金融發(fā)展、自主研發(fā)與知識積累

嚴(yán)太華，劉煥鵬

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400044)

改革開放以來，我國金融發(fā)展?fàn)顩r得到極大改善，而知識積累是技術(shù)進(jìn)步的源泉，比知識產(chǎn)出更能夠影響經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和發(fā)展?jié)摿?。因此，在自然資源和人力資本優(yōu)勢逐漸降低的情況下，金融發(fā)展是否能夠緩解自主研發(fā)的資金約束，提高知識積累水平和質(zhì)量，關(guān)系到未來中國經(jīng)濟(jì)增長的持續(xù)性和競爭力。為此，本文以我國30 個省級地區(qū)面板數(shù)據(jù)為樣本，運用分位數(shù)方法對上述問題進(jìn)行實證分析。

1 變量設(shè)置與數(shù)據(jù)來源

1.1 變量設(shè)置

(1)知識積累的測度—知識存量(KAit)。使用知識存量表示知識積累，并采用專利申請數(shù)量計算知識存量。計算公式如下:

式(1)中KAit為各地區(qū)第t年的知識存量，ΔKAit為各地區(qū)第t年的專利申請量，折舊率σ 取值為10%。各地區(qū)的基期知識存量為+σ)，其中KAi0為第i 地區(qū)在基年的知識存量，ΔKAi0為第i 地區(qū)在基年的專利申請量，gi為第i 地區(qū)在2002—2009年專利申請數(shù)量的年均增長率。

(2)自主研發(fā)的測度—R&D 存量(RDit)。使用永續(xù)盤存法估算R&D 存量:

其中，RDit表示R&D 存量，ΔRDit為各地區(qū)第t年的R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出實際值，折舊率δ 取值為15%;基期R&D 存量，ΔRDi0為第i 地區(qū)在基年的R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出實際值，gi表示第i 地區(qū)在2002—2009年R&D 經(jīng)費內(nèi)部支出實際值的年均增長率。

(3)技術(shù)引進(jìn)的測度(Intit)。計算過程為:使用匯率將以美元測算的各地區(qū)國外技術(shù)引進(jìn)費用換算成人民幣，并使用居民消費價格指數(shù)平減為實際值，然后使用永續(xù)盤存法計算各地區(qū)歷年國外技術(shù)引進(jìn)存量，折舊率取值15%。

(4)金融發(fā)展(Finit):使用樊綱等［1］構(gòu)造的金融市場化指數(shù)(Markit)和銀行信貸分配市場化指數(shù)(Loanit)來測量我國各省(市、區(qū))的金融發(fā)展水平。

(5)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(Higit):以各省(市、區(qū))高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)個數(shù)表示。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于促進(jìn)科技成果轉(zhuǎn)化和專利申請數(shù)量具有重要影響，會影響基于專利申請量計算的知識存量。

(6)非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展(Nosit):使用樊綱等計算的非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)表示。因為只有在市場環(huán)境較好的地區(qū)，本地企業(yè)才會加強(qiáng)自身的科研能力以應(yīng)對加劇的市場競爭［2］。

1.2 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文采用的數(shù)據(jù)中專利申請數(shù)量、R&D 支出、引進(jìn)技術(shù)費用和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)等數(shù)據(jù)來自于《中國科技統(tǒng)計年鑒》;各省(市、區(qū))相應(yīng)年份的定基居民消費價格指數(shù)根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒》和各省(市、區(qū))歷年《統(tǒng)計年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)計算獲得;金融發(fā)展和非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)來自于樊綱和王小魯?shù)取吨袊袌龌笖?shù):各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報告》。為保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑一致，只選取了2002—2009年共8年省級水平的面板數(shù)據(jù)。另外，從樣本中剔除數(shù)據(jù)缺失較多的西藏自治區(qū)后，每年共30 個省(市、區(qū))進(jìn)入樣本。表1 給出了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 變量描述性統(tǒng)計

從表1 可以看出，知識積累的均值與中位數(shù)之差異于零，偏度和峰度分別為-0.082 和2.835，均明顯不為零，表明知識積累具有非對稱性和非正態(tài)性。知識積累的JB 統(tǒng)計量的P 值為0.000，進(jìn)一步證明了知識積累的分布不具備正態(tài)性。

2 實證分析

2.1 金融發(fā)展與自主研發(fā)的主效應(yīng)估計

由表2 可知，無論是固定效應(yīng)模型還是各分位點的分位數(shù)估計，金融發(fā)展的彈性系數(shù)均未通過10%水平的顯著性檢驗，說明各地區(qū)金融發(fā)展對知識積累的主效應(yīng)并不顯著，單純提高金融發(fā)展水平對知識積累不會產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)。表2 還顯示，除0.25 分位點上自主研發(fā)的彈性系數(shù)通過了5%水平的顯著性檢驗外，其他分位點處自主研發(fā)的彈性系數(shù)估計值均未通過10%水平的顯著性檢驗。說明自主研發(fā)只有對位于0.25 分位點的知識積累具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)。此時，自主研發(fā)水平每提高1%，知識積累水平上升0.113%，但是對于大部分分位點的知識積累而言，自主研發(fā)的主效應(yīng)并不顯著。使用信貸分配市場化度量金融發(fā)展時估計結(jié)果與表2 基本一致，表明估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

表2 金融發(fā)展(lnMarkit)與自主研發(fā)對知識積累的主效應(yīng)

2.2 金融發(fā)展與自主研發(fā)的聯(lián)合效應(yīng)估計

金融發(fā)展的主效應(yīng)不顯著，可能是因為金融發(fā)展并不會直接作用于知識積累，需要通過一定的間接途徑影響知識積累;自主研發(fā)的主效應(yīng)不顯著可能是因為我國自主研發(fā)活動一直受到資金短缺的困擾，其對知識積累的影響受到金融發(fā)展水平的約束，因而自主研發(fā)的主效應(yīng)會因金融發(fā)展水平的不同而變動。為了驗證這一思路，我們以金融發(fā)展作為調(diào)節(jié)變量，檢驗金融發(fā)展與自主研發(fā)的聯(lián)合效應(yīng)對知識積累的影響。表3 給出了以金融市場化表示金融發(fā)展時的估計結(jié)果。金融發(fā)展與自主研發(fā)聯(lián)合效應(yīng)的估計值在0.25、0.5、0.75 和0.9 分位點上均通過了1%水平的顯著性檢驗，說明至少在0.25～0.9 分位點上金融發(fā)展與自主研發(fā)的聯(lián)合效應(yīng)對知識積累存在正向影響。意味著只有在提高自主研發(fā)的同時提高金融發(fā)展水平才會促進(jìn)知識積累，說明金融發(fā)展有利于自主研發(fā)活動對知識積累的促進(jìn)效應(yīng)。但在0.1 分位點上金融發(fā)展與自主研發(fā)的聯(lián)合效應(yīng)并沒有通過10%水平的顯著性檢驗，說明金融發(fā)展與自主研發(fā)的聯(lián)合效應(yīng)不會對0.1 分位點的知識積累產(chǎn)生顯著影響。

使用銀行信貸分配市場化重新進(jìn)行估計。結(jié)果顯示除0.1 分位點上聯(lián)合效應(yīng)系數(shù)估計值符號不同外，其余分位點上聯(lián)合效應(yīng)估計值的符號和顯著性均與表3 結(jié)果相同。表明估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.3 自主研發(fā)在不同金融發(fā)展水平對知識積累的影響

我們計算了以金融發(fā)展為調(diào)節(jié)變量時在不同金融發(fā)展水平上自主研發(fā)對各分位點知識積累的主效應(yīng)(見圖1 和圖2)。由于金融發(fā)展與自主研發(fā)的聯(lián)合效應(yīng)對0.1 分位點知識積累的影響系數(shù)不顯著，因此我們主要關(guān)注在不同金融發(fā)展水平上自主研發(fā)對0.25、0.5、0.75 和0.9 分位點知識積累主效應(yīng)的變化情況。如圖1 和圖2 所示，在不同金融發(fā)展水平上自主研發(fā)對0.25、0.5、0.75 和0.9 分位點知識積累的主效應(yīng)均隨著金融發(fā)展水平的提高而增大，說明金融發(fā)展與自主研發(fā)的聯(lián)合效應(yīng)對知識積累具有顯著的正向影響。從不同分位點主效應(yīng)的變化斜率和位置看，隨著金融發(fā)展水平的提高，自主研發(fā)對知識積累的主效應(yīng)在不同分位點的斜率基本相同，說明自主研發(fā)的主效應(yīng)隨著金融發(fā)展水平變化的速率基本相同，但是主效應(yīng)的大小卻存在差異。還可以看出，在金融市場化和信貸分配市場化水平分別超過2 后，自主研發(fā)對知識積累的主效應(yīng)基本變?yōu)檎怠?/p>

表3 金融發(fā)展(lnMarkit)與自主研發(fā)對知識積累的簡單效應(yīng)與聯(lián)合效應(yīng)

2.4 不同分位數(shù)系數(shù)的等值檢驗

為進(jìn)一步檢驗金融發(fā)展、自主研發(fā)與二者的聯(lián)合效應(yīng)對不同分位點知識積累影響作用差異的顯著性，本文選擇0.1、0.5 和0.9 分位點分別代表低端、中端和高端的知識積累水平，并使用Wald 檢驗判斷三個分位點的系數(shù)估計值是否等價。表4 給出了知識積累不同分位點之間Wald 檢驗的F 統(tǒng)計量及其P 值，用以檢驗三個分位點之間回歸結(jié)果差異的顯著性。從兩個模型的檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與自主研發(fā)的簡單效應(yīng)和二者的聯(lián)合效應(yīng)在知識積累0.1、0.5 和0.9 之間的估計系數(shù)均不存在統(tǒng)計上的顯著差異，從而接受了系數(shù)等價的假設(shè)。說明金融發(fā)展、自主研發(fā)與二者的聯(lián)合效應(yīng)對不同分位點知識積累的影響基本保持一致。

圖1 自主研發(fā)對知識積累主效應(yīng)的變化趨勢(Ⅰ)

圖2 自主研發(fā)對知識積累主效應(yīng)的變化趨勢(Ⅱ)

表4 0.1、0.5 和0.9 分位點回歸系數(shù)的等值檢驗

3 結(jié)論及建議

本文利用中國省際面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型并使用分位數(shù)估計方法，實證分析了金融發(fā)展、自主研發(fā)與二者的聯(lián)合效應(yīng)對不同分位點知識積累的影響。研究發(fā)現(xiàn):①單純的金融發(fā)展或自主研發(fā)對位于大部分分位點知識積累的影響并不顯著，但是金融發(fā)展與自主研發(fā)的聯(lián)合效應(yīng)會對中高端分位點的知識積累產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，金融發(fā)展有利于自主研發(fā)對知識積累的影響;②隨著金融發(fā)展程度不斷提高，自主研發(fā)對知識積累的主效應(yīng)不斷上升，而且不同分位點主效應(yīng)的影響尺度存在差異，但是該差異在統(tǒng)計上并不顯著。

根據(jù)結(jié)論可得出以下建議:第一、政府應(yīng)完善稅收優(yōu)惠政策的相關(guān)配套措施。例如建立合理的評價機(jī)制，明確優(yōu)惠范圍與對象，對認(rèn)真執(zhí)行相關(guān)政策的企業(yè)，特別是以提升知識積累為目的的中小企業(yè)加大優(yōu)惠程度或延長優(yōu)惠時間，對以避稅為目的的企業(yè)及時取消其優(yōu)惠;第二、政府應(yīng)當(dāng)建立健全對自主研發(fā)活動的財政補(bǔ)貼制度。加強(qiáng)對重點行業(yè)和重點企業(yè)自主研發(fā)活動的財政補(bǔ)貼;第三、政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)深化金融體制改革。大力扶持中小型商業(yè)銀行的發(fā)展，提高金融機(jī)構(gòu)服務(wù)水平和運作效率，為企業(yè)自主研發(fā)活動的外部融資提供良好的金融環(huán)境;第四、政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)推進(jìn)資本市場發(fā)展，引導(dǎo)資本市場等直接融資渠道對自主研發(fā)活動的支持。當(dāng)然，企業(yè)自身也應(yīng)建立良好的誠信機(jī)制，以獲取商業(yè)銀行的信用支持，而且要強(qiáng)化內(nèi)部財務(wù)管理，健全財務(wù)制度，為自主研發(fā)活動的內(nèi)部融資創(chuàng)造條件。

［1］樊綱，王小魯.中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進(jìn)程報告［R］.北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

［2］詹宇波，劉榮華，劉暢.中國內(nèi)資企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新是如何實現(xiàn)的［J］.世界經(jīng)濟(jì)文匯，2010，(1):50-63.