自主研發(fā)與知識積累：基于金融發(fā)展視角的門限模型研究

嚴太華，劉煥鵬

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

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自主研發(fā)與知識積累：基于金融發(fā)展視角的門限模型研究

嚴太華，劉煥鵬

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

已有研究表明自主研發(fā)與知識積累具有密切的聯(lián)系。隨著我國信貸資源的配置效率不斷提高，研究金融發(fā)展在自主研發(fā)影響知識積累中的作用機理十分必要。本文使用我國2002-2009年省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建非線性面板門限模型，以金融發(fā)展為門限變量，研究自主研發(fā)對知識積累的非線性影響及金融發(fā)展門限效應(yīng)；在此基礎(chǔ)上分析各省份金融發(fā)展變化作用于自主研發(fā)對知識積累影響的變化趨勢。研究表明：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)量和非國有經(jīng)濟發(fā)展均對地區(qū)知識積累具有較大的促進作用，技術(shù)引進對地區(qū)知識積累則不會產(chǎn)生顯著的影響，自主研發(fā)對知識積累的影響顯著存在基于金融發(fā)展水平的“單門限效應(yīng)”；金融發(fā)展水平超過門限值后，自主研發(fā)對知識積累具有更大的促進效應(yīng)；2008年以后，我國大部分省份跨過門限值進入高金融發(fā)展區(qū)域，自主研發(fā)對這些省份的知識積累都存在較高的促進效應(yīng)。本文的研究有助于更好的理解金融發(fā)展與知識積累之間的關(guān)系，拓展了Ang(2011)對這一問題的研究外延，為政府部門制定相關(guān)政策提供了一定的參考基礎(chǔ)。

金融發(fā)展；自主研發(fā)；知識積累；面板數(shù)據(jù)；門限效應(yīng)

1 引言

技術(shù)進步是經(jīng)濟增長最持久的源泉[1]，而技術(shù)進步源于知識積累[2]。知識積累不僅是取得技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)鍵性資源[3]，而且知識積累產(chǎn)生的溢出效應(yīng)還可以抑制資本邊際生產(chǎn)率下降。一般情況下，實現(xiàn)知識積累主要依賴于自主研發(fā)與技術(shù)引進。但是由于受到交易成本和制度差異等因素的約束，通過技術(shù)引進方式提高知識積累受到一定的限制，因而自主研發(fā)逐漸成為了提升知識積累的主要途徑。

然而，自主研發(fā)需要大量的資金投入，如果資金供給不足可能導(dǎo)致自主研發(fā)活動中斷甚至半途而廢[4]。作為致力于建設(shè)一個“創(chuàng)新型”國家的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，我國自主研發(fā)長期以來一直面臨著巨大的資金缺口。因此，在金融體系的急劇變革及對信貸資源的配置效率取得顯著進步時期，考察金融體系變革是否能夠緩解自主研發(fā)的資金約束，進而提高知識積累具有重要意義。但是，目前國內(nèi)還沒有文獻關(guān)注金融發(fā)展在知識積累中的作用，以及金融發(fā)展是否能夠通過自主研發(fā)對知識積累產(chǎn)生影響。本文試圖以金融發(fā)展為切入點研究自主研發(fā)與知識積累之間的關(guān)系，在測算金融發(fā)展門限的基礎(chǔ)上，分析自主研發(fā)影響知識積累的門限效應(yīng)，明晰金融發(fā)展在自主研發(fā)影響知識積累中的作用機理。

國外學(xué)者對于知識積累的研究主要集中在以下幾個方面：一是知識積累與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究。Zhang Weibin等[5]通過建立知識發(fā)展模型研究了發(fā)達國家經(jīng)濟系統(tǒng)知識積累的動態(tài)過程。Padoan[6]通過建立具有知識積累性質(zhì)的動態(tài)非均衡模型，分析了不同國家知識積累對經(jīng)濟增長影響的差異。Meckl[7]通過建立創(chuàng)新-增長模型研究了技術(shù)知識積累對經(jīng)濟增長的影響。Kobayashi[8]研究了地區(qū)工業(yè)中知識積累與工業(yè)增加值之間的關(guān)系及知識積累從中心城市到周邊地區(qū)的溢出效應(yīng)。

二是企業(yè)層面知識積累的研究。West和Iansiti[9]研究了半導(dǎo)體工業(yè)中經(jīng)驗積累和實驗對企業(yè)績效的交互作用，發(fā)現(xiàn)經(jīng)驗積累和實驗對企業(yè)績效的作用可以部分相互替代。Doraszelski[10]通過建立包含知識積累的R&D競賽模型發(fā)現(xiàn)，企業(yè)知識積累與它們R&D競爭期間的行為無關(guān)，但知識積累會對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生長期影響。Cassidy等[11]使用愛爾蘭制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)研究了企業(yè)知識積累對生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)知識積累會促進國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率，但對跨國企業(yè)沒有作用。Chang Suchao和Lee[12]使用1000份調(diào)查問卷定量分析了知識積累能力對企業(yè)組織創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)外部環(huán)境和組織文化顯著影響知識積累對組織創(chuàng)新的影響。Sosa[13]研究發(fā)現(xiàn)更好的技術(shù)平臺可以幫助企業(yè)提升知識積累，從而幫助企業(yè)保持技術(shù)領(lǐng)導(dǎo)地位。

三是知識積累影響因素的研究。Melissa[14]考察了知識積累在供應(yīng)鏈企業(yè)中的作用，發(fā)現(xiàn)知識積累可以通過設(shè)備升級獲得。Singh等[15]研究了模仿對知識積累的影響，發(fā)現(xiàn)通過模仿策略可以有效的促進知識積累。Steinmetz[16]通過建立動態(tài)歷史依賴創(chuàng)新模型，發(fā)現(xiàn)企業(yè)能夠通過投資R&D積累知識。Ang[17]使用印度1919-2006年數(shù)據(jù)探索了印度金融自由化對知識積累的影響，發(fā)現(xiàn)金融系統(tǒng)只有充分自由化才會對知識積累發(fā)揮正向影響。Shafiei等[18]還研究了不同國家R&D技術(shù)研發(fā)人員的努力程度對知識積累的影響。Vu[19]則從方法論角度研究了知識積累與方法工具、理論及實證數(shù)據(jù)等知識資源的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)知識積累過程中會消耗知識資源。Mgmt[20]則研究發(fā)現(xiàn)知識的廣度和深度取決于知識在市場中的獲取和共享方式。

國內(nèi)學(xué)者也對知識積累進行了相關(guān)的研究。劉剛[21]認為知識積累質(zhì)和量的差異決定了企業(yè)之間具有不同的競爭優(yōu)勢和成長潛力。陳亮等[22]研究了企業(yè)員工在當前企業(yè)工作年限與以前工作經(jīng)歷對企業(yè)員工知識積累的影響。江旭和高山行[23]運用結(jié)構(gòu)方程模型對全國226份企業(yè)數(shù)據(jù)研究了知識的內(nèi)部積累與外部獲取對企業(yè)創(chuàng)新的影響。劉鳳良和郭杰[24]通過內(nèi)生經(jīng)濟增長模型分析了知識積累與資源可耗竭性對經(jīng)濟持續(xù)增長制約作用的關(guān)系。翁逸群[25]通過在新增長理論框架下建立動態(tài)模型研究了中間投入部門知識積累與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的相關(guān)性。許治和周寄中[26]將知識積累引入總產(chǎn)出方程及使用AH模型，從知識積累的角度分析了我國科技投入強度偏低的原因。秦劍[27]研究了研發(fā)的跨職能整合對新產(chǎn)品開發(fā)績效的影響。陳國權(quán)等[28]則研究了企業(yè)環(huán)境下個體獲取知識的能力與輸出知識能力之間的關(guān)系。

縱觀國內(nèi)外現(xiàn)有文獻，關(guān)于知識積累的研究涉及不同的經(jīng)濟領(lǐng)域，但是鮮有文獻研究金融發(fā)展在自主研發(fā)影響知識積累中的作用。改革開放以來，我國金融系統(tǒng)經(jīng)歷了巨大變革，信貸資源的配置效率不斷提高，各地區(qū)金融發(fā)展狀況得到極大改善，研究金融發(fā)展對自主研發(fā)影響知識積累的影響和作用十分必要，通過這一課題的研究，將有助于深化對知識積累的理解，并進一步豐富現(xiàn)有知識積累的理論成果，同時為我國統(tǒng)籌國家和地區(qū)知識積累，提高經(jīng)濟高增長質(zhì)量提供一定的理論參考?；诖耍疚臄M以我國省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建非線性面板門限模型，以金融發(fā)展為門限變量，考察自主研發(fā)對知識積累的非線性影響。

2 模型設(shè)定與估計方法

2.1 門限模型設(shè)定

本文根據(jù)Jaffee[29]提出的知識生產(chǎn)函數(shù)框架，將知識積累的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為如下柯布-道格拉斯形式：

klait=ait(rdit)α(ftiit)β

(1)

其中，klait表示知識積累；rdit表示自主研發(fā)水平；ftiit表示技術(shù)引進；α與β分別表示自主研發(fā)與技術(shù)引進對知識積累的產(chǎn)出彈性；ait表示內(nèi)生化的技術(shù)進步因素；i表示不同的截面單位；t為年份。對方程(1)兩邊取自然對數(shù)可以得到如下方程：

lnklait=lnait+αlnrdit+βlnftiit

(2)

假設(shè)影響全要素生產(chǎn)率ait的因素受到金融發(fā)展、非國有經(jīng)濟發(fā)展和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的影響，進一步假設(shè)：

ait=f(finit,nostit,highit)=(finit)χ(nostit)γ1(highit)γ2eμi+εit

(2)

對上式兩邊取自然對數(shù)，并將其代入方程(2)式可得：

lnklait=αlnrdit+βlnftiit+χlnfinit+γ1lnnostit+γ2lnhighit+μi+εit

(3)

其中，finit表示地區(qū)金融發(fā)展水平，nostit表示非國有經(jīng)濟發(fā)展，highit表示高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)量，μi為個體效應(yīng)，εit為隨機誤差項，且服從均值為零的正態(tài)分布。

方程(3)為不考慮“門限效應(yīng)”的計量模型。然而，由于各地金融發(fā)展等因素存在較大差異，自主研發(fā)與知識積累之間可能并非簡單的線性關(guān)系。為了真實發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平在自主研發(fā)影響知識積累中的作用，基于模型(3)建立如下非線性面板門限模型：

lnklait=α1lnrditI(lnfinit≤η)+α2lnrditI(lnfinit>η)+βlnftiit+γ1lnnostit+γ2lnhighit+μi+εit

(4)

其中,金融發(fā)展水平指標lnfinit為門限變量，η為門限值，I(·)為指示性函數(shù)；通過比較門限變量lnfinit與門限值η的大小，可以將樣本觀察值分成兩個樣本區(qū)域，兩樣本區(qū)域之間的差異主要表現(xiàn)為回歸系數(shù)α1與α2的取值不同。如果定義:

則模型(4)可以表示為以下形式:

lnklait=θ′Xit(η)+μi+εit

(5)

2.2 模型估計及檢驗方法

對于非線性面板門限模型，不僅需要聯(lián)合估計門限值η和參數(shù)θ，而且需要進行門限效應(yīng)的相關(guān)性檢驗。為了對模型(5)進行參數(shù)估計，首先借鑒Hansen[30]通過消除μi將模型變換為:

(6)

對所有觀察值進行累疊,則式(6)可以表示為矩陣形式:

lnkla=X(η)θ+ε

理論表明，門限值η可以是門限變量lnfinit取值范圍內(nèi)的任何值，從中任意選定一個值lnfin1作為初始值η后，便可以運用最小二乘估計(OLS)得到參數(shù)θ的估計值：

北島，原名趙振開，1949年生于北京，做過建筑工人、編輯和自由撰稿人。其詩歌寫作始于1970年，1978年在北京創(chuàng)辦地下文學(xué)雜志《今天》，擔任主編至今。自1987年起在歐洲和北美居住并任教。

然后，需要進行兩方面的檢驗。一是門限效應(yīng)的存在性檢驗。原假設(shè)H0:θ1=θ2，備擇假設(shè)為H1:θ1≠θ2。相應(yīng)的統(tǒng)計量為：

3 變量與數(shù)據(jù)

3.1 被解釋變量

知識積累按照Ang[32]使用永續(xù)盤存法測算，測算公式為：

(7)

式(7)中klait為各地區(qū)第t年的知識存量，Δklait為各地區(qū)第t年的專利申請量，折舊率δ取值為10%。計算知識積累之前，需要計算各地區(qū)的基期知識積累，計算方法為：

(8)

方程(8)中klai0為第i地區(qū)在2002年的知識積累水平，Δklai0為第i個地區(qū)在2002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，δ為折舊率。計算出各地區(qū)基期知識積累后，再使用式(7)可以計算出各地區(qū)2002-2009年的歷年知識積累水平。

3.2 解釋變量

(1)金融發(fā)展水平(finit)：由于在我國M2/GDP、金融機構(gòu)貸款/GDP、存貸款/GDP及非國有經(jīng)濟獲取銀行貸款比率等常用指標不能準確衡量我國金融發(fā)展水平[33]，因此，本文使用樊綱等[34]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)(alloit)來測量我國各省(市、區(qū))的金融發(fā)展水平。

(2)自主研發(fā)(rdit)：本文借鑒吳延兵使用R&D存量表示各省(市、區(qū))區(qū)自主研發(fā)水平。計算方法是首先使用2001年為基期的居民消費價格指數(shù)將2002-2009年各省(市、區(qū))R&D經(jīng)費內(nèi)部支出平減為實際值，然后使用式(1)和式(2)的方法計算歷年R&D資本存量。此時折舊率為15%[35]。

(3)技術(shù)引進(ftiit)：使用各省(市、區(qū))國外技術(shù)引進費用存量表示技術(shù)引進水平。首先使用2002-2009年人民幣兌美元匯率將國外技術(shù)引進費用換算成人民幣，并使用2001年為基期的居民消費價格指數(shù)將其平減成實際值，然后使用式(1)和式(2)的方法計算歷年國外技術(shù)引進存量，此時折舊率為15%。

(4)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)(highit)：以各省(市、區(qū))高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)個數(shù)表示。由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)對于促進科技成果轉(zhuǎn)化和專利申請數(shù)量具有重要影響，會在一定程度上影響基于專利申請量計算的知識存量，因此將該指標作為控制變量。

(5)非國有經(jīng)濟發(fā)展(nostit)：使用樊綱等計算的非國有經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)表示。因為市場環(huán)境好的地區(qū)，非國有經(jīng)濟發(fā)展程度相對較高，而只有在市場環(huán)境較好的地區(qū)，才能較為合理的為新知識和創(chuàng)新技術(shù)定價，從而為企業(yè)帶來足夠期望利潤的情況，本地企業(yè)才會有激勵進行技術(shù)模仿與吸收或加強自身的科研能力以應(yīng)對加劇的市場競爭[36]。因此需要將非國有經(jīng)濟發(fā)展作為控制變量。

3.3 數(shù)據(jù)來源

本文采用的數(shù)據(jù)中專利申請數(shù)量、R&D支出、引進技術(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)年份的居民消費價格指數(shù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和各省(市、區(qū))歷年《統(tǒng)計年鑒》；金融發(fā)展和非國有經(jīng)濟發(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)市場化相對進程2011年報告》。為了保證數(shù)據(jù)統(tǒng)計口徑的一致性，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))進入樣本，8年共240個觀測值。表1報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。另外，表1還報告了方差膨脹因子的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，方差膨脹因子均在10以內(nèi)，說明各變量間不存在多重共線性問題。

4 實證結(jié)果與分析

4.1 實證結(jié)果

根據(jù)面板門限模型的估計和檢驗方法，利用stata12.0進行實證分析。首先進行門限效應(yīng)檢驗。表2給出了以金融發(fā)展為門限變量進行門限效應(yīng)檢驗后得到的F值及相應(yīng)的Bootstrap P值和10%、5%、1%顯著性水平的臨界值。從表2可以看出，無論是以金融市場化指數(shù)，還是以銀行信貸分配市場化指數(shù)為門限變量，單門限效應(yīng)都通過了1%顯著性水平的檢驗，雙門限效應(yīng)均未通過10%水平的顯著性檢驗，說明模型存在單門限效應(yīng)，不存在雙門限效應(yīng)。這意味著金融發(fā)展對自主研發(fā)與知識積累的關(guān)系具有顯著影響。因此，本文選用單門限模型進行實證分析。

門限效應(yīng)檢驗后，需要對門限值進行估計和檢驗。表3給出了以金融市場化和銀行信貸分配市場化為門限變量時門限值的估計結(jié)果及門限值95%和99%置信區(qū)間。圖1、2分別為描述門限變量為金融市場化和信貸分配市場化時門限估計值與似然比值的關(guān)系圖，圖中虛線部分為似然比統(tǒng)計量在5%顯著性水平的臨界值。從圖1、2可以看出，當單門限值為2.295和2.392時，似然比統(tǒng)計量值為0；當門限值分別處于95%和99%置信區(qū)間時，似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值，處于原假設(shè)接受域內(nèi)，即兩個門限值與實際門限值相等。

表1 變量描述性統(tǒng)計

注：①②分別為門限變量為lnmarkit和lnalloit時的方差膨脹因子。

表2 門限效應(yīng)檢驗

注：P值與臨界值均為采用“Bootstrap 法”模擬20次后得到的結(jié)果。

表3 門限值估計結(jié)果及其置信區(qū)間

圖1 門限估計值及95%置信區(qū)間(Ⅰ)

圖2 門限估計值及95%置信區(qū)間(Ⅱ)

4.2 估計結(jié)果分析

門限值估計出來后，便可以對門限模型(5)進行參數(shù)估計。單門限模型實質(zhì)上是依據(jù)門限值將樣本分為低于門限值的低金融發(fā)展區(qū)域和高于門限值的高金融發(fā)展區(qū)域，通過比較兩個區(qū)間內(nèi)回歸系數(shù)的差異檢驗門限效應(yīng)的作用。分別以金融市場化和銀行信貸分配市場化為門限變量估計模型，相應(yīng)的門限參數(shù)估計值見表4和5。

從表4和表5中可以看出，在分別以金融市場化和銀行信貸分配市場化為門限變量的單門限模型中，三個控制變量對地區(qū)知識積累均具有正向效應(yīng)。其中，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)量對地區(qū)知識積累的促進作用最大，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)量每增加1%，地區(qū)知識積累將提高0.6%以上；非國有經(jīng)濟發(fā)展水平提升1%，地區(qū)知識積累將提高0.4%以上。說明高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)量和非國有經(jīng)濟發(fā)展是促進地區(qū)知識積累的重要影

表4 金融市場化(lnmarkit)單門限模型參數(shù)估計結(jié)果

表5 銀行信貸分配市場化(lnalloit)單門限模型參數(shù)估計結(jié)果

圖3 金融發(fā)展水平及自主研發(fā)彈性變化趨勢圖

響因素，對于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的持續(xù)性和競爭力具有重要正向效應(yīng)。值得注意的是，技術(shù)引進對地區(qū)知識積累的進步作用沒有通過10%水平下的顯著性檢驗，說明我國知識積累能力較強，知識積累的主要來源于自主研發(fā)而非通過國際貿(mào)易等途徑的技術(shù)引進。

門限效應(yīng)檢驗則表明，自主研發(fā)對知識積累的影響顯著的存在基于金融發(fā)展的單門限效應(yīng)。以表4為例，當金融發(fā)展水平未跨過門限值2.295時，自主研發(fā)對知識積累的彈性系數(shù)在1%顯著性水平下為0.535，即自主研發(fā)水平提高1%，知識積累上升0.535%；金融發(fā)展水平跨過門限值后，自主研發(fā)對知識積累的彈性系數(shù)在1%顯著性水平下變?yōu)?.617，此時自主研發(fā)水平每提高1%，知識積累水平上升0.617%。說明金融發(fā)展水平跨過門限值后，自主研發(fā)對知識積累的促進效應(yīng)變大。同理，單門限效應(yīng)在表5中也得出了類似的結(jié)論。這意味著我國自主研發(fā)對知識積累的影響在很大程度上取決于各地區(qū)的金融發(fā)展水平。自主研發(fā)固然會促進知識積累，然而自主研發(fā)對知識積累的影響程度受到金融發(fā)展水平的約束，更高的金融發(fā)展水平會提高自主研發(fā)對知識積累的促進作用。這可能是因為，自主研發(fā)在促進知識積累的過程中需要引進新的人才或購買新的設(shè)備，這都需要進行外部融資。當金融發(fā)展跨過門限值后，便可以為企業(yè)提供良好的外部融資環(huán)境，從而緩解自主研發(fā)活動的外部融資約束，提高自主研發(fā)對知識積累的促進作用。顯然，與現(xiàn)有一些研究[13、15、16、18、20、28]忽略了金融因素對知識積累的潛在影響相比，本文結(jié)論有助于更好的理解金融發(fā)展與知識積累之間的關(guān)系，并進一步拓展了Ang[32]對這一問題的研究外延。

4.3 擴展分析

根據(jù)門限模型可以將我國30個省份劃分為四個區(qū)域：低金融發(fā)展區(qū)域(lnmarkit≤2.295)、高金融發(fā)展區(qū)域(lnmarkit>2.295)和低金融發(fā)展區(qū)域(lnalloit≤2.392)、高金融發(fā)展區(qū)域(lnalloit>2.392)。表6給出了每年四個區(qū)域的省份數(shù)量。為了便于直觀考察我國各省份金融發(fā)展的變化情況，結(jié)合表6繪制了我國不同金融發(fā)展區(qū)間省份數(shù)及自主研發(fā)對知識積累影響的變化趨勢圖(圖3)。

表6 歷年高、低金融發(fā)展區(qū)間省份數(shù)量

從表6和圖3不難看出，2002-2007年我國大部分省份處于低金融發(fā)展區(qū)域，這個階段我國大部分省份自主研發(fā)對知識積累的彈性系數(shù)較低。2008年以后，我國區(qū)域金融發(fā)展水平有了顯著提高，大部分省份處于高金融發(fā)展區(qū)域，此階段自主研發(fā)對知識積累的影響有了顯著提高。出現(xiàn)這樣結(jié)果，其原因可能是：2008年之前，較低的金融發(fā)展水平無法為企業(yè)的研發(fā)活動提供較好的外部融資環(huán)境，限制了自主研發(fā)的外部融資行為，導(dǎo)致自主研發(fā)對知識積累的影響彈性較低；2008年以后，金融發(fā)展水平提高，自主研發(fā)的外部融資環(huán)境得到改善，使得自主研發(fā)對知識積累的促進效應(yīng)得到提高。

表7 高、低金融發(fā)展區(qū)域省份分布情況

為了進行對比分析，本文將處于不同區(qū)間的金融發(fā)展水平的省份情況列于表7。表7顯示，金融發(fā)展水平跨過門限值的省份在不斷增加。在2002-2007年間基本只有東部省份跨過了門限值進入高金融發(fā)展區(qū)域，2008年之后，大部分省份擠入高金融發(fā)展區(qū)域，而且西部省份逐漸增多?？梢钥闯觯覈鹑诎l(fā)展水平是先由東部地區(qū)開始提高，然后中西部地區(qū)再逐漸提高，區(qū)域金融發(fā)展水平存在時間和空間上的不平衡狀態(tài)，因而各省份自主研發(fā)對知識積累的影響也存在時間和空間的不平衡。而我國各地區(qū)之間不僅金融發(fā)展水平不平衡，從表7可以看出，較早擠入高金融發(fā)展區(qū)域的省份不僅金融發(fā)展水平較高，其經(jīng)濟發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度等各方面也都處于較高水平。這說明自主研發(fā)對知識積累的影響除了金融發(fā)展水平的門限效應(yīng)之外，還可能存在其他因素的門限效應(yīng)。

5 結(jié)語

本文利用我國省級面板數(shù)據(jù)構(gòu)建非線性面板門限模型，以金融發(fā)展為門限變量，實證分析了自主研發(fā)對知識積累的非線性影響，得到如下結(jié)論：高技術(shù)產(chǎn)業(yè)數(shù)量和非國有經(jīng)濟發(fā)展均對地區(qū)知識積累具有較大的促進作用，技術(shù)引進對地區(qū)知識積累則不會產(chǎn)生顯著的影響。自主研發(fā)對各地區(qū)知識積累的影響程度受到金融發(fā)展水平的影響，只有金融發(fā)展水平跨過了相應(yīng)的門限值后，自主研發(fā)對知識積累的促進效應(yīng)才會變大，即自主研發(fā)對知識積累的影響存在基于金融發(fā)展水平的單門限效應(yīng)。說明金融發(fā)展水平的提高會為企業(yè)自主研發(fā)活動提供良好的外部融資環(huán)境，從而有利于自主研發(fā)活動對知識積累的影響。2008年以后，我國大部分省份金融發(fā)展水平已經(jīng)跨過門限值進入高金融發(fā)展區(qū)域，且金融發(fā)展水平表現(xiàn)出由東部向西部地區(qū)傳遞的趨勢。

根據(jù)研究結(jié)論我們提出了以下政策建議：(1)政府應(yīng)當加大對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的支持力度，同時改善市場環(huán)境，促進地區(qū)非國有經(jīng)濟的發(fā)展，為提升地區(qū)知識積累水平創(chuàng)造良好的條件。(2)政府應(yīng)當制定針對性的稅收優(yōu)惠政策。對企業(yè)自主研發(fā)投入實行稅收抵免，引導(dǎo)和鼓勵企業(yè)加大自主研發(fā)力度，幫助企業(yè)變?yōu)樽灾餮邪l(fā)活動的主體；(3)政府應(yīng)當建立健全對自主研發(fā)活動的財政補貼制度。加強對重點行業(yè)和重點企業(yè)自主研發(fā)活動的財政補貼；(4)政府應(yīng)當繼續(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，促進銀行間公平競爭，提高金融機構(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；(5)政府應(yīng)當繼續(xù)推進資本市場發(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。當然，企業(yè)自身也應(yīng)當建立良好的誠信機制，提高自身信用等級，以獲取商業(yè)銀行的信用支持，而且要強化內(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)造基礎(chǔ)條件。

本文主要貢獻是：通過建立非線性面板門限模型考察了中國各地區(qū)自主研發(fā)對知識積累的促進過程中金融發(fā)展的門限效應(yīng)，豐富了國內(nèi)該領(lǐng)域的研究成果，有助于更好的理解金融發(fā)展與知識積累的之間的關(guān)系，拓展了Ang[32]對這一問題的研究外延，為政府部門制定相關(guān)政策提供了一定的決策參考。當然，研究表明自主研發(fā)對知識積累的影響除了基于金融發(fā)展水平的門限效應(yīng)外，還可能存在基于其他因素的門限效應(yīng)，限于篇幅我們并沒有對此做進一步的分析，這可為我們提供進一步研究的方向和研究空間。

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Independent Research and Accumulation of Knowledge: Research on the Threshold Model from the Perspective of Financial Development

YAN Tai-hua, LIU Huan-peng

(School of Economics and Business Administration,Chongqing University，Chongqing，400044，China)

Recent studies show that there are intimate connections between independent research and knowledge accumulation.With continuously improve of efficiency of credit allocative in China,it is necessary that analysis the impact of independent research on knowledge accumulation.The nonlinear panel data threshold model consisting of China’s provincial panel data during 2002 and 2009 is constructed,and financial development is taken as the threshold variable,studing the nonlinear impact of independent research on knowledge accumulation and the threshold effect of financial development. On this basis, we analysis the trend of financial development is analyzed,which has an effect on the impact of independent research on knowledge accumulation. The results show: the effects of independent research on knowledge accumulation have a significant single threshold effect. When the degree of financial development exceeds the threshold value, the independent research has a bigger promotion effect on the knowledge accumulation. After 2008, most of the provinces in China cross the threshold value and reached the regional of the higher degree of financial development. Independent research has a bigger promote effect on the knowledge accumulation.A better understanding of the relationship between independent research and knowledge accumulation is provided, the extension of this problem by Ang expanded,and a reference for government departments formulate relevant policies is provided.

financial development；independent research；knowledge accumulation；panel data；threshold effect

1003-207(2015)05-0073-09

10.16381/j.cnki.issn1003-207x.2015.05.010

2013-08-16；

2014-03-10

重慶市社會科學(xué)基金規(guī)劃項目(2012YBJJ020)；重慶市社會科學(xué)規(guī)劃一般項目(2014YBJJ032)

嚴太華(1964-)，男(漢族)，重慶璧山人，重慶大學(xué)經(jīng)濟與工商管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，管理學(xué)博士，研究方向：數(shù)量經(jīng)濟學(xué).

F830.1

A