、引言

　　科技企業(yè)其科技項(xiàng)目的培育到產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的每一個(gè)環(huán)節(jié)都需要不斷放大的金融支持，否則將失去競爭優(yōu)勢。而金融由于具有價(jià)值創(chuàng)造、流動性創(chuàng)造、風(fēng)險(xiǎn)分散、價(jià)格發(fā)現(xiàn)、信息生產(chǎn)和公司治理等功能（Allen&Gale，2000）[2]，因此，在社會資源的配置與再分配中起著重要的作用，并推動企業(yè)成長與產(chǎn)業(yè)的發(fā)展�？萍己徒鹑诘娜诤鲜峭苿赢a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和創(chuàng)新建設(shè)的重要?jiǎng)恿Α?/p>

　　二、文獻(xiàn)綜述

　　從現(xiàn)有文獻(xiàn)看，國外由于市場發(fā)達(dá)，科技與金融結(jié)合發(fā)展較好，并沒有“科技金融”一詞，較為接近的概念是“技術(shù)資本”，主要集中于金融對技術(shù)進(jìn)步作用的相關(guān)研究。較早的如Schumpeter（1911）論證了貨幣、信貸和利息等金融變量對自主創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要影響，金融機(jī)構(gòu)可以提供給那些經(jīng)過甄別的最具有研發(fā)能力的企業(yè)，從而促進(jìn)科技創(chuàng)新[3]。Hicks（1996）指出工業(yè)革命時(shí)期，非流動長期資本是新技術(shù)創(chuàng)新和應(yīng)用的前提，而金融市場是長期資本的來源[4]。Carlota（2002）認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)投資者為獲取高額利潤，會在新技術(shù)早期崛起時(shí)期，就迅速進(jìn)行投資，從而引起金融資本與技術(shù)創(chuàng)新的高度耦合，帶動技術(shù)創(chuàng)新的繁榮和金融資產(chǎn)的幾何級數(shù)增長[5]。Calderón&Liu（2003）通過多國數(shù)據(jù)驗(yàn)證了金融發(fā)展可以通過促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[6]。此外，如Demirgü？觭-Kunt&Maksimovic（1998，2002）[7-8]以跨國數(shù)據(jù)證明了在金融市場發(fā)達(dá)的條件下，金融機(jī)構(gòu)貸款等外部融資有利于促進(jìn)企業(yè)發(fā)展和行業(yè)的成長性，這一觀點(diǎn)得到了Claessens&Laeven（2003）[9]的認(rèn)同。

　　在國內(nèi)，關(guān)于“科技金融”詞匯的使用源于我國《中華人民共和國科學(xué)技術(shù)進(jìn)步法》（1993）通過后，趙昌文等（2009）將其定義為促進(jìn)科技開發(fā)、成果轉(zhuǎn)化和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的一系列金融工具、制度、政策與服務(wù)的系統(tǒng)性、創(chuàng)新型安排，并認(rèn)為科技金融是由為科學(xué)和技術(shù)創(chuàng)新活動提供金融資源的政府、企業(yè)、市場、社會**機(jī)構(gòu)等各種主體及其在科技創(chuàng)新融資過程中的行為活動共同組成的一個(gè)體系，是國家科技創(chuàng)新體系和金融體系的重要組成部分[10]。房漢廷（2010）認(rèn)為科技金融是金融工作的深化，金融市場是科技融資的場所，能夠?yàn)楦叱砷L期的科技企業(yè)提供融資安排[11]。從文獻(xiàn)上看，研究以定性分析為主，如段世德、徐璇（2010）認(rèn)為科技金融促進(jìn)了新興戰(zhàn)略產(chǎn)業(yè)發(fā)展，并探討了發(fā)展的模式[12]；束蘭根（2011）指出可以探索在商業(yè)銀行組織架構(gòu)中設(shè)立科技金融專營機(jī)構(gòu)，推進(jìn)科技型中小企業(yè)發(fā)展，實(shí)現(xiàn)銀企多方共贏[13]。實(shí)證研究主要以生產(chǎn)函數(shù)模型進(jìn)行分析，如李兵、王錚、李剛強(qiáng)（2009）[14]。直接的研究成果如王衛(wèi)彬、俞杰龍、樸基成（2012）實(shí)證分析了科技金融對高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用，但并沒有采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析[15]。

　　由于科技金融的研究是近年才興起的，直接相關(guān)的研究成果并不是很多，但這些研究成果在研究范式上為本文提供了重要的啟示。本文通過構(gòu)建科技金融對中小高新技術(shù)企業(yè)影響的分析模型，實(shí)證分析二者的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系，這是與以往相關(guān)研究的不同。對于二者關(guān)系的探討，有利于為科技金融促進(jìn)中小型高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展的相關(guān)政策的制定提供參考依據(jù)。

　　三、模型構(gòu)建與變量說明

　　經(jīng)典的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論證明了科技、金融、勞動力是經(jīng)濟(jì)增長的重要構(gòu)成。在任何時(shí)刻，經(jīng)濟(jì)擁有一定量的資本、勞動和技術(shù)，并將這些因素結(jié)合起來生產(chǎn)產(chǎn)品，根據(jù)科布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建中小高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)出模型：

　　其中，hy表示中小高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)出變量，sf表示科技金融投入量，sl表示科技勞動力投入量，ε為隨機(jī)動項(xiàng)。a，α和β表示待估計(jì)系數(shù)。

　　中小高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)出變量（hy）：以中小高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)值/高新技術(shù)企業(yè)總產(chǎn)值表示，其中，高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)值以（高新技術(shù)企業(yè)總產(chǎn)值-規(guī)上高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)值）計(jì)算。

　　科技金融變量（sf）：從籌融資來源上看，源于經(jīng)營收入等的企業(yè)科技資金、政府支持科技創(chuàng)新的財(cái)政撥款等政策性資金以及金融機(jī)構(gòu)提供的資金是科技金融的主要構(gòu)成。相比較而言，政府和金融機(jī)構(gòu)撥款籌融資效率較高，因此，這里分別以政策性科技金融指標(biāo)（pf）和金融機(jī)構(gòu)科技貸款指標(biāo)（ff）表示①。其中pf以地方財(cái)政科技撥款增長率計(jì)算。由于銀行等機(jī)構(gòu)對于科技型中小企業(yè)“惜貸”（Cui，Zha&Zhang，2010）[16]，科技型中小企業(yè)獲得的貸款并不是很穩(wěn)定，因此，這里以科技型中小企業(yè)獲得金融機(jī)構(gòu)科技貸款波動率衡量ff，具體參考Jeanneney&Kpodar（2005，2008）[17-18]的計(jì)算方法，以相關(guān)變量增長率的標(biāo)準(zhǔn)差計(jì)算。科技勞動力變量（sl）：以中小高新技術(shù)企業(yè)的科學(xué)家與工程師數(shù)/科技活動人員總數(shù)計(jì)算。

　　考慮我國的統(tǒng)計(jì)年鑒等統(tǒng)計(jì)資料中很少提供中小企業(yè)，特別是中小高新技術(shù)企業(yè)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，因此，對于個(gè)別年份缺少的數(shù)據(jù)，參考劉降斌和李艷梅（2008）做法[19]，以統(tǒng)計(jì)年鑒中私營企業(yè)、個(gè)人企業(yè)和鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)數(shù)據(jù)之和近似的替代高新技術(shù)相關(guān)數(shù)據(jù)。為降低變量的內(nèi)生性以及數(shù)據(jù)的變動幅度，相關(guān)變量均取自然對數(shù)。

　　四、數(shù)據(jù)的估計(jì)結(jié)果

　　雖然我國在1999年才對科技型中小企業(yè)進(jìn)行正式的界定，但此前科技型中小企業(yè)在就業(yè)、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長方面已起著重要的作用。大連作為我國首批設(shè)置高新產(chǎn)業(yè)園的地區(qū)之一，高新技術(shù)企業(yè)產(chǎn)值逐年增長，由1999年的345億元增加至2011年的6530億元，科技型中小企業(yè)產(chǎn)值也增加至2010億元。作為科技部、中國人民銀行、中國銀監(jiān)會、中國保監(jiān)會等五部門確定的首批16家科技與金融結(jié)合試點(diǎn)城市之一，大連市組建了科技創(chuàng)業(yè)投資有限公司等科技融資平臺和服務(wù)平臺、科技型中小企業(yè)孵化器以及科技銀行等，支持科技企業(yè)發(fā)展，促進(jìn)了地方經(jīng)濟(jì)與技術(shù)創(chuàng)新的進(jìn)步。

　　鑒于以上實(shí)際，樣本區(qū)間確定為1999—2011年。原始數(shù)據(jù)來源于各年《大連統(tǒng)計(jì)年鑒》、《遼寧省統(tǒng)計(jì)年鑒》、大連統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及遼寧省統(tǒng)計(jì)公報(bào)，并進(jìn)行整理計(jì)算。變量基本統(tǒng)計(jì)特征如表1所示。

　�。ㄒ唬﹩挝桓鶛z驗(yàn)

　　在對二者關(guān)系估計(jì)前，必須要對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行判斷，否則將出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，導(dǎo)致錯(cuò)誤的結(jié)果。常用的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法包括ADF檢驗(yàn)法，但在樣本偏小的情況下，這種檢驗(yàn)方法的功效較低②。因此，本文同時(shí)使用PP檢驗(yàn)[20]、KPSS檢驗(yàn)[21]以及DF-GLS檢驗(yàn)[22]對樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。從檢驗(yàn)結(jié)果可知，盡管各變量沒有都表現(xiàn)為I（0）序列，但經(jīng)過一階差分后表現(xiàn)為I（1）序列，在1%或5%或10%的顯著性水平下是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。

　�。ǘ�）協(xié)整關(guān)系判斷

　　這里采用傳統(tǒng)的OLS估計(jì)，Stock（1987）證明，對存在協(xié)整關(guān)系的時(shí)間序列，OLS回歸的估計(jì)量不僅是一致的，而且快于平穩(wěn)時(shí)間序列OLS估計(jì)量的收斂速度。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，模型1是以hy為因變量，pf和sl為自變量的分析模型，模型2以hy為因變量，ff和sl為自變量的分析模型，模型3是以hy為因變量，pf、ff和sl為自變量的綜合分析模型。

　　從檢驗(yàn)結(jié)果上，三個(gè)模型的參數(shù)均通過了檢驗(yàn)，但科技金融和科技勞動力對中小型高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展的影響不同。

　　（1）政策性科技金融指標(biāo)，其系數(shù)在模型1中為0.26，模型3中的系數(shù)為0.134，并且是以20%的水平通過檢驗(yàn)，也就是說政策性科技金融有利于促進(jìn)中小型高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展。政策性金融是促進(jìn)中小企業(yè)高新技術(shù)企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新、彌補(bǔ)基礎(chǔ)研究階段資金不足的重要外源融資方式，可以帶動整個(gè)創(chuàng)新研發(fā)的投入，從而提高中小高新技術(shù)企業(yè)的產(chǎn)值。

　�。�2）模型2中，金融機(jī)構(gòu)科技貸款的回歸系數(shù)是-0.244，而模型3的系數(shù)為-0.212，且高度顯著。這說明科技貸款的波動嚴(yán)重影響中小型高科技企業(yè)的發(fā)展，中小型高新技術(shù)企業(yè)本身風(fēng)險(xiǎn)性很大，再加上信息不對稱的影響，中小型高新技術(shù)企業(yè)往往很難獲得銀行信貸。從統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上看，1999—2011年，中小型科技企業(yè)信貸額波動很大，除了2001—2003年外，中小型科技企業(yè)信貸占總科技信貸比率不足7%，科技型中小企業(yè)無法獲得穩(wěn)定的科技信貸，對中小型高科技企業(yè)發(fā)展存在著一定的制約。

　�。�3）科技勞動力這一指標(biāo)系數(shù)，在模型1中是0.607、模型2中是0.541、模型3中是0.559，與中小型高科技企業(yè)發(fā)展均具有高度顯著的正向關(guān)系。也就是說，高層次研發(fā)人員的投入對中小高新技術(shù)企業(yè)成長有著重要的推動作用。

　�。ㄈ�）因果關(guān)系分析

　　協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)僅說明了變量之間的長期均衡關(guān)系，而對于二者之間的因果關(guān)系須進(jìn)一步以Granger因果檢驗(yàn)判斷。對于原假設(shè)pf不是hy的Granger原因、hy不是pf的Granger原因和ff不是hy的Granger原因，其F統(tǒng)計(jì)量分別是1.121、2.369和4.493，p值分別是0.464、0.249和0.187，因此均接受原假設(shè)。對于原假設(shè)hy不是ff的Granger原因、sl不是hy的Granger原因和hy不是sl的Granger原因，相應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量分別是28.618、24.225和7.588，p值分別是0.034、0.013和0.065，均拒絕原假設(shè)。從檢驗(yàn)結(jié)果可知，政策性科技金融（pf）與中小型高科技企業(yè)發(fā)展之間沒有Granger因果關(guān)系，但與金融機(jī)構(gòu)科技貸款（ff）存在單方向Granger因果關(guān)系，與科技勞動力投入（sl）存在雙向Granger因果關(guān)系。

　　五、結(jié)論與對策建議

　　分別選取政策性科技金融和金融機(jī)構(gòu)科技貸款表示科技金融指標(biāo)，構(gòu)建生產(chǎn)函數(shù)為基礎(chǔ)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ�，并�?999—2011年大連相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果表明，科技金融和科技勞動力投入對中小高新技術(shù)企業(yè)有著重要的影響。中小高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展約13%可以歸因于政策性科技金融，約56%歸于高層次科技人員的投入，但是金融機(jī)構(gòu)科技貸款的波動與中小高新技術(shù)企業(yè)發(fā)展顯著負(fù)相關(guān)，波動越嚴(yán)重越不利于中小高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展。在因果關(guān)系上，存在金融機(jī)構(gòu)科技貸款與中小型高科技企業(yè)發(fā)展的單方向Granger因果關(guān)系，以及與科技勞動力的雙向Granger因果關(guān)系。

　　因此，在制定相關(guān)政策時(shí)，應(yīng)完善相關(guān)的科技財(cái)政支持政策，除稅收優(yōu)惠外，如提供財(cái)政貼息、采購擔(dān)保等方式加大財(cái)政撥款對科技的支持力度，發(fā)揮政策性科技金融作用；鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)成立如科技銀行等專業(yè)科技金融機(jī)構(gòu)，完善監(jiān)督管理，避免科技貸款過度投放，優(yōu)化科技貸款投向；引進(jìn)和培育高層次科技人才，開發(fā)高科技人才庫，為中小高科技企業(yè)發(fā)展提供知識儲備庫。此外，隨著風(fēng)險(xiǎn)投資的發(fā)展，可以借鑒發(fā)達(dá)國家的相關(guān)經(jīng)驗(yàn)，完善高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)投資的法律法規(guī)，逐步完善多層次科技金融服務(wù)體系。注釋：

　�、龠@里暫不考慮資本市場這一籌融資來源。

　�、赑hillips和Perron（1988）和Schwert（1989）等通過蒙特卡洛模擬試驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在小樣本情況下ADF檢驗(yàn)的功效較低。

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