張建剛 付婕

摘? ?要：本文基于2003—2018年我國30個省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，采用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（PSTR），從金融發(fā)展的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個層面實證檢驗了金融發(fā)展與自主創(chuàng)新的非線性關(guān)系以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：（1）金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率對自主創(chuàng)新具有穩(wěn)健的正向提升作用;（2）知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的過程中存在顯著的非線性影響，隨著知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的增強(qiáng)，金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整以及金融發(fā)展效率的提高均對自主創(chuàng)新具有顯著遞增的促進(jìn)效應(yīng)，但金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)張對自主創(chuàng)新能力的影響反而有所削弱。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展;自主創(chuàng)新;知識產(chǎn)權(quán)保護(hù);面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

一、引言

科技是國家強(qiáng)盛之基，創(chuàng)新是民族進(jìn)步之魂。黨的十九屆五中全會提出“堅持創(chuàng)新在我國現(xiàn)代化建設(shè)全局中的核心地位”，并將其擺在各項規(guī)劃任務(wù)的首位進(jìn)行專章部署，這是以習(xí)近平同志為核心的黨中央站在歷史新高度、從戰(zhàn)略全局出發(fā)作出的重大戰(zhàn)略決策。當(dāng)前，我國進(jìn)入了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和新舊動能轉(zhuǎn)換的新常態(tài)階段，必須依靠創(chuàng)新打造經(jīng)濟(jì)發(fā)展的新引擎。實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，最根本的就是要增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力。近兩年的中美貿(mào)易摩擦也證明，關(guān)鍵技術(shù)是買不來、求不來的，唯有自主創(chuàng)新才能突破技術(shù)上的瓶頸，實現(xiàn)“從0到1”的突破。在此背景下，如何有效地促進(jìn)自主創(chuàng)新能力的提升，成為國內(nèi)學(xué)者和政策制定者重點關(guān)注的研究領(lǐng)域之一。

已有眾多學(xué)者從不同角度對自主創(chuàng)新的影響因素進(jìn)行了研究（李平和季永寶，2014;汪洋等，2015;馮志軍和康鑫，2015;梁文化，2019）[1-4]。其中，金融發(fā)展和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)被認(rèn)為是推動創(chuàng)新的重要因素（Liodakis，2008）[5]。金融發(fā)展水平的提高不僅有助于緩解創(chuàng)新的外部融資約束，而且有利于降低交易成本以及逆向選擇產(chǎn)生的道德風(fēng)險（Nanda和Nicholas，2014）[6];創(chuàng)新成果具有公共產(chǎn)品的特征，容易被復(fù)制傳播，從而會削弱創(chuàng)新活動者的積極性，而知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度則會為創(chuàng)新產(chǎn)品的壟斷性提供保障（郭春野和莊子銀，2012）[7]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)深入地討論了金融發(fā)展與自主創(chuàng)新、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與自主創(chuàng)新之間的關(guān)系，其中關(guān)于金融發(fā)展與自主創(chuàng)新的研究補(bǔ)充和拓展了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究，關(guān)于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與自主創(chuàng)新的研究深化了學(xué)界對知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的認(rèn)識。然而已有文獻(xiàn)還存在一些不足之處：其一，現(xiàn)有研究以金融發(fā)展水平的單個視角為主，缺乏從金融發(fā)展水平的不同視角分析其對自主創(chuàng)新影響的研究;其二，忽略了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在金融發(fā)展提升區(qū)域自主創(chuàng)新能力中可能發(fā)揮的重要作用，鮮有文獻(xiàn)將知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)納入金融發(fā)展對自主創(chuàng)新影響的研究框架內(nèi)，這在一定程度上弱化了上述兩個方面文獻(xiàn)的聯(lián)系;其三，已有文獻(xiàn)在研究金融發(fā)展與自主創(chuàng)新的非線性關(guān)系時多采用面板門檻回歸模型（PTR），PTR模型的體制轉(zhuǎn)換是在一個臨界點發(fā)生突變，變量的回歸系數(shù)在高體制與低體制之間的轉(zhuǎn)換瞬時實現(xiàn)，但是在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)條件下，有些體制的轉(zhuǎn)換并不是躍遷的，而是一個連續(xù)變化的過程，因此PTR模型并不符合經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的客觀規(guī)律。

基于此，本文可能的貢獻(xiàn)在于：（1）在研究視角方面，本文從金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個層面全面檢驗了金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的影響，既拓展了既有的研究視角，加深了既有的研究深度，也能更加系統(tǒng)、準(zhǔn)確、客觀地評估金融發(fā)展對區(qū)域自主創(chuàng)新的影響。（2）在研究內(nèi)容方面，本文將知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)納入金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的分析框架，豐富了金融發(fā)展、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與自主創(chuàng)新三者之間關(guān)系的研究，以期在當(dāng)前我國實施創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的背景下，就如何鼓勵和支持自主創(chuàng)新水平的提升提出行之有效的建議。（3）在研究方法方面，相較于以往文獻(xiàn)在研究非線性關(guān)系時選用的面板門檻回歸模型（PTR），本文選用面板平滑轉(zhuǎn)換回歸模型（PSTR）。PSTR模型通過引入連續(xù)的轉(zhuǎn)換函數(shù)替代PTR中離散的轉(zhuǎn)換函數(shù)，能使模型系數(shù)隨轉(zhuǎn)換變量的變化而連續(xù)變化，其體制轉(zhuǎn)換是一個連續(xù)平滑的過程，因而PSTR模型更貼近于實際情況;同時，PSTR模型能夠更好地反映數(shù)據(jù)截面和時間的異質(zhì)性特征。本文采用PSTR模型來刻畫金融發(fā)展隨著知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)變量的連續(xù)變化對自主創(chuàng)新的持續(xù)動態(tài)影響，揭示金融發(fā)展對自主創(chuàng)新連續(xù)的非線性影響效應(yīng)，更能提高結(jié)論的可靠性。

二、文獻(xiàn)回顧及研究假說

金融發(fā)展與自主創(chuàng)新之間的關(guān)系一直是學(xué)者們高度關(guān)注的熱點話題之一。Schumpeter（1912）[8]最早開始論述金融與創(chuàng)新之間的關(guān)系，他認(rèn)為銀行具有吸收儲蓄、資信評估、提供監(jiān)管等多種成熟的手段，能夠較好地甄別創(chuàng)新投資項目，并為其提供資金支持，從而有利于推進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的進(jìn)程。隨后部分學(xué)者基于內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論，指出金融市場的發(fā)展有利于促進(jìn)創(chuàng)新活動的發(fā)展（King和Levine，1993）[9]。金融發(fā)展不僅能降低篩選成本和監(jiān)控成本，還可以正向影響研發(fā)投入強(qiáng)度，從而促進(jìn)創(chuàng)新頻率的增加（Philippe等，2005;Maskus等，2012）[10，11]。張元萍和劉澤東（2012）[12]從理論層面分析了金融發(fā)展通過風(fēng)險管理、信息收集處理、激勵監(jiān)督和約束、動員儲蓄和信用創(chuàng)造、便利交易和推動專業(yè)化等五項功能的完善促進(jìn)創(chuàng)新活動的開展，并通過實證予以支持。左志剛（2012）[13]和Hsu等（2014） [14]通過對跨國層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)，股票和風(fēng)險投資等權(quán)益類金融渠道的發(fā)展有利于促進(jìn)國家創(chuàng)新能力的提升，股票市場發(fā)展越好的國家，其產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新水平越高，而銀行信貸擴(kuò)張會抑制國家創(chuàng)新能力的提升。這說明僅僅依靠金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大來促進(jìn)創(chuàng)新能力的提升是不夠的，當(dāng)金融發(fā)展規(guī)模過大時，市場主體會過分追求短期投機(jī)盈利，而企業(yè)創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步投資帶來的經(jīng)濟(jì)長期成長會被忽略，不利于企業(yè)創(chuàng)新融資，因此金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)張要適度（王昱等，2017）[15]。除金融發(fā)展規(guī)模要適度擴(kuò)張外，金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的優(yōu)化以及金融發(fā)展效率的提高對于自主創(chuàng)新也具有重要的促進(jìn)作用。高志 （2017）[16]通過對我國24個制造行業(yè)實證研究發(fā)現(xiàn)，金融結(jié)構(gòu)調(diào)整可以通過緩解企業(yè)研發(fā)融資約束來促進(jìn)制造業(yè)的自主創(chuàng)新。柏玲等 （2013）[17]通過對我國內(nèi)地31個省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展效率和金融發(fā)展結(jié)構(gòu)均為影響區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出能力的重要因素，都對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力的提升起到了積極作用?；谝陨戏治?，本文提出以下假說：

假說1a：金融發(fā)展規(guī)模的適度擴(kuò)張有利于促進(jìn)自主創(chuàng)新能力的提升。

假說1b：金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整有利于促進(jìn)自主創(chuàng)新能力的提升。

假說1c：金融發(fā)展效率的提高有利于促進(jìn)自主創(chuàng)新能力的提升。

知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)是影響自主創(chuàng)新的重要制度因素，如何設(shè)計知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度一直以來都是政策制定者和理論界關(guān)注的焦點問題，但眾學(xué)者關(guān)于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與自主創(chuàng)新的關(guān)系莫衷一是。有學(xué)者認(rèn)為加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)執(zhí)法力度可以通過減少研發(fā)溢出損失和緩解外部融資約束兩條路徑促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新能力的提高（吳超鵬和唐菂，2016）[18]。健全的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度可以保護(hù)創(chuàng)新成果的專有性，提高侵權(quán)成本，降低自主創(chuàng)新活動的風(fēng)險，從而有利于提高投資者的投資意愿，強(qiáng)化金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的影響。然而還有學(xué)者發(fā)現(xiàn)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與專利產(chǎn)出之間存在倒U形的關(guān)系（Furukawa，2010）[19]，只有在弱知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)下風(fēng)險投資對創(chuàng)新效率的作用才會更強(qiáng)（Safari，2017）[20]?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僬f：

假說2：知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對自主創(chuàng)新能力的影響是非線性的。

雖然金融發(fā)展和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)都是影響創(chuàng)新活動的重要因素，但以往文獻(xiàn)卻將這兩個重要因素分開進(jìn)行研究（Reza等，2012）[21]，事實上將二者納入同一框架進(jìn)行研究是十分必要的（Liodakis，2008）[5]。發(fā)達(dá)的金融體系可以緩解自主創(chuàng)新企業(yè)面臨的融資約束，并減少信息不對稱，降低自主創(chuàng)新過程中的風(fēng)險（Xiao和Zhao，2012）[22]。然而，由于研發(fā)投資項目收益的弱排他性占有會提高融資機(jī)構(gòu)對研發(fā)項目事先評估的風(fēng)險，所以單憑金融發(fā)展為自主創(chuàng)新活動提供動力是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的，自主創(chuàng)新活動還需要政策和制度的支持（支燕和白雪潔，2012）[23]，政府必須因地制宜地設(shè)計合理有效的制度來保護(hù)研發(fā)項目的投資收益。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的完善在一定程度上能夠確保研發(fā)項目成果的排他性占有，有利于幫助企業(yè)在長期內(nèi)獲得市場競爭優(yōu)勢，在市場上占據(jù)有利地位，還可以提高競爭者進(jìn)行創(chuàng)新活動的效率。如果高新技術(shù)型企業(yè)想獲得更多的融資機(jī)會，那么其所在國家必須提供更高水平、更加完善的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)（Kanwar和Evenson，2009）[24]。金融發(fā)展可以緩解自主創(chuàng)新企業(yè)面臨的融資約束，并減少信息不對稱，降低自主創(chuàng)新過程中的風(fēng)險;健全的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度可以保護(hù)創(chuàng)新成果的專有性，提高侵權(quán)成本，降低自主創(chuàng)新活動的風(fēng)險，從而有利于提高投資者的投資意愿，強(qiáng)化金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的推動作用。因此，在研究金融發(fā)展對自主創(chuàng)新活動影響的過程中，不得不強(qiáng)調(diào)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的作用?；诖?，本文提出以下假說：

假說3：隨著知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的變化，金融發(fā)展對自主創(chuàng)新具有非線性影響效應(yīng)。

三、模型設(shè)定

為了考察金融發(fā)展與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對自主創(chuàng)新的直接影響，本文借鑒Beck等（2002）[25]的做法將基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定為：

其中，[i]表示省份，[t]表示年份;[Innovit]表示區(qū)域自主創(chuàng)新能力;[Finit-1]是核心解釋變量金融發(fā)展水平，分別用金融規(guī)模（[fin_size]）、金融結(jié)構(gòu)（[fin_stru]）以及金融效率（[fin_effi]）來衡量;[Iprit-1]表示知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平;[εit]為隨機(jī)擾動項。為了緩解遺漏變量造成的內(nèi)生性問題，本文還在式（1）中添加了一組可能影響區(qū)域自主創(chuàng)新能力的其他因素向量集[CVit-1]，同時添加了個體效應(yīng)[ui]和時間效應(yīng)[τi]來消除其他不可觀測因素的影響。考慮到金融發(fā)展水平、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平以及控制變量對區(qū)域自主創(chuàng)新能力影響的滯后性，本文將核心解釋變量以及控制變量都滯后一期。

為了初步確定知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對金融發(fā)展與自主創(chuàng)新之間關(guān)系的影響，本文借鑒已有文獻(xiàn)做法（姚耀軍和董鋼鋒，2015;蔡偉毅和陳曉薇，2018）[26，27]在模型（1）中引入知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的平方項以及其與金融發(fā)展的交互項，得到如下模型：

在基礎(chǔ)回歸之后，為了更加直觀地揭示知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)是決定金融發(fā)展能否促進(jìn)自主創(chuàng)新能力提高以及促進(jìn)作用大小的關(guān)鍵因素，本文引入了PSTR模型。PSTR模型是以捕捉面板數(shù)據(jù)的截面異質(zhì)性為主要研究目的的非線性回歸模型，該模型通過引入一個連續(xù)的轉(zhuǎn)換函數(shù)替代PTR模型中離散的轉(zhuǎn)換函數(shù)，允許模型的系數(shù)隨轉(zhuǎn)換變量的變化而連續(xù)變化，使體制的轉(zhuǎn)換成為一個連續(xù)、平滑的過程，從而可以避免模型發(fā)生突變，是對STR模型和PTR模型的進(jìn)一步擴(kuò)展（González等，2005）[28]。本文借鑒PSTR模型，將模型（1）擴(kuò)展為：

四、數(shù)據(jù)與變量

（一）變量選擇

1. 被解釋變量：自主創(chuàng)新（[Innov]）。自主創(chuàng)新是從研發(fā)投入到創(chuàng)新成果產(chǎn)出并轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)價值的一系列過程，現(xiàn)有研究主要從勞動生產(chǎn)、新技術(shù)的投入和產(chǎn)出、專利數(shù)據(jù)等方面來衡量自主創(chuàng)新。本文研究的是區(qū)域自主創(chuàng)新能力的大小，從數(shù)據(jù)的權(quán)威性和全面可獲得性來看，專利數(shù)據(jù)審核標(biāo)準(zhǔn)嚴(yán)格，相對其他指標(biāo)而言衡量效果更好。我國專利分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利三種，其中發(fā)明專利與技術(shù)進(jìn)步關(guān)系密切，更能體現(xiàn)區(qū)域的自主創(chuàng)新水平（張倩肖和馮根福，2007）[29]，因此本文采用發(fā)明專利的相關(guān)數(shù)據(jù)衡量自主創(chuàng)新。而發(fā)明專利數(shù)據(jù)又分為發(fā)明專利申請量和發(fā)明專利授權(quán)量，發(fā)明專利申請量包含了申請人的主觀意愿，發(fā)明專利授權(quán)量則是經(jīng)過嚴(yán)格審核程序后對創(chuàng)新產(chǎn)品的認(rèn)可，相對而言更為客觀。因此本文借鑒付明衛(wèi)等（2015）[30]的做法，采用發(fā)明專利授權(quán)量來度量自主創(chuàng)新，同時選取發(fā)明專利申請量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，對發(fā)明專利授權(quán)量和發(fā)明專利申請量均取對數(shù)處理。

2. 核心解釋變量：金融發(fā)展（[Fin]）。金融發(fā)展就是在金融規(guī)模不斷擴(kuò)張的背景下，金融結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化、金融體系不斷完善的過程。本文借鑒師榮蓉等（2013）[31]的做法，從金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展效率三個方面衡量金融發(fā)展水平：金融發(fā)展規(guī)模（[fin_size]），采用各?。ㄊ?、自治區(qū)）金融機(jī)構(gòu)存貸款總額占GDP的比重來衡量（柏玲等，2013）[17];金融發(fā)展結(jié)構(gòu)（[fin_stru]），采用各?。ㄊ?、自治區(qū)）股票市值與保費收入之和占各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）金融總資產(chǎn)的比重來衡量（張林，2016）[32];金融發(fā)展效率（[fin_effi]），采用非國有企業(yè)貸款占GDP的比重來衡量（李健和衛(wèi)平，2015）[33]。

知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)（[Ipr]）。國際上通常直接采用GP指數(shù)作為各國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的代理變量，但是我國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)立法與執(zhí)法現(xiàn)狀并不完全同步，司法和執(zhí)法方面還存在不完善的地方，GP指數(shù)不能真正反映我國的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)強(qiáng)度。因此本文參照國內(nèi)學(xué)者吳凱等（2010）[34]的做法，引入國內(nèi)執(zhí)法狀況來修正GP指數(shù)：

式中，[i]代表中國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）（不包括西藏及港澳臺地區(qū)，下同），[t]代表時間，[Iprit]表示知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)，[LLit]表示立法強(qiáng)度，[LEit]表示執(zhí)法強(qiáng)度。我國的知識產(chǎn)權(quán)立法主要由國家統(tǒng)一進(jìn)行，所以可以認(rèn)為各地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)立法強(qiáng)度相同，因此各地區(qū)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的差異就體現(xiàn)在執(zhí)法強(qiáng)度上（許春明和單曉光，2008）[35]。本文借鑒許春明和單曉光（2008）[35]的做法，采用以國家知識產(chǎn)權(quán)立法為基礎(chǔ)的Ginarte-Park方法測定我國知識產(chǎn)權(quán)立法強(qiáng)度; 同時，本文借鑒馮志軍和康鑫（2015）[3]的做法，從司法保護(hù)水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府的執(zhí)法態(tài)度、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)意識、國際監(jiān)督水平五個方面選取適當(dāng)?shù)淖兞?，并采用主成分分析法計算出各?。ㄊ?、自治區(qū)）的執(zhí)法強(qiáng)度指標(biāo)。立法強(qiáng)度和執(zhí)法強(qiáng)度指標(biāo)的乘積即為各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平。

3.控制變量。借鑒樊華和周德群（2012）[37]以及何國華等（2011）[38]的做法，本文控制了其他影響區(qū)域自主創(chuàng)新能力的因素，主要包括：研發(fā)投入（[Rd]），采用R&D經(jīng)費內(nèi)部支出來衡量，取對數(shù)處理（祝佳，2015）[39];人力資本（[Edu]），采取高等學(xué)校在校生人數(shù)占總?cè)丝诘谋壤齺砗饬浚ɡ钫蜅钏棘摚?018）[40];對外開放度（[Trade]），以各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）進(jìn)出口總額占GDP比重來表示（張寬和黃凌云，2019）[41]。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文選取中國30個省（市、自治區(qū)）2003—2018年的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平相關(guān)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》、國家知識產(chǎn)權(quán)局公布的《專利統(tǒng)計年報》;發(fā)明專利數(shù)據(jù)、各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）研究與開發(fā)費用支出、金融機(jī)構(gòu)存貸款額、進(jìn)出口總額、GDP、高等學(xué)校在校生人數(shù)、總?cè)丝跀?shù)據(jù)來源于統(tǒng)計局公布的統(tǒng)計年鑒和各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的統(tǒng)計年鑒。表1是本文變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果及其與自主創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)，從最后一列可以看出金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展效率以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與自主創(chuàng)新的相關(guān)系數(shù)均在1%的水平上顯著，由此可以初步判定金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展效率以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)能夠有效促進(jìn)區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提升，但這僅是基于數(shù)據(jù)表面特征做出的初步判斷，仍需對其進(jìn)行實證檢驗。

五、研究結(jié)果及討論

（一）變量的平穩(wěn)性檢驗

為了避免實證結(jié)果出現(xiàn)“偽回歸”或者“偽相關(guān)”的情形，本文先對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，以確保實證結(jié)果的無偏性和一致性。單位根檢驗是平穩(wěn)性檢驗的常用方法，面板單位根檢驗有多種方法，為避免單一檢驗可能產(chǎn)生的誤差，本文采用三種方法（IPS、LLC和ADF-Fisher）對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗。從表2可以看出，所有變量均拒絕了存在單位根的原假設(shè)，面板數(shù)據(jù)具有較好的平穩(wěn)性。

（二）基準(zhǔn)回歸分析

為了單獨觀測金融發(fā)展和知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對自主創(chuàng)新的影響，使用計量方程（1）把金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展效率分別與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)一起作為核心解釋變量進(jìn)行估計，表3第（1）—（3）列的結(jié)果顯示：金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展效率以及知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正，說明其對自主創(chuàng)新能力表現(xiàn)出顯著的提升效應(yīng)，這為本文的假說1a、1b和1c提供了一定程度的經(jīng)驗支持。

為了觀測知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新過程中的調(diào)節(jié)作用，第（4）—（6）列在第（1）—（3）列的基礎(chǔ)上引入了知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的平方項，并且分別引入了金融發(fā)展規(guī)模與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的交互項、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的交互項、金融發(fā)展效率與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的交互項。結(jié)果顯示：知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的平方項均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明我國知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與自主創(chuàng)新能力之間呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，這為假設(shè)2提供了經(jīng)驗證據(jù)支持;金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展效率分別與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的交互項的系數(shù)均顯著為正，可見金融發(fā)展與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對自主創(chuàng)新能力的提升具有協(xié)同作用;然而金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)、金融發(fā)展效率分別與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)平方項的交互項的系數(shù)卻均顯著為負(fù)，在一定程度上說明知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)對金融發(fā)展與自主創(chuàng)新之間關(guān)系的影響有明顯的非線性特征，這為后文采用PSTR模型考察金融發(fā)展、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與自主創(chuàng)新三者之間的關(guān)系提供了一定的合理性。

（三）非線性分析

由前文分析可知，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與金融發(fā)展二者共同作用有利于促進(jìn)區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提升，且呈非線性關(guān)系，可能存在門檻效應(yīng)。為了進(jìn)一步考察金融發(fā)展與區(qū)域自主創(chuàng)新能力的相關(guān)性是否隨著知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)這一轉(zhuǎn)換變量的變化而發(fā)生變化，本文采用PSTR模型進(jìn)行檢驗。

1.金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的影響——基于知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的轉(zhuǎn)換變量。

（1）非線性檢驗。在進(jìn)行PSTR模型估計之前，先要進(jìn)行異質(zhì)性檢驗，即非線性檢驗，判斷模型是否存在非線性效應(yīng)。如果存在異質(zhì)性，使用PSTR模型進(jìn)行估計就是合理的，反之則認(rèn)為應(yīng)進(jìn)行線性估計。模型（5）（6）（7）在不同位置參數(shù)個數(shù)下的非線性檢驗結(jié)果見表4。

從表4可以看出，對模型（5）而言，在[m=1，2，3]的情況下，[LMX]、[LMF]和[LRT]的檢驗值在1%的顯著性水平上均拒絕模型為線性的原假設(shè);對模型（6）而言，在[m=1]的情況下，[LMX]、[LMF]和[LRT]的檢驗值在10%的顯著性水平上均拒絕模型為線性的原假設(shè);對模型（7）而言，在[m=1，2]的情況下，[LMX]、[LMF]和[LRT]的檢驗值在10%的顯著性水平上均拒絕模型為線性的原假設(shè)。因此可以得出結(jié)論，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的過程中確實存在非線性的調(diào)節(jié)作用，假設(shè)3得證，下文將進(jìn)一步進(jìn)行驗證。

（2）剩余非線性檢驗。接下來，進(jìn)行剩余非線性檢驗來確定轉(zhuǎn)換函數(shù)的個數(shù)r。從表5可以看出，三個模型均不能拒絕原假設(shè)，因此這三個模型均只有一個轉(zhuǎn)換函數(shù)。在確定了模型轉(zhuǎn)換函數(shù)的個數(shù)之后，通過模型的AIC和BIC準(zhǔn)則來確定三個模型的門限參數(shù)的個數(shù)。

從表6可以看出，在r=1的前提下，當(dāng)m取1時，三個模型AIC和BIC的值均小于m取2和3的情況，且門限參數(shù)沒有溢出，因此可以確定三個模型的最佳機(jī)制組合為1個轉(zhuǎn)換函數(shù)和1個門限參數(shù)（r=1，m=1）。

（3）參數(shù)估計。確定了轉(zhuǎn)換函數(shù)和門限參數(shù)的個數(shù)之后，對模型進(jìn)行估計，估計結(jié)果見表7。

模型（5）以金融發(fā)展規(guī)模為核心解釋變量，以知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)為轉(zhuǎn)換變量。從表7可以看出，模型（5）只有一個門限參數(shù)[c=1.037]，在這個位置將轉(zhuǎn)換函數(shù)[g]分為前后兩個平滑轉(zhuǎn)換的部分。當(dāng)[-1

模型（6）以金融發(fā)展結(jié)構(gòu)為核心解釋變量，以知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)為轉(zhuǎn)換變量。從表7可以看出，模型（6）只有一個門限參數(shù)[c=0.041]，在這個位置將轉(zhuǎn)換函數(shù)[g]分為前后兩個平滑轉(zhuǎn)換的部分。當(dāng)[-1

模型（7）以金融發(fā)展效率為核心解釋變量，以知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)為轉(zhuǎn)換變量。從表7可以看出，模型（7）只有一個門限參數(shù)[c=0.088]，在這個位置將轉(zhuǎn)換函數(shù)[g]分為前后兩個平滑轉(zhuǎn)換的部分。當(dāng)[-1

控制變量方面：研發(fā)投入在三個模型中對自主創(chuàng)新的影響系數(shù)均為正，模型（5）和模型（7）中該系數(shù)在1%的水平上顯著，基本表明研發(fā)投入能對區(qū)域的自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用;人力資本在三個模型中均在1%的顯著性水平上對自主創(chuàng)新有促進(jìn)作用;對外開放度在三個模型中均對自主創(chuàng)新有顯著的正向促進(jìn)作用。

2.非線性穩(wěn)健性檢驗。為了驗證PSTR模型非線性檢驗的穩(wěn)健性，以知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)作為門檻變量，構(gòu)建金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的PTR模型：

表8中PTR模型估計結(jié)果顯示，金融發(fā)展水平對自主創(chuàng)新的影響存在知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的門檻效應(yīng)。以金融發(fā)展規(guī)模為核心解釋變量的模型中，門檻值為0.982，當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)低于門檻值0.982時，金融發(fā)展規(guī)模對自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)為0.240;當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)高于門檻值0.982時，金融發(fā)展規(guī)模對自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)為0.215。以金融發(fā)展結(jié)構(gòu)為核心解釋變量的模型中，門檻值為0.037，當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)低于門檻值0.037時，金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)為0.176;當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)高于門檻值0.037時，金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)為0.182。以金融發(fā)展效率為核心解釋變量的模型中，門檻值為0.071，當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)低于門檻值0.071時，金融發(fā)展效率對自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)為0.526;當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)高于門檻值0.071時，金融發(fā)展效率對自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)為0.888。由此發(fā)現(xiàn)，當(dāng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)處于不同水平時，金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)不同，表現(xiàn)出顯著的門檻特征，這表明PSTR模型的非線性估計結(jié)果具有穩(wěn)健性。

（四）模型穩(wěn)健性分析

為了評估上文實證結(jié)果的可靠性，本文分別在模型（5）（6）（7）的基礎(chǔ)上替換被解釋變量的衡量指標(biāo)來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，在新模型（8）（9）（10）中用發(fā)明專利申請量來測度自主創(chuàng)新，估計結(jié)果見表9。通過對比發(fā)現(xiàn)：在以知識產(chǎn)權(quán)為轉(zhuǎn)換變量的模型中，非線性影響仍然存在，模型中主要變量系數(shù)的符號及顯著性與原估計結(jié)果基本一致，這說明原模型的估計結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與建議

本文選取了全國30個?。ㄊ?、自治區(qū)）2003—2018年的面板數(shù)據(jù)作為研究對象，先通過建立基準(zhǔn)回歸模型以及引入交互項的方式從金融發(fā)展體系的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三個視角出發(fā)來考察金融發(fā)展、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與區(qū)域自主創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。結(jié)果表明：金融發(fā)展水平的提高會促進(jìn)區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提升;知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與區(qū)域自主創(chuàng)新能力之間的關(guān)系是非線性的;金融發(fā)展與知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的相互支持、相互作用有利于促進(jìn)自主創(chuàng)新能力的提升，這種作用也是非線性的。然后構(gòu)建以知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)為轉(zhuǎn)換變量的PSTR模型，進(jìn)一步檢驗在金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的過程中知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)是否起到了非線性的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明：知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)在金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的過程中確實存在顯著的非線性影響，隨著知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)水平的提高，金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整以及金融發(fā)展效率的提高對區(qū)域自主創(chuàng)新都具有顯著的遞增的促進(jìn)效應(yīng)，但金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大并沒有隨之對區(qū)域自主創(chuàng)新能力產(chǎn)生更大的促進(jìn)作用，這可能是由于銀行信貸規(guī)模的擴(kuò)大并沒有轉(zhuǎn)化為有效的研發(fā)貸款和科技投入。

基于以上結(jié)論，本文的政策建議如下：

一是擴(kuò)大股票等權(quán)益性融資市場規(guī)模，強(qiáng)化風(fēng)險投資對創(chuàng)新的支持功能。金融發(fā)展規(guī)模的不斷擴(kuò)大在一定程度上有利于自主創(chuàng)新能力的提高，但如果一味地擴(kuò)大規(guī)模而忽視了資金的有效配置，反而會不利于區(qū)域自主創(chuàng)新能力的提高。鑒于此，政府要積極引導(dǎo)，推動我國權(quán)益融資市場發(fā)展，大力發(fā)展風(fēng)險投資，為自主創(chuàng)新擴(kuò)寬融資渠道。

二是深化金融改革，優(yōu)化調(diào)整金融發(fā)展結(jié)構(gòu)。我國現(xiàn)有的金融體系中，國有銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)占據(jù)主導(dǎo)地位，而銀行的風(fēng)險厭惡特征導(dǎo)致其在自主創(chuàng)新領(lǐng)域配置的資金比例不大，阻礙了科技創(chuàng)新。因此，銀行業(yè)等金融機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)積極推動融資服務(wù)方式創(chuàng)新、機(jī)構(gòu)體系創(chuàng)新以及信貸服務(wù)機(jī)制創(chuàng)新，還要構(gòu)建和完善多層次資本市場，提高直接融資比重，發(fā)揮金融發(fā)展對區(qū)域自主創(chuàng)新能力提升的促進(jìn)作用。

三是促進(jìn)金融體系協(xié)調(diào)發(fā)展，提高金融發(fā)展效率。我國金融體系中，國有金融機(jī)構(gòu)占據(jù)主導(dǎo)地位，但是國有金融機(jī)構(gòu)的資金使用效率不夠高。我國應(yīng)出臺相關(guān)政策進(jìn)一步優(yōu)化現(xiàn)有的金融體系，不斷提高非國有和非銀行金融機(jī)構(gòu)在我國金融機(jī)構(gòu)中的比重;還可以通過稅收優(yōu)惠等政策鼓勵區(qū)域內(nèi)的城市商業(yè)銀行和農(nóng)村信用社等增資擴(kuò)股、發(fā)展壯大，以便為區(qū)域自主創(chuàng)新活動注入活力。

四是完善知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，強(qiáng)化知識產(chǎn)權(quán)執(zhí)法力度，著力構(gòu)建金融發(fā)展、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)和自主創(chuàng)新的協(xié)同發(fā)展機(jī)制。知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)不僅對自主創(chuàng)新具有非線性的促進(jìn)作用，在金融發(fā)展影響自主創(chuàng)新的過程中也起到了非線性的調(diào)節(jié)作用。因此，政府要注重完善知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)法律體系，要通過廣泛宣傳強(qiáng)化知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)的意識，加強(qiáng)知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)執(zhí)法隊伍的建設(shè)，建立良好的體制機(jī)制為企業(yè)的知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)服務(wù)。

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