科技金融影響制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的實(shí)證分析

路啟梅 馬艷麗 許佳琦

摘 ? 要：運(yùn)用2008—2017年中國(guó)30個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建科技金融綜合指標(biāo)，建立面板門(mén)檻回歸模型，研究科技金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的非線性作用效果。結(jié)果表明：科技金融發(fā)展水平在總體上能正向促進(jìn)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升，前者對(duì)后者的作用效果是存在門(mén)檻效應(yīng)的非線性相關(guān)關(guān)系;科技金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響不僅存在門(mén)檻效應(yīng)，而且前者的邊際作用效果呈現(xiàn)出先遞增后遞減的趨勢(shì)特征。

關(guān) ?鍵 ?詞：科技金融;制造業(yè);自主創(chuàng)新 ;面板門(mén)檻模型;門(mén)檻效應(yīng)

中圖分類(lèi)號(hào)：F830 .59 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A ? ? ? 文章編號(hào)：2096-2517（2019）06-0071-08

DOI：10.16620/j.cnki.jrjy.2019.06.008

一、引言和文獻(xiàn)綜述

黨的十九大報(bào)告指出：我國(guó)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)從高速增長(zhǎng)階段轉(zhuǎn)向了放緩經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、加快經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的新常態(tài)階段。制造業(yè)作為我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的依托，必須要轉(zhuǎn)型升級(jí)。然而，我國(guó)制造業(yè)在生產(chǎn)設(shè)備、核心基礎(chǔ)配件等方面與制造業(yè)強(qiáng)國(guó)還存在著很大的差距，大多數(shù)工廠仍然集中在組裝加工階段，并沒(méi)有掌握核心材料、工藝以及設(shè)備的制造，這就是盡管中國(guó)制造業(yè)的增加值占世界比重在逐步加大，但仍被國(guó)際詬病為“大而不強(qiáng)”的原因。因此，“技術(shù)與創(chuàng)新”成為了中國(guó)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)過(guò)程中最需要注入的元素。

科技金融作為我國(guó)社會(huì)發(fā)展到特定階段的產(chǎn)物，在當(dāng)今新一輪科技革命來(lái)襲，國(guó)際形勢(shì)競(jìng)爭(zhēng)激烈的背景下，逐漸成為了我國(guó)建設(shè)創(chuàng)新型國(guó)家的重要戰(zhàn)略舉措。國(guó)內(nèi)目前對(duì)科技金融性質(zhì)和作用最權(quán)威的表述，應(yīng)屬?lài)?guó)務(wù)院印發(fā)的《“十三五”國(guó)家科技創(chuàng)新規(guī)劃》中提到的：“積極鼓勵(lì)和引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)之間的合作創(chuàng)新，建立健全差異性且多元化兼?zhèn)涞男滦蛣?chuàng)新融資模式;對(duì)具有特色創(chuàng)新的金融產(chǎn)品的開(kāi)發(fā)給予大力支持，同時(shí)加大企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的經(jīng)費(fèi)支持”。即科技金融的落腳點(diǎn)在于金融，其通過(guò)致力于金融創(chuàng)新產(chǎn)品的研發(fā)， 滿足科技創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的金融服務(wù)需求，是金融服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的典型代表。那么， 科技金融的發(fā)展和投入能否影響制造業(yè)創(chuàng)新？ 研究此問(wèn)題可為制造業(yè)提升自身的自主創(chuàng)新能力提供新的視角，也可為國(guó)家和地方政府支持制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)提供新的思路。

“技術(shù)與金融結(jié)合進(jìn)而提高企業(yè)主體的創(chuàng)新能力”一直都是國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究熱點(diǎn)。通過(guò)對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行整理發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外學(xué)者的側(cè)重點(diǎn)有所不同。國(guó)外學(xué)者對(duì)金融與技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)研究較早，King（1993）等通過(guò)對(duì)金融市場(chǎng)與科技創(chuàng)新的關(guān)系進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)： 金融體系中的風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)科技創(chuàng)新起正向推動(dòng)作用[1]，這一研究結(jié)果為科技創(chuàng)新與金融體系之間的聯(lián)系奠定了理論基礎(chǔ)。此后，越來(lái)越多的學(xué)者開(kāi)始從金融角度研究企業(yè)的創(chuàng)新，發(fā)現(xiàn)金融市場(chǎng)的發(fā)展和科技與金融的結(jié)合有助于企業(yè)的創(chuàng)新[2-5]。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)科技金融與制造業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究大多集中在“科技金融與科技創(chuàng)新”與“科技金融與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)或中小企業(yè)”兩個(gè)方面。在“科技金融與科技創(chuàng)新”方面，趙稚薇（2012）研究認(rèn)為政策性科技投入對(duì)科技創(chuàng)新有著正向顯著影響[6]。和瑞亞等（2014）進(jìn)一步提出，證券市場(chǎng)與信貸市場(chǎng)在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)科技創(chuàng)新的成果轉(zhuǎn)化與階段轉(zhuǎn)化均存在正向影響[7]。而在“科技金融與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)或中小企業(yè)”方面，黃繼忠等（2017）以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)對(duì)科技金融與創(chuàng)新績(jī)效的影響進(jìn)行實(shí)證研究，得出科技金融的發(fā)展能夠提高高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新效率的結(jié)論[8]。李瑞晶等（2017）以中小企業(yè)為研究對(duì)象，研究認(rèn)為科技金融投入力度越大的城市，其中小企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展能力越強(qiáng)[9]。范修禮等（2018）認(rèn)為，科技金融投入與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的關(guān)系受產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)本身的影響， 在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化時(shí)期，政府投入與企業(yè)自有投入占主導(dǎo)地位，而在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化時(shí)期，企業(yè)自有投入與金融市場(chǎng)融資占主導(dǎo)地位[10]。

縱觀上述文獻(xiàn)，不難發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外學(xué)者一方面證實(shí)了金融可促進(jìn)企業(yè)主體的科技創(chuàng)新，另一方面從理論和實(shí)證層面研究提出科技金融可提升中小企業(yè)和高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。 然而從科技金融角度探究科技金融對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力影響的研究幾乎空白。本文運(yùn)用2008—2017年中國(guó)30個(gè)?。ㄊ?、區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，建立面板門(mén)檻回歸模型，研究科技金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的非線性作用效果。 研究結(jié)果可為提升制造業(yè)自主創(chuàng)新能力， 大力助推中國(guó)制造業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)提供理論支持，為實(shí)現(xiàn)“中國(guó)制造2025”，使我國(guó)成為制造業(yè)強(qiáng)國(guó)添磚加瓦。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：（1） 以往研究往往直接運(yùn)用科技金融分散指標(biāo)進(jìn)行回歸，本文嘗試用SPSS 24.0將代表科技金融發(fā)展的各分散指標(biāo)合成一個(gè)總的綜合指標(biāo)，避免了由于量綱不同可能造成的數(shù)據(jù)不準(zhǔn)確，影響回歸效果的問(wèn)題。（2）以往文獻(xiàn)往往運(yùn)用線性回歸模型探究研究主體間的線性關(guān)系，而本文嘗試運(yùn)用面板門(mén)檻模型，更細(xì)致、準(zhǔn)確地探究科技金融影響制造業(yè)自主創(chuàng)新的非線性關(guān)系以及研究主體間存在門(mén)檻效果的特征。

二、 科技金融影響制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的作用機(jī)制

（一）科技金融通過(guò)影響科技創(chuàng)新進(jìn)而影響制造業(yè)自主創(chuàng)新能力

科技金融的發(fā)展能夠正向促進(jìn)各主體進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，而已有研究表明技術(shù)創(chuàng)新能夠正向促進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，引領(lǐng)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

趙玉林等（2018）實(shí)證研究了制度和技術(shù)對(duì)制造業(yè)創(chuàng)新增長(zhǎng)的作用效果，研究發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新沒(méi)有門(mén)檻效應(yīng)，對(duì)于一般性行業(yè)和高技術(shù)行業(yè)，技術(shù)對(duì)制造業(yè)創(chuàng)新增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)較大[11]。季良玉（2018）將融資約束考慮其中，運(yùn)用多種計(jì)量方法研究得出，科技創(chuàng)新的確能夠加快制造業(yè)向結(jié)構(gòu)高度化發(fā)展[12]。趙玉林等（2019）通過(guò)理論結(jié)合實(shí)證進(jìn)一步研究得出，技術(shù)創(chuàng)新可直接正向促進(jìn)制造業(yè)進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級(jí)[13]。

（二）科技金融的發(fā)展使制造業(yè)與信息業(yè)有效融合，為制造業(yè)自主創(chuàng)新提供機(jī)會(huì)和思路

大多數(shù)企業(yè)尤其是中小創(chuàng)新型企業(yè)有著較強(qiáng)的自主創(chuàng)新意識(shí)，但是缺乏融資渠道，互聯(lián)網(wǎng)科技平臺(tái)的發(fā)展和成熟為這些企業(yè)提供了新型融資模式，科技金融發(fā)展衍生出的一系列金融產(chǎn)品，如投貸聯(lián)動(dòng)、科技保險(xiǎn)、知識(shí)產(chǎn)權(quán)融資、科技眾籌等，能夠?yàn)橘Y本密集型和技術(shù)密集型制造業(yè)帶來(lái)發(fā)展資金，從而能夠大大降低制造業(yè)的生產(chǎn)加工和交易成本，提高制造業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量，為制造業(yè)自主創(chuàng)新帶來(lái)實(shí)質(zhì)性突破，為其自主創(chuàng)新創(chuàng)造了條件。

三、模型的構(gòu)建和變量的說(shuō)明

（一）模型構(gòu)建

本文建立面板門(mén)檻回歸模型，探討科技金融與制造業(yè)自主創(chuàng)新能力之間的非線性特征。與線性模型相比，門(mén)檻模型不僅能夠兼顧數(shù)據(jù)的時(shí)間特征和截面特征， 更好地反映數(shù)據(jù)之間的二維變化，而且不需提前設(shè)定非線性方程對(duì)應(yīng)的趨勢(shì)，門(mén)檻值以及門(mén)檻數(shù)目由數(shù)據(jù)內(nèi)生性確定[15]。因此本文選用面板門(mén)檻回歸模型能夠更好地研究科技金融對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響效果。

本文構(gòu)建雙重門(mén)檻模型如下：

Qit=a+β1Tit（γ

β3Tit（γ>Tit2）+θiZit+ai+λt+εit （1）

模型中，Qit為被解釋變量，i和t分別表示年份和時(shí)間;γ為門(mén)檻變量， 本模型中以核心解釋變量本身T為門(mén)檻變量，因此Tit1、Tit2為門(mén)檻值;βiTit（·）為示性函數(shù)，當(dāng)其相應(yīng)條件成立時(shí)取1，反之則取0;Zit為影響被解釋變量的其他變量，即控制變量;ai和λt分別表示地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng);εit服從獨(dú)立正態(tài)分布。

面板模型求解步驟如下：（1） 利用網(wǎng)絡(luò)搜索法確定門(mén)檻值，對(duì)任意求解出的門(mén)檻值，利用最小二乘法計(jì)算其回歸殘差平方和。（2） 對(duì)計(jì)算出的門(mén)檻值進(jìn)行檢驗(yàn)，H0：α1=α2;備擇假設(shè)H1：α1≠α2，即原假設(shè)為不存在門(mén)檻效應(yīng)，拒絕原假設(shè)說(shuō)明存在門(mén)檻效應(yīng)。再進(jìn)行門(mén)檻效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)，方法為利用自舉法模擬似然比檢驗(yàn)的漸進(jìn)分布來(lái)計(jì)算各顯著性水平上的統(tǒng)計(jì)量。（3） 最后回歸估計(jì)模型中的各參數(shù)[14]。

（二）指標(biāo)的選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

1.核心解釋變量

本文首先對(duì)核心解釋變量科技金融指標(biāo)進(jìn)行構(gòu)造。 為了全面描述科技金融投入的本質(zhì)，本文從科技金融的資源、經(jīng)費(fèi)、融資、產(chǎn)出四個(gè)方面分別選取指標(biāo)來(lái)描述科技金融投入[15]。見(jiàn)表1。

在選取以上各個(gè)指標(biāo)的過(guò)程中，由于各變量計(jì)量單位不同，直接運(yùn)用數(shù)據(jù)可能導(dǎo)致模型數(shù)據(jù)之間存在內(nèi)生性問(wèn)題，因此本文采用數(shù)據(jù)均值化計(jì)算方法對(duì)原始指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理， 利用SPSS24.0對(duì)以上7個(gè)基礎(chǔ)指標(biāo)進(jìn)行降維的因子分析，提取出兩個(gè)主要因子，再計(jì)算綜合因子得分，最終以此綜合因子得分作為科技金融的綜合指標(biāo)。 需要說(shuō)明的是， 由于科技金融相關(guān)指標(biāo)之間單位上的差距，各指標(biāo)在數(shù)量上也存在很大差距，因此最后計(jì)算出的綜合指標(biāo)，部分省份出現(xiàn)負(fù)數(shù)，這里指標(biāo)的大小僅代表了各地區(qū)科技金融發(fā)展水平的高低，正負(fù)號(hào)沒(méi)有特別的含義。

2.被解釋變量

本文的被解釋變量為制造業(yè)自主創(chuàng)新能力，制造業(yè)創(chuàng)新能力可分為兩個(gè)方面，一是引進(jìn)外來(lái)技術(shù)進(jìn)行的模仿創(chuàng)新，二是有自己的研發(fā)基金和研發(fā)團(tuán)隊(duì)的自主創(chuàng)新。已有研究表明：與模仿創(chuàng)新相比， 自主創(chuàng)新更能激發(fā)制造業(yè)的創(chuàng)新能力，是制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的必然趨勢(shì)。因此，本文只對(duì)制造業(yè)的自主創(chuàng)新能力進(jìn)行研究。相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于各年《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.控制變量

為有效避免模型中有遺漏變量偏差的出現(xiàn)，降低模型的內(nèi)生性，根據(jù)已有研究，本文主要加入以下控制變量：

（1）各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平。各地區(qū)城鎮(zhèn)化水平用“城市常駐人口/各地區(qū)年末常駐總?cè)丝凇北硎?，根?jù)已有經(jīng)驗(yàn)， 通常認(rèn)為一個(gè)地方其城鎮(zhèn)化水平越高，說(shuō)明其對(duì)企業(yè)的吸引力越強(qiáng)，因此可推測(cè)地區(qū)城鎮(zhèn)化水平對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力具有正向影響。

（2）各地區(qū)金融化水平。各地區(qū)金融化水平用“各地區(qū)金融業(yè)生產(chǎn)總值/各地區(qū)GDP”表示，金融化水平能夠表示一個(gè)城市金融現(xiàn)代化的程度，已有研究表明一個(gè)地區(qū)現(xiàn)代化程度與企業(yè)發(fā)展息息相關(guān)，因此可推測(cè)地區(qū)金融化水平與地區(qū)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力具有相關(guān)關(guān)系。

（3）外商直接投資。外商直接投資用“外商直接投資企業(yè)進(jìn)出口總額/各地區(qū)GDP”來(lái)表示，F(xiàn)DI能夠影響制造業(yè)整體結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，因此推測(cè)外商直接投資對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新有一定影響。

（三）數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選用中國(guó)30個(gè)省、市、區(qū)（不包含西藏及港、 澳臺(tái)地區(qū)）2008—2017年的面板數(shù)據(jù)， 對(duì)科技金融發(fā)展如何影響中國(guó)制造業(yè)自主創(chuàng)新進(jìn)行實(shí)證分析。個(gè)別缺失的數(shù)據(jù)，酌情選用均值替換法、熱卡填充法進(jìn)行插補(bǔ)。表2顯示了各變量的符號(hào)和數(shù)據(jù)來(lái)源，表3為各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

由表3中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可看出：地方科技金融指數(shù)和制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的標(biāo)準(zhǔn)差較大，這說(shuō)明中國(guó)各省份的科技金融發(fā)展水平和制造業(yè)發(fā)展水平存在較大的地區(qū)差異，數(shù)據(jù)分析符合現(xiàn)實(shí)發(fā)展情況。各指標(biāo)在地區(qū)間的相互差異為本文進(jìn)一步進(jìn)行實(shí)證研究提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)和契機(jī)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

（一）面板單位根檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)本文所選取的各變量是否存在不平穩(wěn)現(xiàn)象，使數(shù)據(jù)具備建模條件，本文對(duì)模型所涉及到的各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)， 發(fā)現(xiàn)各變量均在10%的顯著性水平上拒絕了存在單位根的原假設(shè)，即各變量均平穩(wěn)。

（二）Hausman檢驗(yàn)

門(mén)檻回歸模型的使用前提是固定效應(yīng)面板模型，因此本文在進(jìn)行門(mén)檻回歸之前進(jìn)行面板模型類(lèi)型選擇的檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，由Hausman檢驗(yàn)結(jié)果可知使用固定效用模型較為合理。

（三）門(mén)檻值估計(jì)

本文首先對(duì)模型可能存在的門(mén)檻值進(jìn)行估計(jì)，得到結(jié)果如圖1所示。

圖1中，橫軸表示科技金融綜合指標(biāo)，縱軸表示LR值，上圖為單一門(mén)檻搜索圖，從圖形中可以看出曲線在接近40附近發(fā)生了轉(zhuǎn)折， 說(shuō)明至少存在一個(gè)接近40的門(mén)檻值; 下圖表示在確定第一個(gè)門(mén)檻值之后，第二個(gè)門(mén)檻值的搜索圖。由圖1可以看出， 曲線在20～40接近中間的位置出現(xiàn)轉(zhuǎn)折，說(shuō)明存在第二個(gè)門(mén)檻值，其大小可能為30左右，因此可初步確定模型采用雙重門(mén)檻模型。

（四）門(mén)檻效果檢驗(yàn)

雖然有了初步估計(jì)，但具體門(mén)檻個(gè)數(shù)還需要通過(guò)自舉法進(jìn)行檢驗(yàn)。 本文設(shè)定最大門(mén)檻數(shù)為3，得到門(mén)檻檢驗(yàn)結(jié)果如表5。

由表5可知， 單一門(mén)檻模型檢驗(yàn)在5%的顯著性水平下顯著，雙重門(mén)檻模型在10%的顯著性水平下顯著，而三重門(mén)檻未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明本文應(yīng)建立雙重門(mén)檻效應(yīng)模型，這與圖1的估計(jì)結(jié)果一致。

門(mén)檻估計(jì)值和置信區(qū)間如表6所示，由表5確定了模型有兩個(gè)門(mén)檻值，由表6可知這兩個(gè)門(mén)檻值分別為29.31和39.28， 即將各地區(qū)科技金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響分成了三種不同的情況。

（五）回歸結(jié)果及分析

根據(jù)雙重門(mén)檻回歸模型，本文得到的回歸結(jié)果如表7中模型Ⅰ所示。

觀察模型Ⅰ的回歸結(jié)果，總體上看，科技金融的三個(gè)門(mén)檻值將模型分為了4個(gè)區(qū)間（第一個(gè)門(mén)檻值不顯著），各個(gè)區(qū)間的系數(shù)各不相同，這證明了科技金融與制造業(yè)自主創(chuàng)新能力之間為非線性關(guān)系。不同區(qū)間的不同系數(shù)和顯著性水平說(shuō)明了科技金融對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響具有異質(zhì)性。

具體來(lái)看， 當(dāng)科技金融綜合指標(biāo)小于-2.6400時(shí)，系數(shù)不顯著，科技金融綜合指標(biāo)的大小代表了一個(gè)地區(qū)科技發(fā)展水平，這說(shuō)明科技金融發(fā)展水平較低時(shí)，并不能對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新產(chǎn)生影響。當(dāng)科技金融指標(biāo)超過(guò)-2.6400時(shí)，所有系數(shù)均在1%的水平上顯著，且符號(hào)均為正數(shù)，這說(shuō)明一個(gè)地區(qū)的科技金融水平發(fā)展到一定程度時(shí)，可正向促進(jìn)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升?？萍冀鹑谥笜?biāo)在

[-2.6400，29.3100）區(qū)間時(shí)，系數(shù)為0.0905，說(shuō)明地區(qū)科技金融發(fā)展水平增加1個(gè)單位，制造業(yè)自主創(chuàng)新能力就能提高0.0905個(gè)單位。 當(dāng)科技金融指標(biāo)上升到[29.3100，39.2800）區(qū)間時(shí)，其系數(shù)上升到0.1568，幾乎翻了一倍，但當(dāng)科技金融指標(biāo)再逐漸上升到超過(guò)39.2800的區(qū)間時(shí)， 其系數(shù)反而變小，僅為0.0199，這說(shuō)明科技金融指標(biāo)作為一個(gè)地區(qū)科技金融發(fā)展水平的代理變量，表現(xiàn)出邊際效率先遞增再遞減的特征，即一個(gè)地區(qū)科技金融發(fā)展水平并不是越高越好，而是存在一個(gè)最優(yōu)區(qū)間，需要視地方發(fā)展情況而定?？萍冀鹑趯?duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的促進(jìn)不僅存在門(mén)檻效應(yīng)，而且存在邊際效率遞減的效應(yīng)。 出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是，在科技金融發(fā)展初期，科技金融的發(fā)展衍生出的金融產(chǎn)品和金融業(yè)態(tài)能夠充分運(yùn)用金融創(chuàng)新，高效率地服務(wù)于制造業(yè)，為部分制造業(yè)企業(yè)尤其是高技術(shù)制造業(yè)提供新型融資渠道和發(fā)展模式， 促進(jìn)其創(chuàng)新和改革。 但當(dāng)?shù)胤娇萍冀鹑诎l(fā)展水平上升到一定程度，資本和實(shí)體經(jīng)濟(jì)不斷向科技金融市場(chǎng)轉(zhuǎn)移時(shí)，其所需承受的風(fēng)險(xiǎn)水平也會(huì)大大提高。即若制造業(yè)企業(yè)過(guò)多依賴(lài)于創(chuàng)新產(chǎn)品，則會(huì)降低科技金融資源配置的效果。

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為證明本文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)定的，不是偶然出現(xiàn)的現(xiàn)象，本文從如下兩個(gè)角度對(duì)全樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅰ：數(shù)據(jù)替換的方法

本文將控制變量“地區(qū)城鎮(zhèn)化水平”替換為“地區(qū)人力資本水平①”， 進(jìn)行與模型Ⅰ相同的門(mén)檻回歸，得到結(jié)果如表7模型Ⅱ所示。由表中結(jié)果可知，新的回歸結(jié)果在門(mén)檻值的個(gè)數(shù)、 變量的顯著性、變量系數(shù)的符號(hào)上與模型Ⅰ一致，說(shuō)明本文的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)定的。

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)Ⅱ：三年滾動(dòng)平滑數(shù)據(jù)的方法

本文使用各省年度數(shù)據(jù)， 年度跨度較大，因此為得到穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文借鑒楊有才（2014）的“三年滾動(dòng)平滑數(shù)據(jù)法”[16]， 得到結(jié)果如表7模型Ⅲ所示①。由表中結(jié)果可知，門(mén)檻值個(gè)數(shù)不變， 各變量和門(mén)檻值系數(shù)的正負(fù)號(hào)及顯著性不變，回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論和政策建議

（一）結(jié)論

本文運(yùn)用2008—2017年的面板數(shù)據(jù)， 構(gòu)建科技金融綜合指標(biāo)，建立面板門(mén)檻回歸模型，以科技金融綜合指標(biāo)自身作為門(mén)檻變量，分析了科技金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的非線性作用效果，得到結(jié)論如下：

1.科技金融發(fā)展水平在總體上能正向促進(jìn)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升（當(dāng)科技金融指標(biāo)超過(guò)

-2.6400時(shí)，所有系數(shù)均在1%的水平上顯著，且符號(hào)均為正數(shù)）; 前者對(duì)后者的作用效果不是一成不變的線性相關(guān)關(guān)系，而是存在門(mén)檻效應(yīng)的非線性相關(guān)關(guān)系。

2. 科技金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響不僅存在門(mén)檻效應(yīng)，而且前者的邊際作用效果呈現(xiàn)出先遞增后遞減的趨勢(shì)。 在科技金融發(fā)展初期，隨著科技金融水平的提升， 制造業(yè)自主創(chuàng)新能力也相應(yīng)增強(qiáng)（科技金融指標(biāo)的系數(shù)由0.0905上升到0.1568）， 而當(dāng)科技金融發(fā)展到一定程度時(shí)，隨著科技金融水平的提升，制造業(yè)自主創(chuàng)新能力反而開(kāi)始減弱（科技金融指標(biāo)的系數(shù)由0.1568下降到0.0199）。即一個(gè)地區(qū)科技金融發(fā)展水平并不是越高越好，而是存在一個(gè)最優(yōu)區(qū)間，需要視地方發(fā)展情況而定。

（二）政策建議

針對(duì)以上研究結(jié)果，對(duì)提高我國(guó)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力，助推我國(guó)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)提出以下相關(guān)建議。

1.加強(qiáng)差異化的科技金融投入，使科技金融最大化地促進(jìn)制造業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。本文的研究結(jié)果表明科技金融發(fā)展對(duì)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的作用存在門(mén)檻效應(yīng)且邊際作用效果具有先遞增后遞減的特征。因此對(duì)于科技金融發(fā)展較弱的地區(qū)，應(yīng)重點(diǎn)加大科技金融的投入，如擴(kuò)大政府投入資金，組建專(zhuān)門(mén)投資于科技成果轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)化的基金，加大科技貸款投放等，大力推進(jìn)地區(qū)科技金融的發(fā)展，積極發(fā)揮科技金融對(duì)制造業(yè)創(chuàng)新的積極作用;而對(duì)于科技金融資源過(guò)度集中的地區(qū)，應(yīng)完善對(duì)科技金融產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)的政策引導(dǎo)，嚴(yán)控科技融資、科技眾籌等金融創(chuàng)新產(chǎn)品的啟用門(mén)檻， 強(qiáng)化企業(yè)的信息批露，加強(qiáng)科技創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)管控，防范科技金融資源的不合理配置和使用。