金融發(fā)展對創(chuàng)新效率影響的門檻效應檢驗

呂鷹飛，李　政

(1.吉林大學 經(jīng)濟學院，吉林 長春 130012；2.吉林省金融文化研究中心，吉林 長春 130028)

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金融發(fā)展對創(chuàng)新效率影響的門檻效應檢驗

呂鷹飛1，2，李政1

(1.吉林大學 經(jīng)濟學院，吉林 長春 130012；2.吉林省金融文化研究中心，吉林 長春 130028)

以我國2006-2013年省際面板數(shù)據(jù)為基礎，應用數(shù)據(jù)包絡法計算我國企業(yè)科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率，并對我國金融發(fā)展對兩種效率的影響是否存在門檻效應進行了實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國各省市地區(qū)的科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率水平均偏低，其水平亟需提高，金融發(fā)展水平對科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率均存在門檻效應，其中科研創(chuàng)新效率存在三重門檻效應，產(chǎn)品創(chuàng)新效率存在雙重門檻效應。金融發(fā)展水平的提高降低了其對科研創(chuàng)新效率和產(chǎn)品創(chuàng)新效率的影響強度，說明我國金融發(fā)展需考慮到其對實體經(jīng)濟的促進作用，盲目擴張會導致效率損失。

金融發(fā)展；創(chuàng)新效率；門檻回歸

一、前　言

前沿文獻對金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中的重要地位給予了充分的肯定，對于我國金融發(fā)展影響經(jīng)濟增長以及技術進步的研究比較豐富。錢水土和周永濤(2010)基于我國地區(qū)數(shù)據(jù)，以非國有部門貸款與GDP之比來衡量金融發(fā)展水平，以企業(yè)專利申請數(shù)量度量自主創(chuàng)新能力，用門檻回歸的方法驗證我國金融發(fā)展、FDI與創(chuàng)新能力間是否存在門檻效應。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對于自主創(chuàng)新的影響并不顯著，但以金融發(fā)展為門檻，F(xiàn)DI 對自主創(chuàng)新的作用存在門檻效應[1]24-29。何曉虎和何倫志(2011)同樣基于我國區(qū)域數(shù)據(jù)，技術進步水平基于隨機前沿模型計算，金融發(fā)展程度指標采用私人信貸余額占名義GDP的比重獲得。其門檻回歸結(jié)果顯示，金融發(fā)展水平對技術進步存在雙門檻效應，隨著金融發(fā)展水平的提高，其對技術進步的作用顯著下降[2]。

技術創(chuàng)新活動作為一種生產(chǎn)活動其本身也存在著效率問題，前述論文都驗證了我國金融發(fā)展水平會影響技術創(chuàng)新數(shù)量即創(chuàng)新活動的產(chǎn)出數(shù)量。然而金融發(fā)展是否促進了創(chuàng)新活動的效率卻鮮有文獻提及。金融發(fā)展影響企業(yè)創(chuàng)新效率可以歸納為以下幾點：一是創(chuàng)新活動需要大量的資金，企業(yè)創(chuàng)新活動必然需要金融部門的資金支持。二是金融部門提供的多種工具可以有效分散企業(yè)在研發(fā)與創(chuàng)新時所面臨的風險。三是有效的金融市場能夠優(yōu)化資金配置，將投資引導至具有最高創(chuàng)新率的企業(yè)[1]24-29[2]。

我國關于金融發(fā)展與創(chuàng)新效率的實證論文較少。顧群和翟淑萍(2013)用數(shù)據(jù)包絡法估計了我國2005至2010年30個省市的創(chuàng)新效率水平，基于此數(shù)據(jù)對金融發(fā)展和知識產(chǎn)權(quán)保護對于創(chuàng)新效率的影響進行了實證研究。結(jié)果顯示，金融發(fā)展水平對創(chuàng)新效率有顯著的正向影響，并且強度隨著金融發(fā)展水平提高而加強[3]42-46。孫立梅和高碩(2015)以類似顧群和翟淑萍(2013)的方法計算了創(chuàng)新效率，用金融機構(gòu)存款余額、金融機構(gòu)貸款余額以及股票市場總值三個指標衡量金融發(fā)展水平，應用面板回歸考察了我國2007—2011年創(chuàng)新效率與金融發(fā)展水平的關系[4]110-113。金融中介相比金融市場對技術創(chuàng)新效率的促進作用更強，然而我國的存款配置水平較低，需要進一步優(yōu)化。

前述對金融發(fā)展和創(chuàng)新效率的研究文獻存在以下兩個問題。一是對于創(chuàng)新效率的計算過于粗糙，直接以專利數(shù)量和新產(chǎn)品銷售收入作為DEA方法的產(chǎn)出變量，以R&D人員和資金投入作為投入變量的做法忽視了技術創(chuàng)新的內(nèi)在過程，即知識轉(zhuǎn)化為專利的科研創(chuàng)新和專利轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品的研發(fā)創(chuàng)新。二是對于金融發(fā)展和創(chuàng)新效率的實證研究沒有考慮到二者存在門檻效應的問題。由金融發(fā)展和技術進步的相關文獻我們看到，我國金融發(fā)展影響技術進步是存在門檻效應的，那么我國金融發(fā)展對于創(chuàng)新效率的作用是否存在門檻效應值得研究。本文基于上述兩點對現(xiàn)有研究進行了擴展，具體為：將創(chuàng)新效率分為科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品研發(fā)效率并分別計算；在回歸模型時采用門檻回歸考察金融發(fā)展對兩種創(chuàng)新效率的門檻效應。本文以下的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為變量選取與說明；第三部分為實證結(jié)果與評價；第四部分為基本結(jié)論。

二、方法介紹與變量選取說明

(一)創(chuàng)新效率

本文采用數(shù)據(jù)包絡法測算我國各地區(qū)創(chuàng)新效率。數(shù)據(jù)包絡法(DEA)是根據(jù)多項投入指標和多項產(chǎn)出指標，利用線性規(guī)劃的方法，對具有可比性的同類型單位進行相對有效性評價的一種數(shù)量分析方法。數(shù)據(jù)包絡法屬于非參數(shù)方法，相比于參數(shù)方法需要對具體的生產(chǎn)函數(shù)進行假設，非參數(shù)方法很好地規(guī)避了這個問題，在不需要對具體生產(chǎn)函數(shù)進行假設的條件下計算產(chǎn)出效率。

我們將創(chuàng)新效率分為科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率?？蒲袆?chuàng)新效率主要指企業(yè)主體在投入一定人力物力后，形成有效專利發(fā)明的效率。選擇各地區(qū)高技術產(chǎn)業(yè)R&D人員全時當量與高技術產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費內(nèi)部支出作為投入變量，高技術產(chǎn)業(yè)專利申請數(shù)和高技術產(chǎn)業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)作為產(chǎn)出變量。產(chǎn)品創(chuàng)新效率指企業(yè)主體將已有專利轉(zhuǎn)化為產(chǎn)品并盈利的能力。選擇高技術產(chǎn)業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)和高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費支出作為投入變量，高技術產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品銷售收入作為產(chǎn)出變量。上述數(shù)據(jù)來自《中國科技統(tǒng)計年鑒》，由于從投入到產(chǎn)出需要時間，我們將投入數(shù)據(jù)滯后1年，即產(chǎn)出數(shù)據(jù)時間為2006—2013年，投入數(shù)據(jù)為2005—2012年。由于數(shù)據(jù)缺失，在區(qū)域選擇上我們?nèi)サ袅宋鞑刈灾螀^(qū)、臺灣、香港和澳門，保留了其余30個省市地區(qū)。

(二)面板門檻回歸模型

面板門檻回歸模型最初由Hansen提出，其基本形式為

(1)

(2)

其中，解釋變量為xi，qi為“門檻變量”，其可以作為解釋變量之一，也可以是獨立的變量。門檻變量在“門檻值”γ處將樣本分為兩類[5]345-368。

面板門檻模型的求解遵循以下步驟：①首先通過網(wǎng)格搜索法確定門檻值，對任意門檻值γ，計算其最小二乘法下的回歸殘差平方和，以最小的殘差平方和為門檻值。②對已經(jīng)計算出的門檻值進行假設檢驗，原假設不存在門檻效應，H0：α1=α2；備擇假設H1：α1≠α2。用自舉法模擬似然比檢驗的漸進分布來計算各顯著性水平上的統(tǒng)計量，進而檢驗門檻效應的顯著性。③最后對門檻效應的各參數(shù)進行回歸估計[5]345-368。

(三)金融發(fā)展指標以及其他控制變量

參考李金昌和曾慧(2009)直接用各地區(qū)金融機構(gòu)各項貸款余額除以名義GDP來度量金融發(fā)展水平[6]30-37。數(shù)據(jù)來自《中國金融年鑒》與《中國統(tǒng)計年鑒》。在模型中加入其他控制變量以保證模型穩(wěn)定性，具體為：①外商直接投資，用各地區(qū)外商直接投資除以人均GDP來表示外商投資水平。②教育水平，用地區(qū)就業(yè)人員平均受教育年限度量地區(qū)教育水平，其中，小學畢業(yè)、初中畢業(yè)、高中畢業(yè)、大學畢業(yè)和研究生畢業(yè)的受教育年數(shù)分別按6、9、12、16、18計算。③市場競爭，用地區(qū)高技術行業(yè)企業(yè)數(shù)量度量市場競爭情況[7]107-112。上述數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》與地方統(tǒng)計年鑒。

三、實證結(jié)果與評價

用DEA方法計算的各地區(qū)科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率如表1所示。

表1　科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率估計結(jié)果

表1數(shù)據(jù)顯示，我國2006—2013年各地區(qū)平均的科研創(chuàng)新效率和產(chǎn)品創(chuàng)新效率均低于0.5。其中，科研創(chuàng)新效率平均值為0.425 1，最大值為云南省0.865 2，最小值為黑龍江省0.169 6，全國30個省市中有9個地區(qū)大于0.5，分別為北京市、山西省、吉林省、安徽省、湖南省、廣東省、海南省、云南省和新疆維吾爾自治區(qū)。產(chǎn)品創(chuàng)新效率全國平均值為0.379 7，最大值為天津市0.874 1，最小值為黑龍江0.100 5，全國30個省市中有8個地區(qū)大于0.5，分別為北京市、天津市、上海市、江蘇省、福建省、山東省、重慶市以及寧夏回族自治區(qū)。我們發(fā)現(xiàn)，兩類創(chuàng)新效率的整體水平較低，全國均值均未超過0.5，從地域角度看，兩指標同時超過0.5的地區(qū)僅北京一處，單指標超過0.5的區(qū)域也較少。這說明我國創(chuàng)新效率整體偏低，亟需優(yōu)化。

在計算了各地區(qū)的創(chuàng)新效率后，筆者將科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率作為被解釋變量，金融發(fā)展水平作為解釋變量和門限變量進行回歸，檢驗我國金融發(fā)展水平對創(chuàng)新效率的影響是否存在門檻，具體回歸方程如下[5]345-368：

R1it=α0+α1EDUit+α2FDIit+α3FitI(FF1)+εit

(1)

R2it=α0+α1FAit+α2FDIit+α3FitI(FF1)+εit

(2)

考慮到教育水平主要影響企業(yè)科研創(chuàng)新過程，而競爭程度主要對企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新過程起作用，所以教育水平(EDU)只出現(xiàn)在模型1中，而競爭程度(FA)只出現(xiàn)在模型2中。而外商直接投資對科研創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新都有作用，所以兩模型均將外商直接投資(FDI)作為控制變量。

首先對模型1模型2進行門檻回歸的門檻數(shù)量檢驗以確定門檻個數(shù)。將最大門檻數(shù)量設為3，對應的3組原假設與備則假設為：①原假設不存在門檻，備則假設只存在1個門檻；②原假設只存在1個門檻，備則假設存在2個門檻；③原假設只存在2個門檻，備則假設存在3個門檻。結(jié)果見表2、表3。

表2　模型1門檻檢驗結(jié)果

注：*、**、***表示在90%、95%和99%的顯著性水平下顯著，下同。

表3　模型2門檻檢驗結(jié)果

表2數(shù)據(jù)顯示，雙重門檻假設在99%的顯著水平上通過檢驗，而三重門檻假設在95%的顯著性水平上通過檢驗，所以模型1我們選擇門檻數(shù)量為3.表3數(shù)據(jù)顯示，單一門檻和雙重門檻假設分別通過了95%和90%顯著性水平下的檢驗，而三重門檻假設不顯著，所以模型2我們選取門檻數(shù)量為2。各模型門檻值和置信區(qū)間見表4。

表4　門檻值與置信區(qū)間

表5　模型門檻回歸結(jié)果

表5給出了模型1與模型2的門檻回歸結(jié)果。觀察表5結(jié)果可知：

對于科研創(chuàng)新效率，金融發(fā)展水平在三重門檻的四個區(qū)間內(nèi)均對科研創(chuàng)新效率有正向作用，然而其作用強度越來越小，從第一區(qū)域的0.814 5逐步降至最后一區(qū)域的0.353 1。造成這一現(xiàn)象可能的原因是，在金融發(fā)展初期金融市場與企業(yè)合作順暢，金融業(yè)的資金配置有效性較高，隨著金融發(fā)展的深化，資本由實體經(jīng)濟不斷向金融市場轉(zhuǎn)移，實體經(jīng)濟由于缺乏資金支持而效率降低。教育水平對于科研創(chuàng)新效率的作用方向為正向，強度為0.073 9且在99%水平上顯著，說明加強企業(yè)員工培訓與教育、提高國民知識水平對于創(chuàng)新效率有積極作用。FDI的系數(shù)為負但不顯著，可能的原因是我國要素稟賦與發(fā)達國家存在差異，外商直接投資的技術溢出效應未能對本土的科研創(chuàng)新效率和產(chǎn)品創(chuàng)新效率形成良性互動，由于競爭效應的存在，F(xiàn)DI反而對我國創(chuàng)新效率有一定阻礙。2013年全國30個地區(qū)金融發(fā)展水平按三重門檻劃分為四個區(qū)域，每個區(qū)域?qū)牡貐^(qū)數(shù)量分別為15、6、9和0。數(shù)據(jù)說明我國大部分地區(qū)仍然處于金融發(fā)展對科研創(chuàng)新效率影響較為有效的地區(qū)。

對于產(chǎn)品創(chuàng)新效率，金融發(fā)展水平在雙重門檻檢驗下同樣對創(chuàng)新效率的影響顯著為正，但在三個區(qū)域上呈遞減趨勢。其原因與科研創(chuàng)新的情況類似，金融市場的快速發(fā)展可能會對實體經(jīng)濟形成阻礙。市場競爭水平對科研創(chuàng)新效率有顯著正向作用，其強度為0.000 2，企業(yè)間競爭對企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品形成了倒逼機制。FDI的系數(shù)為負且仍然不顯著，說明國外投資對于國內(nèi)企業(yè)的產(chǎn)品研發(fā)行為的影響很小[7]35。2013年全國30個地區(qū)金融發(fā)展水平按雙重門檻劃分為三個區(qū)域，每個區(qū)域?qū)牡貐^(qū)數(shù)量分別為5、6和19。數(shù)據(jù)說明我國大部分地區(qū)仍然處于金融發(fā)展對產(chǎn)品創(chuàng)新效率影響較弱的地區(qū)。

四、基本結(jié)論

前文研究更多關注金融發(fā)展與經(jīng)濟增長和技術進步的關系，而忽視了金融發(fā)展對企業(yè)創(chuàng)新活動效率的影響[8]57。筆者以我國2006—2013年省際面板數(shù)據(jù)為基礎，應用數(shù)據(jù)包絡法計算我國企業(yè)科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率，并對我國金融發(fā)展對兩種效率的影響是否存在門檻效應進行了實證檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①我國各省市地區(qū)的科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率水平均偏低，兩種效率的平均值都小于0.5，兩種效率大于0.5的區(qū)域僅為9個和8個，說明我國創(chuàng)新效率亟需提高。②金融發(fā)展水平對科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率均存在門檻效應，其中科研創(chuàng)新效率存在三重門檻效應，其金融發(fā)展水平的門檻分別為1.125、1.330和2.085。隨著金融發(fā)展水平的提高，其作用強度不斷下滑，由最高0.814 5降至0.353 1。產(chǎn)品創(chuàng)新效率存在雙重門檻效應，門檻水平為0.818和1.045。金融發(fā)展水平的提高同樣降低了其對產(chǎn)品創(chuàng)新效率的影響強度，其最大值與最小值間的降幅達58%。結(jié)果暗示我國金融發(fā)展需考慮到其對實體經(jīng)濟的促進作用，盲目擴張會導致效率損失。

[1] 錢水土，周永濤.金融發(fā)展、FDI與我國自主創(chuàng)新能力的門檻模型分析[J].南方金融，2010(10).

[2] 何曉虎，何倫志.金融發(fā)展對技術進步的影響存在門檻效應嗎?——基于面板門檻模型的實證研究[M]//第六屆(2011)中國管理學年會——金融分會場論文集，2011.

[3] 顧群，翟淑萍.高技術產(chǎn)業(yè)知識產(chǎn)權(quán)保護、金融發(fā)展與創(chuàng)新效率——基于省級面板數(shù)據(jù)的研究[J].軟科學，2013，27(7).

[4] 孫立梅，高碩.我國金融發(fā)展對技術創(chuàng)新效率作用的實證[J].統(tǒng)計與決策，2015(8).

[5] Hansen B E.Threshold effects in non-dynamic panels：Estimation，testing，and inference [J].Journal of econometrics，1999，93(2).

[6] 李金昌，曾慧.基于金融市場發(fā)展的FDI溢出與經(jīng)濟增長關系：省際面板數(shù)據(jù)研究[J].統(tǒng)計研究，2009，26(3).

[7] 李靜，朱顯平，白江.我國地區(qū)金融集聚驅(qū)動因素的實證分析[J].東北師大學報：哲學社會科學版，2014(5).

[8] 呂鷹飛，桑曉曦.吉林省科技金融發(fā)展問題研究[J].長春金融高等專科學校學報，2016(1).

[責任編輯：秦衛(wèi)波]

Threshold Effect Test of Financial Development on Innovation Efficiency

LV Ying-fei1，2，LI Zheng1

(1.School of Economics，Jilin University，Changchun 130012，China;2.Jilin Financial Cultural Research Center，Changchun 130028，China)

The paper based on the 2006—2013 provincial panel data of China，uses data envelopment analysis to calculate the efficiency of scientific research innovation and product innovation efficiency in China，and makes an empirical test on whether China’s financial development has threshold effect on the two kinds of efficiency.The results shows：Various provinces and cities’ scientific research innovation efficiency and product innovation efficiency level is low，and they need to improve the level urgently，The level of financial development has a threshold effect on the efficiency of scientific research innovation and the efficiency of product innovation，and scientific research innovation efficiency exists triple threshold effect，product innovation efficiency exists double threshold effect.The improvement of the financial development level will reduce its effect degree on the scientific research innovation efficiency and product innovation efficiency.The results suggest that the financial development of our country need to consider its role in promoting the real economy，the blind expansion will lead to loss of efficiency.

Financial Development;Innovation Efficiency;Threshold Regression

2016-03-25

國家社科基金項目(13CJY053)；教育部新世紀優(yōu)秀人才項目(NCET-12-0242)；吉林省教育廳“十二五”規(guī)劃項目(吉教科文合字[2015]第425號)；吉林省金融文化研究中心人文社科重點研究基地開放項目(2015JD001；2015JD002)。

呂鷹飛(1976-)，女，吉林集安人，長春金融高等?？茖W校金融系副教授，經(jīng)濟學博士，吉林大學經(jīng)濟學院理論經(jīng)濟學博士后；李政(1974-)，男，天津?qū)氎嫒?，吉林大學經(jīng)濟學院教授，博士生導師。

F830

A

1001-6201(2016)05-0075-05

[DOI]10.16164/j.cnki.22-1062/c.2016.05.015