呂鷹飛，李　政

(1.吉林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130012；2.吉林省金融文化研究中心，吉林 長(zhǎng)春 130028)

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金融發(fā)展對(duì)創(chuàng)新效率影響的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)

呂鷹飛1，2，李政1

(1.吉林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130012；2.吉林省金融文化研究中心，吉林 長(zhǎng)春 130028)

以我國(guó)2006-2013年省際面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，應(yīng)用數(shù)據(jù)包絡(luò)法計(jì)算我國(guó)企業(yè)科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率，并對(duì)我國(guó)金融發(fā)展對(duì)兩種效率的影響是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國(guó)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(duì)科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率均存在門檻效應(yīng)，其中科研創(chuàng)新效率存在三重門檻效應(yīng)，產(chǎn)品創(chuàng)新效率存在雙重門檻效應(yīng)。金融發(fā)展水平的提高降低了其對(duì)科研創(chuàng)新效率和產(chǎn)品創(chuàng)新效率的影響強(qiáng)度，說明我國(guó)金融發(fā)展需考慮到其對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用，盲目擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)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(xiàn)對(duì)金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的重要地位給予了充分的肯定，對(duì)于我國(guó)金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及技術(shù)進(jìn)步的研究比較豐富。錢水土和周永濤(2010)基于我國(guó)地區(qū)數(shù)據(jù)，以非國(guó)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(qǐng)數(shù)量度量自主創(chuàng)新能力，用門檻回歸的方法驗(yàn)證我國(guó)金融發(fā)展、FDI與創(chuàng)新能力間是否存在門檻效應(yīng)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI對(duì)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(duì)自主創(chuàng)新的作用存在門檻效應(yīng)[1]24-29。何曉虎和何倫志(2011)同樣基于我國(guó)區(qū)域數(shù)據(jù)，技術(shù)進(jìn)步水平基于隨機(jī)前沿模型計(jì)算，金融發(fā)展程度指標(biāo)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(duì)技術(shù)進(jìn)步存在雙門檻效應(yīng)，隨著金融發(fā)展水平的提高，其對(duì)技術(shù)進(jìn)步的作用顯著下降[2]。

技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)作為一種生產(chǎn)活動(dòng)其本身也存在著效率問題，前述論文都驗(yàn)證了我國(guó)金融發(fā)展水平會(huì)影響技術(shù)創(chuàng)新數(shù)量即創(chuàng)新活動(dòng)的產(chǎn)出數(shù)量。然而金融發(fā)展是否促進(jìn)了創(chuàng)新活動(dòng)的效率卻鮮有文獻(xiàn)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(diǎn)：一是創(chuàng)新活動(dòng)需要大量的資金，企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)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(shí)所面臨的風(fēng)險(xiǎn)。三是有效的金融市場(chǎng)能夠優(yōu)化資金配置，將投資引導(dǎo)至具有最高創(chuàng)新率的企業(yè)[1]24-29[2]。

我國(guó)關(guān)于金融發(fā)展與創(chuàng)新效率的實(shí)證論文較少。顧群和翟淑萍(2013)用數(shù)據(jù)包絡(luò)法估計(jì)了我國(guó)2005至2010年30個(gè)省市的創(chuàng)新效率水平，基于此數(shù)據(jù)對(duì)金融發(fā)展和知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)對(duì)于創(chuàng)新效率的影響進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果顯示，金融發(fā)展水平對(duì)創(chuàng)新效率有顯著的正向影響，并且強(qiáng)度隨著金融發(fā)展水平提高而加強(qiáng)[3]42-46。孫立梅和高碩(2015)以類似顧群和翟淑萍(2013)的方法計(jì)算了創(chuàng)新效率，用金融機(jī)構(gòu)存款余額、金融機(jī)構(gòu)貸款余額以及股票市場(chǎng)總值三個(gè)指標(biāo)衡量金融發(fā)展水平，應(yīng)用面板回歸考察了我國(guó)2007—2011年創(chuàng)新效率與金融發(fā)展水平的關(guān)系[4]110-113。金融中介相比金融市場(chǎng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新效率的促進(jìn)作用更強(qiáng)，然而我國(guó)的存款配置水平較低，需要進(jìn)一步優(yōu)化。

前述對(duì)金融發(fā)展和創(chuàng)新效率的研究文獻(xiàn)存在以下兩個(gè)問題。一是對(duì)于創(chuàng)新效率的計(jì)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(shù)創(chuàng)新的內(nèi)在過程，即知識(shí)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(duì)于金融發(fā)展和創(chuàng)新效率的實(shí)證研究沒有考慮到二者存在門檻效應(yīng)的問題。由金融發(fā)展和技術(shù)進(jìn)步的相關(guān)文獻(xiàn)我們看到，我國(guó)金融發(fā)展影響技術(shù)進(jìn)步是存在門檻效應(yīng)的，那么我國(guó)金融發(fā)展對(duì)于創(chuàng)新效率的作用是否存在門檻效應(yīng)值得研究。本文基于上述兩點(diǎn)對(duì)現(xiàn)有研究進(jìn)行了擴(kuò)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(jì)算；在回歸模型時(shí)采用門檻回歸考察金融發(fā)展對(duì)兩種創(chuàng)新效率的門檻效應(yīng)。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(shí)證結(jié)果與評(píng)價(jià)；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(luò)法測(cè)算我國(guó)各地區(qū)創(chuàng)新效率。數(shù)據(jù)包絡(luò)法(DEA)是根據(jù)多項(xiàng)投入指標(biāo)和多項(xiàng)產(chǎn)出指標(biāo)，利用線性規(guī)劃的方法，對(duì)具有可比性的同類型單位進(jìn)行相對(duì)有效性評(píng)價(jià)的一種數(shù)量分析方法。數(shù)據(jù)包絡(luò)法屬于非參數(shù)方法，相比于參數(shù)方法需要對(duì)具體的生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行假設(shè)，非參數(shù)方法很好地規(guī)避了這個(gè)問題，在不需要對(duì)具體生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行假設(shè)的條件下計(jì)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(shù)產(chǎn)業(yè)R&D人員全時(shí)當(dāng)量與高技術(shù)產(chǎn)業(yè)R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出作為投入變量，高技術(shù)產(chǎn)業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)和高技術(shù)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(shù)產(chǎn)業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)和高技術(shù)產(chǎn)業(yè)新產(chǎn)品開發(fā)經(jīng)費(fèi)支出作為投入變量，高技術(shù)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(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，由于從投入到產(chǎn)出需要時(shí)間，我們將投入數(shù)據(jù)滯后1年，即產(chǎn)出數(shù)據(jù)時(shí)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(tái)灣、香港和澳門，保留了其余30個(gè)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(dú)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(duì)任意門檻值γ，計(jì)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(duì)已經(jīng)計(jì)算出的門檻值進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，原假設(shè)不存在門檻效應(yīng)，H0：α1=α2；備擇假設(shè)H1：α1≠α2。用自舉法模擬似然比檢驗(yàn)的漸進(jìn)分布來計(jì)算各顯著性水平上的統(tǒng)計(jì)量，進(jìn)而檢驗(yàn)門檻效應(yīng)的顯著性。③最后對(duì)門檻效應(yīng)的各參數(shù)進(jìn)行回歸估計(jì)[5]345-368。

(三)金融發(fā)展指標(biāo)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(jī)構(gòu)各項(xiàng)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(guó)金融年鑒》與《中國(guó)統(tǒng)計(jì)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(xué)畢業(yè)、初中畢業(yè)、高中畢業(yè)、大學(xué)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(jì)算。③市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，用地區(qū)高技術(shù)行業(yè)企業(yè)數(shù)量度量市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)情況[7]107-112。上述數(shù)據(jù)來自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》與地方統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、實(shí)證結(jié)果與評(píng)價(jià)

用DEA方法計(jì)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(jì)結(jié)果

表1數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)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(guó)30個(gè)省市中有9個(gè)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(guó)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(guó)30個(gè)省市中有8個(gè)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(guó)均值均未超過0.5，從地域角度看，兩指標(biāo)同時(shí)超過0.5的地區(qū)僅北京一處，單指標(biāo)超過0.5的區(qū)域也較少。這說明我國(guó)創(chuàng)新效率整體偏低，亟需優(yōu)化。

在計(jì)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(jìn)行回歸，檢驗(yàn)我國(guó)金融發(fā)展水平對(duì)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(jìng)爭(zhēng)程度主要對(duì)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(jìng)爭(zhēng)程度(FA)只出現(xiàn)在模型2中。而外商直接投資對(duì)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(duì)模型1模型2進(jìn)行門檻回歸的門檻數(shù)量檢驗(yàn)以確定門檻個(gè)數(shù)。將最大門檻數(shù)量設(shè)為3，對(duì)應(yīng)的3組原假設(shè)與備則假設(shè)為：①原假設(shè)不存在門檻，備則假設(shè)只存在1個(gè)門檻；②原假設(shè)只存在1個(gè)門檻，備則假設(shè)存在2個(gè)門檻；③原假設(shè)只存在2個(gè)門檻，備則假設(shè)存在3個(gè)門檻。結(jié)果見表2、表3。

表2　模型1門檻檢驗(yàn)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(yàn)結(jié)果

表2數(shù)據(jù)顯示，雙重門檻假設(shè)在99%的顯著水平上通過檢驗(yàn)，而三重門檻假設(shè)在95%的顯著性水平上通過檢驗(yàn)，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(shè)分別通過了95%和90%顯著性水平下的檢驗(yàn)，而三重門檻假設(shè)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(duì)于科研創(chuàng)新效率，金融發(fā)展水平在三重門檻的四個(gè)區(qū)間內(nèi)均對(duì)科研創(chuàng)新效率有正向作用，然而其作用強(qiáng)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(chǎng)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(shí)體經(jīng)濟(jì)不斷向金融市場(chǎng)轉(zhuǎn)移，實(shí)體經(jīng)濟(jì)由于缺乏資金支持而效率降低。教育水平對(duì)于科研創(chuàng)新效率的作用方向?yàn)檎?，?qiáng)度為0.073 9且在99%水平上顯著，說明加強(qiáng)企業(yè)員工培訓(xùn)與教育、提高國(guó)民知識(shí)水平對(duì)于創(chuàng)新效率有積極作用。FDI的系數(shù)為負(fù)但不顯著，可能的原因是我國(guó)要素稟賦與發(fā)達(dá)國(guó)家存在差異，外商直接投資的技術(shù)溢出效應(yīng)未能對(duì)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(dòng)，由于競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)的存在，F(xiàn)DI反而對(duì)我國(guó)創(chuàng)新效率有一定阻礙。2013年全國(guó)30個(gè)地區(qū)金融發(fā)展水平按三重門檻劃分為四個(gè)區(qū)域，每個(gè)區(qū)域?qū)?yīng)的地區(qū)數(shù)量分別為15、6、9和0。數(shù)據(jù)說明我國(guó)大部分地區(qū)仍然處于金融發(fā)展對(duì)科研創(chuàng)新效率影響較為有效的地區(qū)。

對(duì)于產(chǎn)品創(chuàng)新效率，金融發(fā)展水平在雙重門檻檢驗(yàn)下同樣對(duì)創(chuàng)新效率的影響顯著為正，但在三個(gè)區(qū)域上呈遞減趨勢(shì)。其原因與科研創(chuàng)新的情況類似，金融市場(chǎng)的快速發(fā)展可能會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)形成阻礙。市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)水平對(duì)科研創(chuàng)新效率有顯著正向作用，其強(qiáng)度為0.000 2，企業(yè)間競(jìng)爭(zhēng)對(duì)企業(yè)開發(fā)新產(chǎn)品形成了倒逼機(jī)制。FDI的系數(shù)為負(fù)且仍然不顯著，說明國(guó)外投資對(duì)于國(guó)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(guó)30個(gè)地區(qū)金融發(fā)展水平按雙重門檻劃分為三個(gè)區(qū)域，每個(gè)區(qū)域?qū)?yīng)的地區(qū)數(shù)量分別為5、6和19。數(shù)據(jù)說明我國(guó)大部分地區(qū)仍然處于金融發(fā)展對(duì)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(guān)注金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和技術(shù)進(jìn)步的關(guān)系，而忽視了金融發(fā)展對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)效率的影響[8]57。筆者以我國(guó)2006—2013年省際面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，應(yīng)用數(shù)據(jù)包絡(luò)法計(jì)算我國(guó)企業(yè)科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率，并對(duì)我國(guó)金融發(fā)展對(duì)兩種效率的影響是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①我國(guó)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(gè)和8個(gè)，說明我國(guó)創(chuàng)新效率亟需提高。②金融發(fā)展水平對(duì)科研創(chuàng)新效率與產(chǎn)品創(chuàng)新效率均存在門檻效應(yīng)，其中科研創(chuàng)新效率存在三重門檻效應(yīng)，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(qiáng)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(yīng)，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(duì)產(chǎn)品創(chuàng)新效率的影響強(qiáng)度，其最大值與最小值間的降幅達(dá)58%。結(jié)果暗示我國(guó)金融發(fā)展需考慮到其對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用，盲目擴(kuò)張會(huì)導(dǎo)致效率損失。

[1] 錢水土，周永濤.金融發(fā)展、FDI與我國(guó)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(duì)技術(shù)進(jìn)步的影響存在門檻效應(yīng)嗎?——基于面板門檻模型的實(shí)證研究[M]//第六屆(2011)中國(guó)管理學(xué)年會(huì)——金融分會(huì)場(chǎng)論文集，2011.

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

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[6] 李金昌，曾慧.基于金融市場(chǎng)發(fā)展的FDI溢出與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系：省際面板數(shù)據(jù)研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2009，26(3).

[7] 李靜，朱顯平，白江.我國(guó)地區(qū)金融集聚驅(qū)動(dòng)因素的實(shí)證分析[J].東北師大學(xué)報(bào)：哲學(xué)社會(huì)科學(xué)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(zhǎng)春金融高等專科學(xué)校學(xué)報(bào)，2016(1).

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

呂鷹飛(1976-)，女，吉林集安人，長(zhǎng)春金融高等專科學(xué)校金融系副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院理論經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后；李政(1974-)，男，天津?qū)氎嫒?，吉林大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

F830

A

1001-6201(2016)05-0075-05

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