金融發展、自主研發與知識積累

嚴太華，劉煥鵬

(重慶大學經濟與工商管理學院，重慶 400044)

改革開放以來，我國金融發展狀況得到極大改善，而知識積累是技術進步的源泉，比知識產出更能夠影響經濟增長的質量和發展潛力。因此，在自然資源和人力資本優勢逐漸降低的情況下，金融發展是否能夠緩解自主研發的資金約束，提高知識積累水平和質量，關系到未來中國經濟增長的持續性和競爭力。為此，本文以我國30 個省級地區面板數據為樣本，運用分位數方法對上述問題進行實證分析。

1 變量設置與數據來源

1.1 變量設置

(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，并采用專利申請數量計算知識存量。計算公式如下:

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

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

其中，RDit表示R&D 存量，ΔRDit為各地區第t年的R&D 經費內部支出實際值，折舊率δ 取值為15%;基期R&D 存量，ΔRDi0為第i 地區在基年的R&D 經費內部支出實際值，gi表示第i 地區在2002—2009年R&D 經費內部支出實際值的年均增長率。

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

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

(5)高技術產業(Higit):以各省(市、區)高新技術產業個數表示。高新技術產業對于促進科技成果轉化和專利申請數量具有重要影響，會影響基于專利申請量計算的知識存量。

(6)非國有經濟發展(Nosit):使用樊綱等計算的非國有經濟發展指數表示。因為只有在市場環境較好的地區，本地企業才會加強自身的科研能力以應對加劇的市場競爭［2］。

1.2 數據來源與描述性統計

本文采用的數據中專利申請數量、R&D 支出、引進技術費用和高新技術產業等數據來自于《中國科技統計年鑒》;各省(市、區)相應年份的定基居民消費價格指數根據《中國統計年鑒》和各省(市、區)歷年《統計年鑒》相關數據計算獲得;金融發展和非國有經濟發展數據來自于樊綱和王小魯等《中國市場化指數:各地區市場化相對進程2011年報告》。為保證數據統計口徑一致，只選取了2002—2009年共8年省級水平的面板數據。另外，從樣本中剔除數據缺失較多的西藏自治區后，每年共30 個省(市、區)進入樣本。表1 給出了各變量的描述性統計結果。

表1 變量描述性統計

從表1 可以看出，知識積累的均值與中位數之差異于零，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性。知識積累的JB 統計量的P 值為0.000，進一步證明了知識積累的分布不具備正態性。

2 實證分析

2.1 金融發展與自主研發的主效應估計

由表2 可知，無論是固定效應模型還是各分位點的分位數估計，金融發展的彈性系數均未通過10%水平的顯著性檢驗，說明各地區金融發展對知識積累的主效應并不顯著，單純提高金融發展水平對知識積累不會產生顯著的促進效應。表2 還顯示，除0.25 分位點上自主研發的彈性系數通過了5%水平的顯著性檢驗外，其他分位點處自主研發的彈性系數估計值均未通過10%水平的顯著性檢驗。說明自主研發只有對位于0.25 分位點的知識積累具有顯著的促進效應。此時，自主研發水平每提高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，自主研發的主效應并不顯著。使用信貸分配市場化度量金融發展時估計結果與表2 基本一致，表明估計結果是穩健的。

表2 金融發展(lnMarkit)與自主研發對知識積累的主效應

2.2 金融發展與自主研發的聯合效應估計

金融發展的主效應不顯著，可能是因為金融發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;自主研發的主效應不顯著可能是因為我國自主研發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展水平的約束，因而自主研發的主效應會因金融發展水平的不同而變動。為了驗證這一思路，我們以金融發展作為調節變量，檢驗金融發展與自主研發的聯合效應對知識積累的影響。表3 給出了以金融市場化表示金融發展時的估計結果。金融發展與自主研發聯合效應的估計值在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 分位點上金融發展與自主研發的聯合效應對知識積累存在正向影響。意味著只有在提高自主研發的同時提高金融發展水平才會促進知識積累，說明金融發展有利于自主研發活動對知識積累的促進效應。但在0.1 分位點上金融發展與自主研發的聯合效應并沒有通過10%水平的顯著性檢驗，說明金融發展與自主研發的聯合效應不會對0.1 分位點的知識積累產生顯著影響。

使用銀行信貸分配市場化重新進行估計。結果顯示除0.1 分位點上聯合效應系數估計值符號不同外，其余分位點上聯合效應估計值的符號和顯著性均與表3 結果相同。表明估計結果是穩健的。

2.3 自主研發在不同金融發展水平對知識積累的影響

我們計算了以金融發展為調節變量時在不同金融發展水平上自主研發對各分位點知識積累的主效應(見圖1 和圖2)。由于金融發展與自主研發的聯合效應對0.1 分位點知識積累的影響系數不顯著，因此我們主要關注在不同金融發展水平上自主研發對0.25、0.5、0.75 和0.9 分位點知識積累主效應的變化情況。如圖1 和圖2 所示，在不同金融發展水平上自主研發對0.25、0.5、0.75 和0.9 分位點知識積累的主效應均隨著金融發展水平的提高而增大，說明金融發展與自主研發的聯合效應對知識積累具有顯著的正向影響。從不同分位點主效應的變化斜率和位置看，隨著金融發展水平的提高，自主研發對知識積累的主效應在不同分位點的斜率基本相同，說明自主研發的主效應隨著金融發展水平變化的速率基本相同，但是主效應的大小卻存在差異。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，自主研發對知識積累的主效應基本變為正值。

表3 金融發展(lnMarkit)與自主研發對知識積累的簡單效應與聯合效應

2.4 不同分位數系數的等值檢驗

為進一步檢驗金融發展、自主研發與二者的聯合效應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 統計量及其P 值，用以檢驗三個分位點之間回歸結果差異的顯著性。從兩個模型的檢驗結果發現，金融發展與自主研發的簡單效應和二者的聯合效應在知識積累0.1、0.5 和0.9 之間的估計系數均不存在統計上的顯著差異，從而接受了系數等價的假設。說明金融發展、自主研發與二者的聯合效應對不同分位點知識積累的影響基本保持一致。

圖1 自主研發對知識積累主效應的變化趨勢(Ⅰ)

圖2 自主研發對知識積累主效應的變化趨勢(Ⅱ)

表4 0.1、0.5 和0.9 分位點回歸系數的等值檢驗

3 結論及建議

本文利用中國省際面板數據，構建面板數據模型并使用分位數估計方法，實證分析了金融發展、自主研發與二者的聯合效應對不同分位點知識積累的影響。研究發現:①單純的金融發展或自主研發對位于大部分分位點知識積累的影響并不顯著，但是金融發展與自主研發的聯合效應會對中高端分位點的知識積累產生顯著的促進作用，金融發展有利于自主研發對知識積累的影響;②隨著金融發展程度不斷提高，自主研發對知識積累的主效應不斷上升，而且不同分位點主效應的影響尺度存在差異，但是該差異在統計上并不顯著。

根據結論可得出以下建議:第一、政府應完善稅收優惠政策的相關配套措施。例如建立合理的評價機制，明確優惠范圍與對象，對認真執行相關政策的企業，特別是以提升知識積累為目的的中小企業加大優惠程度或延長優惠時間，對以避稅為目的的企業及時取消其優惠;第二、政府應當建立健全對自主研發活動的財政補貼制度。加強對重點行業和重點企業自主研發活動的財政補貼;第三、政府應當繼續深化金融體制改革。大力扶持中小型商業銀行的發展，提高金融機構服務水平和運作效率，為企業自主研發活動的外部融資提供良好的金融環境;第四、政府應當繼續推進資本市場發展，引導資本市場等直接融資渠道對自主研發活動的支持。當然，企業自身也應建立良好的誠信機制，以獲取商業銀行的信用支持，而且要強化內部財務管理，健全財務制度，為自主研發活動的內部融資創造條件。

［1］樊綱，王小魯.中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告［R］.北京:經濟科學出版社，2011.

［2］詹宇波，劉榮華，劉暢.中國內資企業的技術創新是如何實現的［J］.世界經濟文匯，2010，(1):50-63.