李曉榮

（甘肅農(nóng)業(yè)大學，甘肅蘭州730070）

一、引 言

由于存在高風險性和強外部性的特征，預示著科技創(chuàng)新活動較難獲得融資支持，尤其在基礎(chǔ)研究創(chuàng)新領(lǐng)域。金融具有為融資需求方與資金供給方搭建橋梁的功能，應在科技創(chuàng)新方面充當資金往來掮客的角色。因此，基于科技與金融相互融合、科技金融支持科技創(chuàng)新的背景，研究政府主導的公共科技金融對科技創(chuàng)新活動的影響，對于如何更好發(fā)揮政府在科技創(chuàng)新領(lǐng)域的重要作用具有較強的理論意義與現(xiàn)實價值。

二、文獻回顧

關(guān)于科技金融對科技創(chuàng)新影響的研究比較豐富。首先，學者們關(guān)注金融支持在科技創(chuàng)新過程中的重要性，由于創(chuàng)新活動的高風險性質(zhì)致使傳統(tǒng)金融服務(wù)缺乏追逐動力（SaintPaul，1992）［1］，而金融與科技創(chuàng)新相輔相成，缺乏金融支持的科技創(chuàng)新活動缺乏現(xiàn)實基礎(chǔ)（Neff，2012）［2］。因此，科技創(chuàng)新與科技金融的有機結(jié)合是發(fā)展科學技術(shù)的必然路徑選擇（杜江等，2017）［3］。而后，為進一步尋求科技金融推動創(chuàng)新活動的理論依據(jù)，眾多學者對科技金融對科技創(chuàng)新的作用展開研究，目前已基本形成以“科技金融促進科技創(chuàng)新”為主流的觀點，如King&Levine（1993）以內(nèi)生經(jīng)濟增長模型作為分析框架，討論了金融以企業(yè)創(chuàng)新作為中介變量對增長的正向作用［4］；Chowdhury&Maung（2012）以新興國家和發(fā)達國家金融市場發(fā)育水平為研究對象，實證了金融市場的發(fā)展有利于研發(fā)投入［5］。伴隨著我國對科技創(chuàng)新重視程度日益提升，學者們開始關(guān)注金融如何有效支持我國科技創(chuàng)新，科技金融被普遍認為是促進創(chuàng)新的關(guān)鍵工具，并通過理論和實證探索證明了這一觀點。如杜江等（2017）以空間杜賓計量模型作為工具，討論了科技金融對科技創(chuàng)新活動影響的空間效應，結(jié)論表明，考慮空間效應下的科技金融對創(chuàng)新活動具有正向作用，且有空間外溢性［3］。許超（2017）以日、德、以色列作為比較對象，分析了缺乏多層次資本市場、融資體制缺陷、政策法規(guī)系統(tǒng)性和針對性不足、缺乏對知識產(chǎn)權(quán)評估是科技金融支持科技創(chuàng)新的制約因素［6］。張玉喜等（2015）從動態(tài)與靜態(tài)兩個視角，構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型分析了中國科技金融投入對科技創(chuàng)新的作用效果，結(jié)果表明短期內(nèi)科技金融對科技創(chuàng)新具有促進作用，長期作用不明顯［7］。黃繼忠等（2017）以高技術(shù)產(chǎn)業(yè)為觀測對象，得出科技金融有利于提升創(chuàng)新效率的結(jié)論［8］。

為了更清晰的刻畫不同類別的科技金融對創(chuàng)新活動的影響，部分學者從公共和市場兩個視角分別考察了科技金融對創(chuàng)新活動的影響。李瑞晶等（2017）以中小板和創(chuàng)業(yè)板127家上市公司為觀測樣本，考察了不同渠道的金融活動對中小企業(yè)創(chuàng)新能力提升的差異性，結(jié)果表明財政與風險投資有利于創(chuàng)新能力提升，而銀行貸款和資本市場對創(chuàng)新活動存在不明顯甚至抑制的作用［9］。廖傳惠等（2015）研究了互聯(lián)網(wǎng)金融及公共科技金融在科技型小微企業(yè)融資過程中的作用，結(jié)論表明應在電商平臺融資模式上引入公共科技金融體系，以優(yōu)化二者對融資及創(chuàng)新活動的作用［10］。

綜上，當前關(guān)于科技金融對科技創(chuàng)新的文獻十分豐富。科技金融對科技創(chuàng)新具有促進作用的觀點仍占主流，但也有部分結(jié)論得出作用不顯著或存在抑制作用，說明科技金融對科技創(chuàng)新可能存在非線性效應。與此同時，關(guān)于公共科技金融對科技創(chuàng)新的量化研究較少。因此，本文試圖從以下幾方面對公共科技金融對科技創(chuàng)新影響進行再討論：（1）運用面板門檻模型，以公共科技金融作為自變量和門檻變量，考察公共科技金融對科技創(chuàng)新的非線性效應；（2）結(jié)合實證結(jié)果討論以政府為主導的公共科技金融在科技創(chuàng)新活動的邊界性和適用性問題。

三、指標選擇、數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)計

（一）指標選擇

解釋變量和門檻變量Fit：當前研究大多采用財政支出中對科技的投入占國內(nèi)（地區(qū)）生產(chǎn)總值比重作為考察公共科技金融發(fā)展的指標。曾勝等（2017）在融合借鑒了王海（2003）、趙文昌（2009）等的研究［11-14］，并利用算數(shù)平均法在可獲數(shù)據(jù)情況下，通過科技金融資源、科技金融資金、科技金融產(chǎn)出三方面衡量公共科技金融的發(fā)展，具有一定的合理性和適用性，因此本文運用該指標和數(shù)據(jù)度量公共科技金融發(fā)展。

被解釋變量Cit：為觀察公共科技金融對科技創(chuàng)新活動的影響，本文以專利授權(quán)數(shù)作為衡量科技創(chuàng)新活動的指標，該指標在關(guān)于科技創(chuàng)新活動的研究中具有應用的廣泛性。

其他控制變量Controlit：已有研究對影響科技創(chuàng)新的因素研究比較充分，本文主要采用經(jīng)濟發(fā)展、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度作為影響被解釋變量科技創(chuàng)新的控制變量。①經(jīng)濟發(fā)展一方面是科技創(chuàng)新的動力源泉，另一方面為科技創(chuàng)新提供物質(zhì)基礎(chǔ)。一般而言，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)對于科技創(chuàng)新的需求越大，其動力源泉和物質(zhì)基礎(chǔ)也越豐富。本文采用人均GDP作為衡量經(jīng)濟發(fā)展水平的指標。②人力資本為科技進步提供人才基礎(chǔ)，本文采用受教育年限法計算平均受教育年限，并作為衡量人力資本水平的數(shù)據(jù)指標。③不同產(chǎn)業(yè)對于科技創(chuàng)新的需求不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化催生更高的科技創(chuàng)新需求。本文采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占地區(qū)生產(chǎn)總值比重作為衡量指標。④自改革開放以來，我國長期奉行“引進來，走出去”的對外開放戰(zhàn)略，學習和引入外國先進科技創(chuàng)新技術(shù)是我國科技發(fā)展的重要途徑之一。本文選擇進出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重作為衡量對外開放程度的指標。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文依據(jù)曾勝等（2017）所選擇的25個?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）作為觀測樣本，時間跨度為2003-2014年，所用數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計年鑒》、Wind資訊數(shù)據(jù)庫、《中國財政年鑒》等。為盡量避免異方差對回歸結(jié)果的影響，本文對地區(qū)生產(chǎn)總值、專利授權(quán)數(shù)進行對數(shù)化。

四、實證研究

（一）模型設(shè)定

通過對現(xiàn)有文獻的梳理可以發(fā)現(xiàn)，盡管“促進論”占主流地位，但部分觀點認為科技金融對科技創(chuàng)新具有抑制或不明顯的作用，說明科技金融對科技創(chuàng)新活動的影響并非一成不變，可能存在“門檻效應”。結(jié)合研究公共科技金融對科技創(chuàng)新影響的目標，本文采用面板門檻模型進行實證分析。面板門檻模型最初由Hansen（1999）提出，該模型通過數(shù)據(jù)內(nèi)在特點進行區(qū)間劃分，盡量回避了由主觀區(qū)間劃分引致的偏誤，因此被廣泛的運用于觀測“門檻效應”的研究中［15］。

基于對研究目的和已有文獻的考察，本文對基準的單一門檻模型和雙門檻模型進行如下設(shè)定：

①單門檻模型設(shè)定：

②雙門檻模型設(shè)定：

其中，i和t分別表示省份和年份；Cit為被解釋變量科技創(chuàng)新；Fit為解釋變量和門檻變量公共科技金融；Controlit表示控制變量，本文主要包括經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對外開放程度、人力資本；φ1和φ2代表待估計的門檻值；γ1、γ2和γ3表示待估計參數(shù)；I（·）表示指示函數(shù)；εit為隨機擾動項。在部分情況下可能存在多門檻模型，因限于篇幅不展開討論。

（二）門檻效應的檢驗與估計

為確認公共科技金融對科技創(chuàng)新的影響是否具有門檻效應，本文利用由Hansen提出的Bootstrap（即自抽樣法）對模型的門檻效應進行檢驗，若模型顯著存在門檻效應，則進一步確認門檻值，自抽樣結(jié)果如表1所示。經(jīng)450次反復自抽樣，首先檢驗是否存在單一門檻，結(jié)果顯示F值為12.191，P值為0.072，表明在10%的顯著性水平下，模型不接受原假設(shè)，即存在單一門檻；然后對是否存在雙重門檻進行確認，結(jié)果表明F值為16.015，P值為0.055，同樣在10%的顯著性水平下顯著；再次對模型是否存在三重門檻進行檢驗，結(jié)果顯示關(guān)于三重門檻的檢驗并不顯著。為了更清楚的觀測公共科技對科技創(chuàng)新的門檻效應，結(jié)合檢驗結(jié)果，本文選擇雙重門檻模型。

表1 門檻效應自抽樣檢驗

表2 門檻估計值和置信區(qū)間

本文繪制似然比函數(shù)圖1以清晰反映兩個門檻值的構(gòu)造過程。圖1清晰地顯示了門檻值和置信區(qū)間的構(gòu)造過程。其中，門檻估計值是LR等于零時的取值。各門檻值的95%置信區(qū)間是所有LR值小于5%顯著性水平下的臨界值。門檻值分別為23.890、30.080，說明公共科技金融對科技創(chuàng)新的效應在上述2個節(jié)點上存在明顯的結(jié)構(gòu)變化。

圖1 雙重門檻門檻估計值及似然比函數(shù)圖

（三）模型估計及結(jié)果

確認門檻個數(shù)和門檻估計值后，本文對面板門檻模型進行回歸，結(jié)果如表3所示。模型（1）是公共科技金融對科技創(chuàng)新的線性效應模型，結(jié)果在1%的顯著性水平顯著，回歸參數(shù)為0.0406，表明公共科技金融對科技創(chuàng)新具有正向作用，該結(jié)果與“促進論”類文獻結(jié)果一致。模型（2）表達的是公共科技金融平方項對科技創(chuàng)新的影響，結(jié)果在1%的顯著性水平下顯著，回歸參數(shù)為0.0006，表明公共科技金融對科技創(chuàng)新的影響可能可以用一條開口向上的拋物線刻畫，存在作用最低點。模型（3）是對本文設(shè)定的面板門檻模型進行回歸，結(jié)果顯示公共科技金融發(fā)展小于23.89時，其對科技創(chuàng)新的回歸參數(shù)為0.0404；在大于23.89而小于30.08時，回歸參數(shù)為0.0393，略小于0.0404；當公共科技金融支出大于30.08時，回歸參數(shù)迅速縮小至0.0298，以上參數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著。

表3 模型回歸結(jié)果

（四）門檻區(qū)間的省份構(gòu)成

為了更清晰的對門檻區(qū)間的構(gòu)成進行剖析，本文對門檻區(qū)間劃分為公共科技金融發(fā)展低、中、高三個區(qū)段，并進一步考察各區(qū)間的省份構(gòu)成（如圖2）?？梢姡蛥^(qū)段省份數(shù)一直維持在18-21區(qū)間內(nèi)波動，主要包括河北、遼寧、福建、山東、海南、山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、寧夏、新疆等，省份數(shù)量在2011年起出現(xiàn)了下降趨勢；中區(qū)段省份數(shù)從2008年起維持在4-5個左右，主要構(gòu)成省份是天津、江蘇、浙江、廣東等；高區(qū)段省份個數(shù)較少，基本在2-3個區(qū)間波動，主要構(gòu)成省份分別是北京和上海?？傮w而言，三個區(qū)段內(nèi)省份個數(shù)差異較大，目前我國大多數(shù)省份仍處于公共科技金融發(fā)展的低區(qū)段。

圖2 2003-2014公共科技金融在三個區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)量變化圖

（五）實證結(jié)果的理論分析

當公共科技金融發(fā)展處于低區(qū)段（即小于23．890），公共科技金融對科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)為0．0404，且在該區(qū)段內(nèi)的省份高達20個左右；當公共科技金融發(fā)展處于中區(qū)段（即大于23．890且小于30．080），公共科技金融對科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)有小幅縮小，達0．0393，省份數(shù)約為4個左右；當公共科技金融發(fā)展大于30．08，回歸系數(shù)迅速縮小，僅為0．0298，省份數(shù)約為2個左右?？梢?，我國公共科技金融對科技創(chuàng)新的效應大致可以刻畫為一條斜“廠”字型曲線。

科技創(chuàng)新活動具有極高的風險性和外溢性，對市場和公共部門機構(gòu)均存在較高要求。一方面，市場為科技創(chuàng)新的需求和供給提供了互動平臺，市場化程度高的地區(qū)能夠較好的滿足科技創(chuàng)新的需求與供給的契合要求；另一方面，政府在彌補科技創(chuàng)新過程中的市場失靈起到了關(guān)鍵作用。結(jié)合實證結(jié)果，公共科技金融對于科技創(chuàng)新活動的效應存在逐步遞減的規(guī)律，低區(qū)段所包含地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展總體屬于中等發(fā)達甚至欠發(fā)達，市場化程度相對較低，使以政府作為供給主體的公共科技金融發(fā)揮較大作用；中、高區(qū)段的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展比較發(fā)達，市場化程度相對較高，公共科技金融對于科技創(chuàng)新的作用相對較小，政府逐步開始退守在市場失靈領(lǐng)域，使市場在科技創(chuàng)新資源配置領(lǐng)域發(fā)揮決定性作用。因此，公共科技金融對科技創(chuàng)新的效應呈隨公共科技金融發(fā)展而遞減的變化狀態(tài)。

五、結(jié)論與啟示

（一）積極發(fā)揮公共科技金融在科技創(chuàng)新活動的正面作用

由于科技創(chuàng)新活動具有較高的風險性，尤其是基礎(chǔ)科學領(lǐng)域的科技創(chuàng)新風險性和外溢性更強。這不僅要求市場提供風險投資資金，同時要求政府為科技創(chuàng)新活動在財政投入上提供必要的資金支持。因此，以政府為供給主體的公共科技金融活動要積極發(fā)揮對科技創(chuàng)新的正面影響，尤其是對科技創(chuàng)新活動的起步階段和市場失靈領(lǐng)域提供充足的資金匹配。同時，要盡量避免公共科技金融的過渡介入對科技創(chuàng)新活動帶來的無效率或資源浪費現(xiàn)象。

（二）政府要調(diào)整和恪守在科技創(chuàng)新領(lǐng)域的邊界和適用性原則

科技創(chuàng)新活動的高風險和強外溢性預示著政府和市場兩種資源配置機制搭配的特殊性。實證結(jié)果表明，對于經(jīng)濟發(fā)展和市場化程度不同的地區(qū)，公共科技金融對科技創(chuàng)新活動的影響存在差異性。因此，一方面政府要恪守在市場無法發(fā)揮作用的市場失靈領(lǐng)域，以更好的發(fā)揮政府在科技創(chuàng)新資源配置中的作用；另一方面要適時根據(jù)地區(qū)發(fā)展異質(zhì)性和科技創(chuàng)新活動特殊性調(diào)整政府公共科技金融的作用邊界，建立健全公共科技金融的進入、運作和退出機制。在根據(jù)差異適時動態(tài)調(diào)整在科技創(chuàng)新領(lǐng)域的責任范圍，在經(jīng)濟欠發(fā)達、財力不足、金融體系仍不完善的地區(qū)，政府要對科技創(chuàng)新活動起主導作用，以培育致力于科技創(chuàng)新的市場主體。伴隨著經(jīng)濟發(fā)展和市場發(fā)育程度的日益提升，政府可著力于資本市場建立與健全、科技金融體系構(gòu)建、政策法規(guī)制定、執(zhí)行和監(jiān)督和市場失靈領(lǐng)域等方面。

（三）完善政府在促進科技金融發(fā)展過程中的作用

政府應不囿于在公共科技金融中提供角色，要致力于營造良好的科技金融生態(tài)環(huán)境、建立多層次資本市場體系、完善風險投資市場建設(shè)、創(chuàng)新公共科技金融投入方式等。政府在利用公共科技金融向科技創(chuàng)新活動“輸血”的同時，要著力于科技金融供給側(cè)改革，建立、疏通和完善支持科技創(chuàng)新活動的金融體系，促使科技金融對科技創(chuàng)新活動自主“造血”體系的建立。

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