蔣岳祥 付 濤

(浙江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院, 浙江 杭州 310058)

一、 問題的提出

企業(yè)部門是中國研發(fā)活動的主力軍(1)根據(jù)2018年《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，中國2017年研發(fā)經(jīng)費(fèi)來源中,76.5%來自企業(yè)；研發(fā)執(zhí)行部門中,77.6%為企業(yè)部門。,企業(yè)部門研發(fā)投入強(qiáng)度的持續(xù)增大是我國進(jìn)入創(chuàng)新驅(qū)動型經(jīng)濟(jì)體行列的重要推動力量。研發(fā)活動可能受兩方面因素的影響,即供給方力量和需求方力量,因此可以分為供給推動的創(chuàng)新和需求拉動的創(chuàng)新[1-2]。供給方面,研發(fā)投入資金、專利保護(hù)力度等都可能是影響研發(fā)積極性的重要因素。需求方面,由于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動的最終目的是通過銷售創(chuàng)新產(chǎn)品獲得利潤,需求方面的力量是影響創(chuàng)新產(chǎn)品銷售的主要因素,包括居民消費(fèi)水平、市場規(guī)模等。現(xiàn)有文獻(xiàn)對研發(fā)活動影響因素的研究主要集中于研發(fā)的供給方力量,例如大量研究探討了企業(yè)融資約束、政府科研基金補(bǔ)助、法制環(huán)境、產(chǎn)權(quán)保護(hù)等如何影響企業(yè)研發(fā)活動[3-4]，鮮有研究探討需求方面的因素對研發(fā)活動的影響。然而,隨著中國居民消費(fèi)水平的快速提高,對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求逐漸增加,需求方面的因素對企業(yè)研發(fā)活動的拉動力量也越來越重要。

近年來,隨著金融部門的快速發(fā)展,關(guān)于金融發(fā)展水平和研發(fā)活動之間關(guān)系的研究大量涌現(xiàn)。許多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，金融市場的發(fā)展通過企業(yè)融資渠道影響企業(yè)創(chuàng)新,這類研究是從供給方力量的角度研究金融市場的發(fā)展與企業(yè)研發(fā)的關(guān)系[5-8]。然而,目前尚無文獻(xiàn)從需求方的角度研究金融發(fā)展與企業(yè)研發(fā)的關(guān)系。

胡宗義等基于金融深度的概念提出了金融廣度的概念。金融深度刻畫社會金融資產(chǎn)數(shù)量的增加,反映金融化程度的不斷深化；金融廣度則更加注重社會公平,反映金融服務(wù)的可獲得性,關(guān)注金融服務(wù)對社會各群體的包容性[9]。金融廣度的概念與普惠金融一脈相承,普惠金融強(qiáng)調(diào)不同層次的個人和機(jī)構(gòu)對金融服務(wù)的可獲得性,尤其強(qiáng)調(diào)提高金融服務(wù)對弱勢群體的包容性[10-12]。因此,普惠金融的發(fā)展表明了金融廣度的提升,普惠金融的定義蘊(yùn)含了縮小收入差距的目標(biāo)[13-14]。

本文認(rèn)為，金融發(fā)展的兩個維度對企業(yè)研發(fā)的影響渠道不同：金融深度的提升有利于改善企業(yè)融資約束,即作為供給方力量影響企業(yè)研發(fā)活動；金融廣度的提升則可能有利于縮小收入差距,通過改善創(chuàng)新產(chǎn)品的市場規(guī)模和需求結(jié)構(gòu)進(jìn)而影響企業(yè)從事研發(fā)活動的動機(jī)。本文試圖探究金融發(fā)展在需求拉動型創(chuàng)新中的作用。具體來說,本文試圖探索金融廣度的提升能否通過改變市場特征進(jìn)而影響需求拉動型創(chuàng)新,即普惠金融能否通過縮小收入差距從而影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。鑒于收入差距的表現(xiàn)形式多樣,本文聚焦城鄉(xiāng)收入差距(2)選擇城鄉(xiāng)收入差距的依據(jù)是：中國具有典型的城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)特征,城鄉(xiāng)收入差距在一定程度上可以代表一個省(區(qū)、市)收入差距的總體狀況。，研究農(nóng)村普惠金融能否通過調(diào)整城鄉(xiāng)收入差距從而影響企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新(3)農(nóng)村普惠金融的發(fā)展對農(nóng)村居民收入增長的促進(jìn)作用較為直接,因此能更好地識別普惠金融發(fā)展對農(nóng)村居民收入增長的作用。。

二、 文獻(xiàn)回顧和理論假說

目前尚沒有文獻(xiàn)研究金融發(fā)展對需求拉動型創(chuàng)新的影響。但是以收入差距作為研究對象的文獻(xiàn)較多,關(guān)于普惠金融對收入差距的影響、收入差距在需求拉動型創(chuàng)新中的作用，已有學(xué)者展開過相應(yīng)的研究,這為本文的研究奠定了一定的理論基礎(chǔ)。

對于普惠金融能否縮小收入差距這一問題,已有的研究結(jié)論不一,有的認(rèn)為普惠金融的發(fā)展有利于縮小收入差距,有的則持相反觀點(diǎn)[15-18]。在討論農(nóng)村普惠金融如何縮小城鄉(xiāng)收入差距的文獻(xiàn)中,普遍認(rèn)為要將農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的信貸功能和儲蓄功能分開討論。從信貸功能來看,農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展有利于降低農(nóng)村居民獲取信貸資源的門檻,通過農(nóng)村資本的形成、配置及技術(shù)創(chuàng)新而縮小城鄉(xiāng)收入差距；而從儲蓄功能來看,農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)類似于“抽水機(jī)”,將農(nóng)村地區(qū)的儲蓄轉(zhuǎn)移至城市地區(qū),這將導(dǎo)致農(nóng)村地區(qū)資本形成減少,不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距[19-21]。

關(guān)于收入差距如何影響需求拉動型創(chuàng)新的文獻(xiàn)較少。較早研究收入差距對創(chuàng)新產(chǎn)品需求的影響的學(xué)者為Foellmi和Zweimüller。他們在模型中引入消費(fèi)者收入差距以顯示消費(fèi)者的異質(zhì)性,與傳統(tǒng)理論模型相比,他們的模型與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)更加貼近。他們通過建立模型，表明收入差距的不同表現(xiàn)形式會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不同的影響[22]。收入差距的擴(kuò)大可能對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求產(chǎn)生兩種效應(yīng),即價格效應(yīng)和市場規(guī)模效應(yīng)[22-23]。當(dāng)收入差距表現(xiàn)為中等收入群體比例減少、高收入群體和低收入群體的比例均上升時,高收入群體對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求增加,此時收入差距的擴(kuò)大主要表現(xiàn)為價格效應(yīng),有利于提升創(chuàng)新產(chǎn)品的需求。當(dāng)收入差距表現(xiàn)為大部分中等收入群體演化為低收入群體、財(cái)富向小部分高收入群體轉(zhuǎn)移時,創(chuàng)新產(chǎn)品的市場規(guī)?？s小,此時收入差距的擴(kuò)大主要表現(xiàn)為市場規(guī)模效應(yīng),不利于提升創(chuàng)新產(chǎn)品的需求。因此,收入差距擴(kuò)大時,價格效應(yīng)使得企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新的動機(jī)增強(qiáng),而市場規(guī)模效應(yīng)使得企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品創(chuàng)新的動機(jī)減弱[23]。在Foellmi等研究的基礎(chǔ)上,安同良等利用中國的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證,證實(shí)了上述作用的存在,且證實(shí)收入差距對產(chǎn)品創(chuàng)新的作用結(jié)果受價格效應(yīng)和市場規(guī)模效應(yīng)共同決定[1]。程文等認(rèn)為，當(dāng)進(jìn)入中高收入階段后,如果收入差距未能隨著收入水平的提高而不斷縮小,不僅企業(yè)自主創(chuàng)新會受到抑制,經(jīng)濟(jì)增長也將陷入停滯,因此要縮小收入差距以推動產(chǎn)品創(chuàng)新[2]。

在以上研究基礎(chǔ)上,本文以城鄉(xiāng)收入差距為中介渠道,探討農(nóng)村普惠金融對需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新的作用機(jī)制?；谏鲜鱿嚓P(guān)文獻(xiàn)及理論,本文提出如下研究假說：

假說1：農(nóng)村普惠金融的信貸功能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距，儲蓄功能則不利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。

假說2：收入差距的縮小有利于提升對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求,即收入差距對需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新的影響以市場規(guī)模效應(yīng)為主。

假說3：農(nóng)村普惠金融的信貸功能通過縮小城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新，儲蓄功能通過擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)而抑制企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新。

三、 理論分析

(一) 研究設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)假說,本文構(gòu)建了圖1所示的實(shí)證研究策略。

在城鄉(xiāng)收入差距方面,本文選取各省區(qū)市城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的比值(4)雖然收入的基尼系數(shù)可能更好地刻畫某省區(qū)市整體收入差距狀況,但是目前官方并未公布各省區(qū)市不同收入等級的分布狀況,故在數(shù)據(jù)可得性方面將基尼系數(shù)排除，選取城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的比值作為代理變量。作為代理變量；在農(nóng)村普惠金融方面,以各省份農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平(小型、新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)數(shù)量)作為代理變量；在企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新方面,以各省份中型工業(yè)企業(yè)(5)相對于低端產(chǎn)品具有較為普遍的市場分割現(xiàn)象,創(chuàng)新產(chǎn)品市場分割現(xiàn)象不明顯。對于任一省份的創(chuàng)新產(chǎn)品市場,僅考慮該省份的需求力量可能導(dǎo)致研究結(jié)論產(chǎn)生偏差,因?yàn)橛休^大部分創(chuàng)新產(chǎn)品在全國范圍內(nèi)都建立了銷售市場,這就給本文在效應(yīng)識別方面帶來了挑戰(zhàn)。中型企業(yè)相對于大型企業(yè)或上市公司而言,市場勢力較小,市場需求方面對本地市場的依賴性更強(qiáng)，因此,使用中型工業(yè)企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)有益于識別該省份需求力量對該省份創(chuàng)新產(chǎn)品的影響。參見Beerli A. et al., ″Demand Forces of Technical Change Evidence from the Chinese Manufacturing Industry,″ China Economic Review, No.1 (2018), pp.617-647。創(chuàng)新產(chǎn)品銷售額占主營業(yè)務(wù)收入的比例作為代理變量。

實(shí)證研究流程如下：

實(shí)證研究1：農(nóng)村普惠金融→城鄉(xiāng)收入差距

實(shí)證研究2：城鄉(xiāng)收入差距→企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新

實(shí)證研究3：農(nóng)村普惠金融×城鄉(xiāng)收入差距→企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新

實(shí)證研究1以城鄉(xiāng)收入差距作為被解釋變量,農(nóng)村普惠金融代理指標(biāo)作為主要解釋變量,研究農(nóng)村普惠金融的發(fā)展對城鄉(xiāng)收入差距的影響。為了驗(yàn)證假說1,要區(qū)分農(nóng)村普惠金融的信貸功能和儲蓄功能,分別檢驗(yàn)兩種功能對城鄉(xiāng)收入差距的影響。實(shí)證研究2以企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新作為被解釋變量,以城鄉(xiāng)收入差距作為主要解釋變量,研究城鄉(xiāng)收入差距對產(chǎn)品創(chuàng)新的影響中起主導(dǎo)作用的效應(yīng)。實(shí)證研究3是在實(shí)證研究1和實(shí)證研究2的回歸結(jié)果都顯著的情況下,在實(shí)證研究2估計(jì)的方程中引入城鄉(xiāng)收入差距和農(nóng)村普惠金融的交互項(xiàng),通過觀察交互項(xiàng)的顯著性和符號確定中介渠道的存在及其作用方向。

(二) 實(shí)證研究1： 農(nóng)村普惠金融→城鄉(xiāng)收入差距

實(shí)證研究1的模型構(gòu)建如下：

equit=αi+γt+β1lnbranchit+β2financeit+β3llnsavingrit+β4llngdpit+β5lnforeigninit+

β6lnagritechit+β7lgdp1it+β8lgdp3it+εit

(1-1)

實(shí)證模型(1-1)初始設(shè)定為雙向固定效應(yīng)模型,其中αi和γt分別表示個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)。i=1,2,…,30;t=2006,2007,…,2013(下同)。

由于國家統(tǒng)計(jì)局在2014年及以后公布的年度農(nóng)村居民人均可支配收入的統(tǒng)計(jì)口徑與之前年度相比出現(xiàn)了較大的調(diào)整,2014年前后計(jì)算的城鄉(xiāng)收入差距指標(biāo)出現(xiàn)了明顯斷層現(xiàn)象。鑒于此,本文采用2006年至2013年的省際數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。本文實(shí)證研究1使用的數(shù)據(jù)是2006年至2013年中國30個省區(qū)市(6)西藏自治區(qū)在個別數(shù)據(jù)上存在較多數(shù)值缺失的情況,因此在模型回歸中并未將其納入。的省際年度數(shù)據(jù)。被解釋變量城鄉(xiāng)收入差距(equ),以各省區(qū)市城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的比值表示,數(shù)據(jù)來自各年度的中國住戶主要調(diào)查數(shù)據(jù)。主要解釋變量農(nóng)村普惠金融代理變量(lnbranch),數(shù)據(jù)搜集自各省區(qū)市各年度區(qū)域金融運(yùn)行報告。在各種類別的金融機(jī)構(gòu)中,小型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)、新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)(7)小型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)包括農(nóng)村商業(yè)銀行、農(nóng)村合作銀行、農(nóng)村信用社，新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)包括村鎮(zhèn)銀行和農(nóng)村資金互助站。的主要服務(wù)對象為農(nóng)村居民,而其他類別的金融機(jī)構(gòu)主要面向城市居民以及大型企業(yè),因此小型、新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展情況能更好地充當(dāng)農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平的代理變量。

在控制變量方面,主要解釋變量lnbranch關(guān)注農(nóng)村普惠金融對農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長的作用,因此引入信貸市場發(fā)展水平(finance)控制金融發(fā)展對城鄉(xiāng)全體居民收入增長的影響,從而識別農(nóng)村普惠金融對農(nóng)村發(fā)展的影響。居民人均儲蓄是反映收入水平的重要變量,是城鄉(xiāng)收入差距的重要影響因素,城市居民人均儲蓄與農(nóng)村居民人均儲蓄之間具有高度相關(guān)性,故僅引入農(nóng)村居民人均儲蓄(llnsavingr)作為控制變量。此外,參考相關(guān)文獻(xiàn)的做法,控制變量還包括：地區(qū)人均GDP(llngdp)、外商直接投資(lnforeignin)、農(nóng)業(yè)機(jī)械化水平(lnagritech)、第一產(chǎn)業(yè)比重及第三產(chǎn)業(yè)比重(lgdp1、lgdp3)。各控制變量的數(shù)據(jù)均來自各省區(qū)市歷年統(tǒng)計(jì)年鑒[17,19,24]。需要注意的是,為了降低可能存在的反向因果的影響,本文對主要解釋變量進(jìn)行了滯后一期的處理。各變量指標(biāo)含義與衡量方法詳見表1。

為了驗(yàn)證假設(shè)1,在實(shí)證模型(1-1)的基礎(chǔ)上,在解釋變量中增加農(nóng)村普惠金融代理變量與農(nóng)村居民人均儲蓄的交互項(xiàng)(lnbranch×llnsavingr),得到實(shí)證模型(1-2)。

equit=αi+γt+β1lnbranchit+β2lnbranch×llnsavingrit+β3financeit+β4llnsavingrit+

β5llngdpit+β6lnforeigninit+β7lnagritechit+β8lgdp1it+β9lgdp3it+εit

(1-2)

其中,系數(shù)β2表示農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能對城鄉(xiāng)收入差距的影響,系數(shù)β1為剔除了儲蓄功能之后農(nóng)村普惠金融對城鄉(xiāng)收入差距的影響,可視為農(nóng)村普惠金融的信貸功能對城鄉(xiāng)收入差距的影響。

表1 實(shí)證研究1的相關(guān)變量描述

(三) 實(shí)證研究2： 城鄉(xiāng)收入差距→企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新

關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的實(shí)證研究較少,本文在既有文獻(xiàn)和理論分析的基礎(chǔ)上構(gòu)建了如圖2所示的分析框架。

實(shí)證研究2的被解釋變量為企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新(newsaleratio),使用2006年至2013年30個省區(qū)市的中型工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品指標(biāo)構(gòu)建創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比重進(jìn)行衡量,數(shù)據(jù)來自各年度工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計(jì)年鑒。主要解釋變量為城鄉(xiāng)收入差距,使用實(shí)證研究1中的城市居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入的比值進(jìn)行衡量。此外,引入全國居民收入差距代理指標(biāo)(gini)作為控制變量。全國居民收入基尼系數(shù)可以控制本省份以外地區(qū)的消費(fèi)者對本省份創(chuàng)新產(chǎn)品需求的影響,提升了估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性。

從影響產(chǎn)品創(chuàng)新的需求方因素分析,創(chuàng)新產(chǎn)品的需求方主要包括兩大主體：國內(nèi)消費(fèi)者與國外消費(fèi)者。任何一方對創(chuàng)新產(chǎn)品需求的增加都可促進(jìn)企業(yè)基于已有的專利技術(shù)生產(chǎn)更多的創(chuàng)新產(chǎn)品,從而促進(jìn)產(chǎn)品創(chuàng)新。因此,分別引入國外消費(fèi)者的消費(fèi)水平和國內(nèi)消費(fèi)者的消費(fèi)水平作為需求方的控制變量。其中,國外消費(fèi)者的消費(fèi)以對外開放水平(lnopen)作為衡量指標(biāo),國內(nèi)消費(fèi)者的消費(fèi)水平以農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平(8)當(dāng)使用地區(qū)人均消費(fèi)水平衡量時,對外開放水平指標(biāo)將與該指標(biāo)形成較高的共線性。而地區(qū)農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平和地區(qū)人均消費(fèi)水平高度相關(guān),同時與對外開放水平指標(biāo)不存在高度相關(guān),因此可以用地區(qū)農(nóng)村居民人均消費(fèi)水平作為地區(qū)人均消費(fèi)水平的替代變量。(conrural)衡量。

從影響產(chǎn)品創(chuàng)新的供給方因素分析,創(chuàng)新產(chǎn)品一般會經(jīng)歷圖2所示的過程：首先是企業(yè)籌集經(jīng)費(fèi)進(jìn)行新產(chǎn)品研發(fā),然后以一定的成功概率得到相應(yīng)的專利,最終形成創(chuàng)新產(chǎn)品。因此,影響創(chuàng)新產(chǎn)品銷售額占總銷售額比重的因素主要包括資金供給、研發(fā)效率和有效專利數(shù)量,分別引入政府創(chuàng)新補(bǔ)助(9)企業(yè)的新產(chǎn)品開發(fā)資金主要有三大來源：自有資金、負(fù)債和政府科研基金補(bǔ)助。由于研發(fā)效率的計(jì)算使用了新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)總額,為了避免共線性,采用政府科研基金補(bǔ)助作為新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)的替代變量。(lntech)、研發(fā)效率(innovation)、專利數(shù)量(patent)作為相應(yīng)的控制變量。另外,引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)代理變量(第三產(chǎn)業(yè)比重)作為控制變量,以消除各省份產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的差異對創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例的影響。

各控制變量指標(biāo)數(shù)據(jù)來自各省份各年度統(tǒng)計(jì)年鑒和工業(yè)企業(yè)科技活動統(tǒng)計(jì)年鑒。所有變量的描述和衡量方法詳見表2。

表2 實(shí)證研究2的相關(guān)變量描述

鑒于全國居民收入基尼系數(shù)只有時間維度上的差異,沒有截面上的差異,因此模型初始設(shè)定為僅含個體固定效應(yīng)的模型,模型如(2)所示。其中αi代表個體固定效應(yīng)項(xiàng)。

newsaleratioit=αi+β1equit+β2giniit+β3conruralit+β4lntechit+β5lnopenit+

β6patentit+β7innovationit+β8gdp3it+εit

(2)

(四) 實(shí)證研究3： 中介渠道檢驗(yàn)

在前兩部分實(shí)證研究的基礎(chǔ)上,實(shí)證研究3在模型(2)中引入城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村普惠金融代理指標(biāo)的交互項(xiàng)(equ×lnbranch)研究收入差距的中介效應(yīng),新的回歸方程(3)如下所示。

newsaleratioit=αi+β1equit+β2equ×lnbranchit+β3giniit+β4conruralit+β5lntechit+

β6lnopenit+β7patentit+β8innovationit+β9gdp3it+εit

(3)

四、 實(shí)證分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

實(shí)證研究1、實(shí)證研究2和實(shí)證研究3各變量的統(tǒng)計(jì)性描述參見表3、表4。

表3 實(shí)證研究1的變量描述性統(tǒng)計(jì)

表4 實(shí)證研究2、實(shí)證研究3各變量描述性統(tǒng)計(jì)

(二) 實(shí)證模型1的估計(jì)結(jié)果

采用雙向固定效應(yīng)模型對模型(1-1)、模型(1-2)進(jìn)行估計(jì)(10)本文經(jīng)過嚴(yán)謹(jǐn)?shù)墓烙?jì)方法選擇流程,發(fā)現(xiàn)雙向固定效應(yīng)能最好地刻畫模型(1),限于篇幅未展示出模型選擇步驟,下文各模型的估計(jì)方法都經(jīng)過模型選擇流程的甄選。,估計(jì)結(jié)果使用Driscoll-Kraay穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤(11)經(jīng)檢驗(yàn),模型(1)存在截面相關(guān)、異方差、自相關(guān)問題,Driscoll-Kraay穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對上述多重違反古典假設(shè)的問題進(jìn)行了調(diào)整,使得估計(jì)的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤更加準(zhǔn)確,下同。進(jìn)行報告。表5報告了實(shí)證研究1的結(jié)果,表中(1)、(2)列分別是對模型(1-1)和模型(1-2)的估計(jì)結(jié)果。

結(jié)合表5(1)、(2)列中主要解釋變量lnbranch、lnbranch×llnsavingr的系數(shù)符號和顯著性,假說1得以驗(yàn)證。(1)列中l(wèi)nbranch系數(shù)為正,表明農(nóng)村普惠金融的發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。(2)列中l(wèi)nbranch×llnsavingr系數(shù)為正,表明農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能使城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大,而此時lnbranch系數(shù)變?yōu)樨?fù),表明在剔除了儲蓄功能之后,農(nóng)村普惠金融有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。綜合(1)列的結(jié)果,表明農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距,信貸功能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,而儲蓄功能產(chǎn)生的效應(yīng)大于信貸功能。

表5 模型(1-1)、模型(1-2)的估計(jì)結(jié)果

在控制變量方面，finance的估計(jì)系數(shù)為負(fù),表明地區(qū)總體信貸可獲得性的提升有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,符合預(yù)期；llngdp的估計(jì)系數(shù)為負(fù),表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系已處于倒U形曲線的后半部分(12)Simon Kuznets在研究經(jīng)濟(jì)增長與收入分配的關(guān)系時提出金融發(fā)展與收入分配的倒U形關(guān)系。參見Greenwood J. & Jovanovic B., ″Financial Development, Growth and the Distribution of Income,″ Journal of Political Economy, Vol.98, No.5 (1990), pp.1076-1107.,經(jīng)濟(jì)發(fā)展的成果開始惠及農(nóng)村居民；lnagritech的估計(jì)系數(shù)不顯著,猜測可能的原因在于農(nóng)村居民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的比重逐漸降低,因此農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度的提高對農(nóng)村居民收入水平的影響不及預(yù)期。其他控制變量的估計(jì)結(jié)果與已有文獻(xiàn)相似[17,19,24]。

(三) 實(shí)證模型2、實(shí)證模型3的估計(jì)結(jié)果

模型(2)與模型(3)的估計(jì)結(jié)果如表6所示,(1)、(2)列分別展示了模型(2)、(3)的估計(jì)結(jié)果。

根據(jù)模型(2)的估計(jì)結(jié)果,equ的估計(jì)系數(shù)為負(fù),表明城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大不利于創(chuàng)新產(chǎn)品需求的增加,收入差距對創(chuàng)新產(chǎn)品需求的市場規(guī)模效應(yīng)大于價格效應(yīng),假說2得以驗(yàn)證。

在控制變量方面,gini的估計(jì)系數(shù)為正,系數(shù)的符號與預(yù)期相反,表明全國居民收入差距的擴(kuò)大有助于本省份創(chuàng)新產(chǎn)品需求的增加?？赡艿脑蚴牵褐行凸I(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品對本省份市場的依賴性更高,本省份市場規(guī)模更大,覆蓋的收入等級更廣。因而本省份收入差距的擴(kuò)大對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求產(chǎn)生了較大的市場規(guī)模效應(yīng),擠出了較多收入較低的客戶,最終表現(xiàn)為本省份城鄉(xiāng)收入差距和本省份創(chuàng)新產(chǎn)品銷量之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)。相對而言,中型工業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)品在其他省份的市場僅覆蓋高收入家庭。因而,全國居民收入差距的擴(kuò)大有助于本省創(chuàng)新產(chǎn)品吸引更多其他省份的高收入消費(fèi)者,從而提高創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例。lnopen的估計(jì)系數(shù)為負(fù),系數(shù)的符號和預(yù)期相反,表明地區(qū)對外開放水平與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例呈負(fù)相關(guān)?？赡艿脑?yàn)椋涸诒疚臄?shù)據(jù)分析的年份中，我國的出口以中低端制造業(yè)產(chǎn)品為主,對外開放水平對被解釋變量(創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比重)的分母的影響可能大于對其分子的影響,因此對外開放水平的提高反而降低了創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比例。其他控制變量的估計(jì)結(jié)果與預(yù)期一致。

表6 模型(2)、模型(3)的估計(jì)結(jié)果

根據(jù)模型(3)的估計(jì)結(jié)果,當(dāng)在模型(2)中引入城鄉(xiāng)收入差距與農(nóng)村普惠金融代理變量的交互項(xiàng)時,交互項(xiàng)符號為負(fù),且顯著，表明收入差距的中介傳導(dǎo)機(jī)制存在,假說3得以驗(yàn)證。

結(jié)合模型(1-1)、(1-2)、(2)、(3)的估計(jì)結(jié)果,假說1—3均得以驗(yàn)證，因此，可以得到以下結(jié)論：在觀測期內(nèi)(2006—2013年),我國農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距,信貸功能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,但儲蓄功能產(chǎn)生的效應(yīng)要大于信貸功能,最終使農(nóng)村普惠金融擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距；城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大在一定程度上不利于企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新,降低了企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)品銷售比重。進(jìn)一步地,中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明,城鄉(xiāng)收入差距中介效應(yīng)顯著,表明觀測期內(nèi)農(nóng)村普惠金融通過擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距從而降低對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求。

五、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一) 內(nèi)生性檢驗(yàn)

在模型(1-1)、(1-2)中,為了盡量避免內(nèi)生性問題,對所有可能與被解釋變量形成互為因果關(guān)系的控制變量,均進(jìn)行了滯后一期處理，但模型的主要解釋變量仍然使用與被解釋變量同一期的數(shù)據(jù)?？紤]到有可能存在互為因果關(guān)系,采用農(nóng)村普惠金融發(fā)展水平代理變量的一階差分(dlnbranch)和信貸市場發(fā)展水平變量的一階差分(dfinance)作為工具變量,進(jìn)行兩階段最小二乘法與工具變量法估計(jì)(TSLS-IV)。利用Hausman檢驗(yàn)將TSLS-IV估計(jì)的結(jié)果與原結(jié)果進(jìn)行比較,從而檢驗(yàn)原模型是否存在內(nèi)生性問題，結(jié)果是Hausman檢驗(yàn)不拒絕原假設(shè),即不認(rèn)為模型(1-1)、(1-2)存在明顯內(nèi)生性問題。

同理,采用模型(2)中各解釋變量(equ、gini、conrural、lntech、lnopen、patent、innovation、gdp3)的滯后形式(lequ、lgini、lconrural、llntech、llnopen、lpatent、linnovation、lgdp3)作為工具變量,進(jìn)行TSLS-IV估計(jì)。結(jié)果是Hausman檢驗(yàn)不拒絕原假設(shè),即不認(rèn)為原模型(2)存在明顯內(nèi)生性問題。

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

使用各省份農(nóng)村人均金融從業(yè)人員(13)仍然沿襲上文中的做法,以小型、新型農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人員數(shù)作為農(nóng)村金融從業(yè)人員計(jì)數(shù)來源。構(gòu)建新的農(nóng)村普惠金融代理變量(lnstaff),指標(biāo)衡量方法為：每萬農(nóng)村居民擁有的銀行從業(yè)人數(shù),同樣對其取自然對數(shù)。以新構(gòu)建的指標(biāo)lnstaff替代原指標(biāo)lnbranch進(jìn)行模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在使用不同的農(nóng)村普惠金融代理指標(biāo)對模型進(jìn)行估計(jì)后,基本模型的結(jié)論仍然成立,表明結(jié)論具有穩(wěn)健性。

模型(1-1)、模型(1-2)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果詳見表7：

表7 模型(1-1)、模型(1-2)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

模型(2)、模型(3)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果詳見表8：

表8 模型(2)、模型(3)穩(wěn)健型檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表8

六、 總結(jié)與政策含義

通過區(qū)分金融發(fā)展的兩個維度金融深度和金融廣度,本文認(rèn)為金融深度通過影響創(chuàng)新產(chǎn)品的供給對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生作用,金融廣度通過改變市場特征影響需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新。本文基于調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入差距的作用渠道,著重關(guān)注農(nóng)村金融廣度(農(nóng)村普惠金融)對企業(yè)需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新的影響。

本文以2006年至2013年中國省際面板數(shù)據(jù)展開實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)在數(shù)據(jù)觀測期內(nèi)，中國各省份農(nóng)村普惠金融的發(fā)展擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。進(jìn)一步分析表明，首先，農(nóng)村普惠金融的儲蓄功能對城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大有促進(jìn)作用,信貸功能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距,但儲蓄功能產(chǎn)生的效應(yīng)大于信貸功能產(chǎn)生的效應(yīng)。其次,城鄉(xiāng)收入差距與企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新之間呈現(xiàn)負(fù)相關(guān),城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大抑制了需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新。最后,中介渠道檢驗(yàn)表明，農(nóng)村普惠金融通過擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)而抑制需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新,城鄉(xiāng)收入差距是農(nóng)村普惠金融作用于企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新的重要渠道。

因此，農(nóng)村普惠金融信貸功能的發(fā)展可以通過縮小城鄉(xiāng)收入差距進(jìn)而提高企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新活力，但農(nóng)村普惠金融儲蓄功能的過度發(fā)展將導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步擴(kuò)大,抑制需求拉動型產(chǎn)品創(chuàng)新。本文的研究結(jié)論蘊(yùn)含如下政策含義：(1)從供給角度推動創(chuàng)新的同時,也需要關(guān)注需求拉動型創(chuàng)新的作用；(2)要提升需求拉動型創(chuàng)新水平,需要更加重視收入公平,緩解城鄉(xiāng)收入差距過大的問題,從而提升對創(chuàng)新產(chǎn)品的需求；(3)在具體措施方面,除了政府的轉(zhuǎn)移支付外,農(nóng)村普惠金融需要進(jìn)一步降低農(nóng)村居民獲取信貸資源的門檻,通過促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)資本的形成而縮小城鄉(xiāng)收入差距。