王啟鳳 鐘 堅

1 引 言

隨著中國經(jīng)濟逐漸由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，創(chuàng)新正日益成為支撐中國經(jīng)濟增長和區(qū)域可持續(xù)發(fā)展的新動力。如何營造良好的創(chuàng)新環(huán)境、提高地區(qū)創(chuàng)新水平，則成為經(jīng)濟新常態(tài)下貫徹創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略、建設創(chuàng)新型國家過程中需要著重關注的問題之一。已有研究表明，金融市場發(fā)展和外商直接投資在優(yōu)化地區(qū)資本配置和推動企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新等方面具有重要作用（李青元等，2010［1］；黎歡和龔六堂，2014［2］）。因此，本文著重關注的是大規(guī)模外資流入所帶來的技術知識溢出是否提升了區(qū)域創(chuàng)新水平？金融發(fā)展能否對地區(qū)的創(chuàng)新活動產(chǎn)生有效的支撐作用？同時更為值得關注的是地區(qū)的金融發(fā)展水平究竟是強化還是削弱了FDI溢出對區(qū)域創(chuàng)新績效的影響。這些問題的探索對于如何更好地利用國內(nèi)和國際兩種資本，發(fā)揮其對區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出績效的促進作用具有重要現(xiàn)實意義。

目前，大量研究表明金融發(fā)展是影響創(chuàng)新活動的重要因素。Benfratello et al（2008）［3］采用意大利90年代的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)當?shù)劂y行業(yè)的發(fā)展增強了高科技企業(yè)的研發(fā)積極性，提高了企業(yè)的創(chuàng)新活動水平；Hsu et al（2014）［4］基于1976-2006年32個發(fā)達和發(fā)展中國家的跨國面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)股票市場的發(fā)展提升了國家創(chuàng)新活動的數(shù)量和質(zhì)量，而信貸市場發(fā)展卻對創(chuàng)新起著抑制作用；而Fang et al（2014）［5］采用美國納斯達克上市公司的樣本數(shù)據(jù)，實證表明股票的流動性顯著抑制了企業(yè)的創(chuàng)新活動；張杰和高德步（2017）［6］認為中國當前的金融體系并未對創(chuàng)新形成有效的支撐和激勵作用，相反，金融市場化特別是信貸資金分配的市場化對研發(fā)投入、發(fā)明專利和實用新型專利存量產(chǎn)生了顯著抑制效應；李標等（2018）［7］研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平對工業(yè)創(chuàng)新績效具有積極促進作用，且這一效應在長期表現(xiàn)更明顯。

近年來，國內(nèi)外亦有不少學者對外商直接投資與創(chuàng)新之間的關系進行了研究。Antonietti et al（2015）［8］認為大規(guī)模的FDI可以顯著促進知識密集型產(chǎn)業(yè)的專利創(chuàng)新活動水平；Khachoo 和Sharma（2016）［9］的實證表明FDI技術溢出對本土企業(yè)及其上游供應商部門的創(chuàng)新活動有較強的促進作用；張文菲和金祥義（2017）［10］研究發(fā)現(xiàn)FDI對東部和西部的專利創(chuàng)新具有顯著促進作用，且其對創(chuàng)新活動具有正向遞減的時變效應；陳偉等（2018）［11］以對外貿(mào)易為門檻變量，研究發(fā)現(xiàn)在低對外貿(mào)易區(qū)域，F(xiàn)DI對區(qū)域創(chuàng)新能力呈現(xiàn)不顯著的負面影響，而在高對外貿(mào)易區(qū)域FDI可以顯著提升區(qū)域創(chuàng)新能力；梁強（2019）［12］的研究表明FDI質(zhì)量可以顯著提高區(qū)域創(chuàng)新能力，而FDI規(guī)模與技術創(chuàng)新之間存在“倒U”型的非線性關系。

綜上所述，雖然已有大量學者分別就金融發(fā)展與創(chuàng)新、FDI與創(chuàng)新之間的關系進行了探討，并取得了豐碩的研究成果，但較為遺憾的是，尚未有研究將三者納入一個統(tǒng)一的分析框架。因此，本文試圖在已有研究的基礎上，進一步梳理金融發(fā)展、FDI溢出與區(qū)域創(chuàng)新績效的關系，進而為增強區(qū)域創(chuàng)新能力提供參考建議。相較于已有研究，本文將在以下兩個方面有所創(chuàng)新：第一，與以往大多數(shù)研究所不同的是，本文研究FDI對創(chuàng)新的影響并未停留在外商直接投資的數(shù)量或質(zhì)量層面上，而是側(cè)重于研究通過外商直接投資渠道獲得來源國的技術溢出對創(chuàng)新績效的影響。第二，在研究視角方面，在分別考察金融發(fā)展、FDI溢出與創(chuàng)新績效關系的基礎上，加入二者的交互項以檢驗地區(qū)金融發(fā)展水平能否強化FDI對創(chuàng)新的正向溢出效應，進一步將金融發(fā)展作為門檻變量，實證檢驗FDI溢出對創(chuàng)新績效的影響，是對外商直接投資與創(chuàng)新關系研究的有益補充。

2 理論分析

2.1 金融發(fā)展與創(chuàng)新績效

經(jīng)典的金融發(fā)展理論認為金融中介深化可以緩解貸款者和金融機構(gòu)之間由于信息不完全所導致的逆向選擇和道德風險問題，降低企業(yè)的外部融資成本和融資約束程度，更好地控制由于創(chuàng)新活動本身所具有的巨大失敗風險，有效地促進資金向創(chuàng)新領域配置，從而激勵企業(yè)或地區(qū)從事創(chuàng)新生產(chǎn)的積極性（Mckinnon［13］）。金融發(fā)展分市場主導和銀行主導兩種類型，雖然中國進行了長達40年的經(jīng)濟市場化改革，但是市場主導的直接融資體系發(fā)展仍然相對滯后。因此，市場主導的金融發(fā)展難以達到有效配置資金、支持創(chuàng)新生產(chǎn)的市場功能，而銀行主導的間接融資體系在資助生產(chǎn)效率高的投資項目、激勵技術創(chuàng)新仍然具有重要功能（張杰和高德步，2017［6］）。在現(xiàn)有銀行主導金融體系中，國有大型壟斷銀行在金融體系中依然占據(jù)主要地位，區(qū)域性的中小金融中介機構(gòu)發(fā)展仍然相對不足，貸款利率及信貸配給均存在一定程度的管制。此外，現(xiàn)有的銀行信貸系統(tǒng)還擔負著財政支持功能，貸款投向具有較強的所有制傾向，無疑與政府聯(lián)系緊密的大中型國有企業(yè)更容易獲得貸款，這在一定程度上扭曲了金融資源的有效配置（胡宗義和李毅，2019［14］）。因此，在所有制歧視和創(chuàng)新活動長期持續(xù)性投入的典型特征下，私人部門金融資源占有率越高，金融中介發(fā)展對于技術創(chuàng)新的支撐作用越強。

2.2 FDI溢出與創(chuàng)新績效

FDI溢出效應是跨國企業(yè)在進行對外直接投資過程中引起東道國企業(yè)技術進步，而自身無法獲取全部收益的一種外部效應。跨國公司相對于發(fā)展中國家企業(yè)往往擁有先進的技術和管理方式，這些優(yōu)勢有助于跨國公司迅速占領東道國市場并獲取超額利潤。因此，跨國公司的進入加劇了市場的優(yōu)勝劣汰，增加了本土企業(yè)的生存難度，技術落后的企業(yè)勢必被市場淘汰，而存活下來的企業(yè)一方面會通過“干中學”有意識地去模仿并吸收跨國公司的技術（示范和模仿效應），縮小與發(fā)達國家的技術差距；另一方面，將通過加大研發(fā)投入、提高科技創(chuàng)新能力和生產(chǎn)效率來維持市場競爭力（競爭效應）。在跨國公司進入東道國后，出于生產(chǎn)需要會對東道國的勞動力進行技術和管理培訓，受培訓的員工通過流動到本土企業(yè)或自主創(chuàng)業(yè)時，知識和技術溢出就會提高東道國企業(yè)的創(chuàng)新能力（人員流動和培訓效應）。值得注意的是，跨國公司進入東道國市場從本意上來說并不是出于提升當?shù)仄髽I(yè)的技術創(chuàng)新水平，相反為了掌握東道國企業(yè)的科技研發(fā)動態(tài)，跨國企業(yè)會利用高于本土企業(yè)的薪酬待遇吸引東道國優(yōu)秀的研發(fā)人才向自身集聚，導致東道國企業(yè)面臨技術和人才的雙重弱勢，最終減少自主研發(fā)投入（擠出效應）。同時，跨國公司為了維持自身在科技領域的領先地位，不會將最前沿的技術轉(zhuǎn)移到東道國企業(yè)，這就導致東道國從外商直接投資獲取的技術溢出可能出現(xiàn)“天花板”效應（孫早和韓穎，2018［15］）。

2.3 金融發(fā)展、FDI溢出與創(chuàng)新績效

如前所述，本土企業(yè)在進行創(chuàng)新生產(chǎn)時，既依賴外部融資進行研發(fā)資金投入，又可能通過獲取跨國公司帶來的研發(fā)資本溢出進行技術創(chuàng)新。已有的研究顯示地區(qū)的金融發(fā)展水平將影響FDI的區(qū)位選擇，這是因為跨國企業(yè)出于各種因素會依賴于當?shù)氐慕鹑谑袌觯\作良好的金融市場可以為外資企業(yè)提供方便快捷的金融服務，而當?shù)貐^(qū)的金融發(fā)展水平不足以支撐當?shù)匦纬奢^高的中間產(chǎn)品市場時，外資會較少進入該地市場，因此東道國發(fā)達的金融市場發(fā)展有助于吸引外商直接投資（Julian et al.，2016［16］）。此外，較高的金融中介深化水平降低了東道國企業(yè)的外部融資成本，有助于內(nèi)資企業(yè)通過學習跨國企業(yè)先進的技術和管理經(jīng)驗，將外商直接投資帶來的知識技術溢出效應轉(zhuǎn)化為自身的技術創(chuàng)新優(yōu)勢。而當金融發(fā)展水平難以滿足本地企業(yè)的融資需求，將會抑制本土企業(yè)對引入技術的模仿學習。并且跨國公司的進入在帶來先進的技術的同時，對本土企業(yè)產(chǎn)生的擠出效應將會替代本土企業(yè)部分業(yè)務，削弱其利潤水平，當本地企業(yè)吸收能力受限，溢出效應不能抵消擠出效應時，F(xiàn)DI流入將降低區(qū)域創(chuàng)新績效。

3 研究設計

3.1 模型設定

基于前文的理論分析與研究假說，為了檢驗金融發(fā)展和FDI溢出對創(chuàng)新績效的影響，借鑒戴魁早和劉友金（2016）［17］的建模思路，將基本的計量模型設定如下：

其中，下標i表示省份，t表示年份，INNOit代表創(chuàng)新產(chǎn)出，用以衡量地區(qū)的創(chuàng)新生產(chǎn)績效；RDKit為研發(fā)資本投入，RDKit為研發(fā)人員投入，用以衡量各地區(qū)的創(chuàng)新投入水平；為地區(qū)金融發(fā)展水平；FINit代表通過外商直接投資獲得的國際知識或技術溢出；RDKit×FDI_Spilloverit為金融發(fā)展和FDI溢出的交互項，如果交互項的回歸系數(shù)顯著，則說明FDI溢出對技術創(chuàng)新的作用效果會受到金融發(fā)展水平的影響，用以檢驗金融發(fā)展是否會增強或者削弱FDI溢出對創(chuàng)新績效的影響。Xit為其他控制變量，δi和θt分別控制地區(qū)及時間效應，εit為隨機誤差項。

3.2 變量選取

（1）被解釋變量：創(chuàng)新績效。現(xiàn)有文獻中對創(chuàng)新產(chǎn)出績效的衡量指標主要有兩個，一是新產(chǎn)品產(chǎn)出，通常用工業(yè)企業(yè)新產(chǎn)品銷售收入或產(chǎn)值來表征（肖利平和謝丹陽，2016［18］）；二是三種專利申請或者授權數(shù)量（李娟等，2017［19］）?？紤]到工業(yè)企業(yè)的統(tǒng)計口徑在2011年發(fā)生變化的緣故，因此選取新產(chǎn)品銷售收入或者產(chǎn)值作為衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的指標并不合適。同時，鑒于專利申請數(shù)帶有一定的主觀性和不確定性，綜合考慮本文選取專利授權數(shù)作為衡量創(chuàng)新績效的指標，并借鑒白俊紅和蔣伏心（2015）［20］的做法，根據(jù)申請難度和創(chuàng)新程度的高低不同，對發(fā)明專利、實用新型和外觀設計專利分別賦予0.5、0.3和0.2的權重折算成綜合專利數(shù)。

（2）核心解釋變量：金融發(fā)展與FDI溢出。金融發(fā)展（FIN）：現(xiàn)有文獻中衡量省際金融發(fā)展水平的指標主要有社會融資總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比（黃憲和黃彤彤，2017［21］）、金融機構(gòu)貸款余額或存貸款余額之和占GDP的比重、股票總市值或股票流通市值占GDP的比重（鐘騰和汪昌云，2017［22］）。本文結(jié)合理論分析并參考李曉龍和冉光合（2018）［23］的研究，選取私人信貸余額占GDP的比重來衡量地區(qū)金融發(fā)展水平。關于私人信貸余額的計算，假定金融機構(gòu)的貸款全部投向國有及私人部門，并且國有部門獲得的信貸比例與國有固定資產(chǎn)投資總額占全部固定資產(chǎn)總額的比例相等，因此私人部門貸款總額=金融機構(gòu)貸款余額（1國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資總額/全社會固定資產(chǎn)投資總額）。

FDI溢出（FDI_Spillover）：通過外商直接投資獲得的技術溢出其測算方法參考李娟等（2017）［19］的做法，具體公式如下：

此外，借鑒Bitzer和Kerekes（2008）［24］的方法（以備后文進行穩(wěn)健性檢驗），F(xiàn)DI_Spillover也可由以下公式獲得：

（2）和（3）式中，表示j國t時期在中國的直接投資，表示j國t時期的國內(nèi)生產(chǎn)總值，表示j國t時期的固定資本形成總額，為j國t時期的R&D資本存量。

各省通過利用外商直接投資渠道獲取東道國研發(fā)資本存量的核算方法如下：

（4）式中，F(xiàn)DIit為各省歷年獲得的外商直接投資，F(xiàn)DIt為全國歷年獲得的外商直接投資總額。

關于RDKjt，首先根據(jù)2001-2017年各國或地區(qū)研發(fā)支出占GDP的比重和GDP數(shù)據(jù)計算出各國（地區(qū)）的R&D支出RDjt。R&D資本存量的核算用永續(xù)盤存法計算得到，如式（5）所示。

（5）式中，δ代表折舊率，取值5%，對于基期R&D資本存量，在假設資本存量與實際研發(fā)支出幾何平均增長率（g）一致的前提下，其估算公式為：

（3）控制變量。為了減少遺漏變量對回歸的影響，研究進一步加入以下控制變量：① R&D資本（RDK）：采用永續(xù)盤存法將其核算為資本存量的形式；②R&D人員（RDL）：采用各地區(qū)人員全時當量來衡量；③經(jīng)濟密度（ECODEN）：以實際地區(qū)生產(chǎn)總值除以行政區(qū)域面積的對數(shù)值來表征；④政府財政支出（GOV）：以地方財政一般預算支出占GDP的比重來衡量；⑤產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STR）：以高新技術主營業(yè)務收入占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。

3.3 數(shù)據(jù)來源及描述性統(tǒng)計

考慮到數(shù)據(jù)的可得性和連續(xù)性，本文的研究樣本為中國大陸2001-2017年30個省份（剔除數(shù)據(jù)缺失嚴重的西藏，亦不包括港澳臺地區(qū)）。上述變量計算所需的原始數(shù)據(jù)均來源于2002-2018年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國科技統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》、各省歷年統(tǒng)計年鑒及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。在進行FDI溢出計算時，綜合考慮外商直接投資來源國（地區(qū)）對中國的投資流量、各國家或地區(qū)研發(fā)資本存量的多少，并結(jié)合已有研究選取G7集團及亞洲的韓國、新加坡和中國香港特別行政區(qū)等10個國家和地區(qū)作為外商直接投資的主要來源國（地區(qū)）進行研究，數(shù)據(jù)主要來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫（WDI）。主要變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

4 實證分析

4.1 基準回歸

本文在回歸中首先加入對創(chuàng)新產(chǎn)出具有重要影響的創(chuàng)新投入變量（研發(fā)資本和研發(fā)人員），再通過逐個增加其他控制變量的方法盡可能地緩解遺漏變量問題。此外，采用雙向固定效應模型來控制隨地區(qū)和時間變化的不可觀測因素。進一步的檢驗發(fā)現(xiàn)擾動項存在截面異方差問題，因此參考毛艷華和李敬子（2016）［25］的研究，采用Driscoll和Kraay方法（XTSCC模型）對計量模型進行估計（結(jié)果見表2）。

表2 基準估計結(jié)果（全樣本）

從表2的估計結(jié)果來看，在不加入金融發(fā)展和FDI溢出交互項的情況下，模型（4）的回歸結(jié)果顯示：核心解釋變量金融發(fā)展和FDI溢出的估計系數(shù)分別為0.722和0.054，且都通過了1%的顯著性水平檢驗，表明私人信貸市場的發(fā)展和通過外商直接投資獲得的研發(fā)資本溢出均顯著促進了區(qū)域創(chuàng)新績效的提升。在加入交互項后，金融發(fā)展前的回歸系數(shù)仍在1%統(tǒng)計水平下顯著為0.517，而FDI溢出的回歸系數(shù)變?yōu)樨摰?.082，但并不顯著。交互項的估計系數(shù)為0.204，在5%的顯著性水平下為正，表明金融發(fā)展強化了FDI溢出對創(chuàng)新產(chǎn)出的促進效應。FDI溢出對區(qū)域創(chuàng)新績效的邊際效應為，由于FDI溢出前的系數(shù)為負，這意味著FDI溢出對創(chuàng)新績效的作用效果受到當?shù)亟鹑诎l(fā)展水平的影響。當金融中介深化不足時，F(xiàn)DI溢出并不能對創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極效應，只有當金融深化超過一定水平時，F(xiàn)DI的正向溢出效應才能顯現(xiàn)出來。

控制變量中，R&D資本（RDK）對創(chuàng)新績效的影響不顯著，表明創(chuàng)新資金投入不足可能無法支撐起創(chuàng)新的持續(xù)產(chǎn)出。2017年中國的研發(fā)經(jīng)費支出為17606.13億元，占同期GDP的2.15%，與美國和日本等世界主要發(fā)達國家相比，中國R&D投入強度仍然有相當大的提升空間。R&D人員（RDL）的回歸系數(shù)均在1%的顯著性水平下為正，表明科研人員在提升區(qū)域創(chuàng)新績效中起著至關重要的作用。經(jīng)濟密度（ECODEN）的估計系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平下顯著性為正，一方面較高的經(jīng)濟密度意味著更高的經(jīng)濟發(fā)展水平，發(fā)達的經(jīng)濟條件可以為創(chuàng)新生產(chǎn)提供更好的環(huán)境和支持；另一方面，經(jīng)濟集聚有助于知識技術的擴散和傳播，可以更好地發(fā)揮協(xié)同創(chuàng)新的作用。政府財政支出（GOV）的回歸系數(shù)基本顯著為正，可能的原因是財政支出中包含了教育和科技等生產(chǎn)項目支出，政府對科技創(chuàng)新的支持有助于營造良好的創(chuàng)新環(huán)境，進而提升地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STR）前的回歸系數(shù)為正，且均在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明高新技術產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有利于促進資源向創(chuàng)新領域集聚。

4.2 區(qū)域異質(zhì)性檢驗

由于中國在改革開放初期采取的是東部率先發(fā)展的不平衡發(fā)展戰(zhàn)略，不同經(jīng)濟板塊在金融深化水平、對外開放程度及吸引外資金額等方面存在較大的差距。為了進一步考察中國不同經(jīng)濟板塊金融發(fā)展和FDI溢出對創(chuàng)新績效的影響差異，研究將樣本劃分為東部和中西部地區(qū)①根據(jù)國家統(tǒng)計局的劃分標準，東部地區(qū)為：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南共11個省市；中西部地區(qū)為：山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆共19個省、市、自治區(qū)。分別進行回歸分析（結(jié)果見表3）。

表3 基準估計結(jié)果（分地區(qū)）

從分地區(qū)的實證結(jié)果來看，創(chuàng)新資本和人力投入對東部地區(qū)均具有顯著的促進作用，而創(chuàng)新資本投入對中西部地區(qū)反而有較為明顯的抑制效應。核心解釋變量金融發(fā)展對東部和中西部的回歸系數(shù)分別為0.369和0.763，分別在5%和1% 的顯著性水平下為正。FDI溢出對東部地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出作用并不顯著，而對中西部地區(qū)的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平下顯著為正。以上估計結(jié)果表明：對于東部地區(qū)而言，創(chuàng)新水平的提高主要依靠自主的研發(fā)創(chuàng)新投入及私人信貸市場的發(fā)展，而中西部地區(qū)的自主研發(fā)支出無法對自身的技術創(chuàng)新形成有效支撐，外資進入帶來的知識技術溢出在一定程度推動了中西部省份創(chuàng)新水平的提高。可能的原因是，東部地區(qū)無論是創(chuàng)新投入還是私人信貸市場的發(fā)展水平都較高，具備較強的自主創(chuàng)新能力，隨著技術水平與發(fā)達國家的差距的不斷縮小，跨國公司不愿將最前沿的生產(chǎn)技術轉(zhuǎn)移給當?shù)仄髽I(yè)，F(xiàn)DI流入帶來的研發(fā)資本溢出對創(chuàng)新績效的影響可能已觸及“天花板”；而中西部地區(qū)在自主創(chuàng)新支出和能力均較為薄弱的情況下，其技術進步仍然受益于外商直接投資帶來的研發(fā)資本溢出。加入金融發(fā)展和FDI溢出交互項后，東部地區(qū)金融發(fā)展前的回歸系數(shù)變?yōu)?0.703，表明只有當FDI溢出超過一定程度時才能刺激金融發(fā)展對東部創(chuàng)新績效的促進作用；中西部地區(qū)金融發(fā)展前的回歸系數(shù)仍然顯著為正，但是東部和中西部地區(qū)FDI溢出前的回歸系數(shù)均變?yōu)樨撝担呓换ロ椀南禂?shù)均顯著為正。分地區(qū)實證結(jié)果也表明金融發(fā)展可以強化FDI溢出對技術創(chuàng)新的促進作用，并且只有當金融深化超過一定程度時，F(xiàn)DI溢出才能對創(chuàng)新績效產(chǎn)生顯著正面效應。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證研究結(jié)論的可靠性，我們同時將核心解釋變量FDI溢出替換為上文公式（3）中的計算值，將被解釋變量創(chuàng)新績效的衡量指標替換為三種專利授權數(shù)之和，再使用同樣的估計方法進行回歸，結(jié)果如表4所示。從穩(wěn)健性估計的結(jié)果的來看，核心解釋變量及控制變量的回歸系數(shù)符號和顯著性水平與基準回歸結(jié)果基本一致，主要結(jié)論并未發(fā)生實質(zhì)性變化，表明本文的研究結(jié)論具有較強的可靠性。

表4 穩(wěn)健性估計結(jié)果

4.4 交互作用的再檢驗：門檻回歸模型

上文中的“交互項檢驗”結(jié)果表明，地區(qū)的金融發(fā)展水平強化了FDI對創(chuàng)新績效的正向技術溢出效應，只有當金融發(fā)展水平越過一定階段時，F(xiàn)DI才會對創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向溢出效應。由此我們自然產(chǎn)生這樣的疑問：地區(qū)金融發(fā)展的影響是否存在門檻效應，即在金融發(fā)展水平的不同門檻值區(qū)間，F(xiàn)DI溢出對創(chuàng)新績效的影響是否存在顯著差異。因此，本文對“交互作用檢驗”進行改進，在式（1）的基礎上，采用Hansen（1997）［26］提出的面板門檻模型對金融發(fā)展、FDI溢出和創(chuàng)新績效的非線性門檻關系進行檢驗。首先假設存在“單一門檻效應”，將基本面板門檻模型設定如下：

其中，I(·)為示性函數(shù)，qit為門檻變量，用金融發(fā)展水平衡量；k為門檻值，Yit為控制變量集，μi為地區(qū)效應。是否存在門檻效應取決于β1和β2的估計系數(shù)有顯著差異，若存在顯著差異則表明存在門檻效應。此外，多重門檻效應模型可由（7）式擴展得到，具體采用多門檻還是單門檻模型需要進一步檢驗，具體結(jié)果如表5所示。

表5 門檻效應檢驗結(jié)果

由上表可知，以金融發(fā)展為門檻變量，Panel A和Panel B的檢驗結(jié)果顯示：F統(tǒng)計值分別在10%和5%的顯著性水平下通過單一面板門檻模型檢驗，而在雙重和三重門檻模型中均不顯著，因此模型中只存在一個門檻值。表6給出了面板門檻估計的基準回歸及穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。

表6 面板門檻模型參數(shù)估計結(jié)果

續(xù)表

從基準回歸結(jié)果來看，金融深化程度的高低使FDI溢出對創(chuàng)新績效的影響存在明顯差異，具體來說，當金融中介深化程度低于0.6713時，F(xiàn)DI溢出對創(chuàng)新績效的影響系數(shù)為-0.026，并不顯著；而當金融發(fā)展水平越過門檻值0.6713時，F(xiàn)DI溢出對創(chuàng)新績效的估計系數(shù)變?yōu)?.084，并在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明私人信貸市場的發(fā)展程度對于發(fā)揮FDI正向溢出效應具有重要作用。這與上文的實證結(jié)果一致，并且穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果也支持這一結(jié)論。

5 結(jié)論與政策建議

本文在分析金融深化和FDI溢出對創(chuàng)新績效的影響機理的基礎上，運用2001-2017年中國大陸30個省份的平衡面板數(shù)據(jù)，實證考察了金融發(fā)展、FDI溢出及其交互項對創(chuàng)新績效的影響。研究結(jié)果顯示：總體上，金融發(fā)展和FDI溢出均顯著促進了創(chuàng)新績效的提升；FDI溢出對創(chuàng)新績效的作用效果受到地區(qū)金融發(fā)展水平的影響，即金融發(fā)展水平顯著強化了FDI溢出對創(chuàng)新績效的正面效應。分地區(qū)來看，金融發(fā)展對東部和中西部的創(chuàng)新績效均有顯著促進作用，F(xiàn)DI溢出有助于顯著提高中西部地區(qū)的創(chuàng)新績效，但是對東部的促進效應并不顯著，并且各地區(qū)的金融中介深化均可以增強FDI溢出對提升區(qū)域創(chuàng)新績效的正面效應。進一步運用面板門檻模型檢驗發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI溢出對創(chuàng)新績效的影響存在金融發(fā)展水平的門檻效應，當金融中介深化程度低于0.6713時，F(xiàn)DI溢出對創(chuàng)新績效的影響系數(shù)為-0.026，并不顯著；而當金融發(fā)展水平越過門檻值0.6713時，F(xiàn)DI溢出對創(chuàng)新績效的估計系數(shù)變?yōu)?.084，并在1%的顯著性水平下通過檢驗，表明私人信貸市場的發(fā)展程度對于發(fā)揮FDI正向溢出效應具有重要作用。通過替換核心變量的方式進行穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果仍然支持上述結(jié)論。根據(jù)上述研究結(jié)論，提出如下對策建議：

首先，推動金融市場化改革，消除約束企業(yè)融資的“所有制歧視”，為企業(yè)開展自主創(chuàng)新活動和吸收外資帶來的技術溢出提供信貸支持。同時，進一步完善金融支持創(chuàng)新體系，鼓勵金融機構(gòu)發(fā)展知識產(chǎn)權質(zhì)押融資、科技保險等科技金融產(chǎn)品，開展科技成果轉(zhuǎn)化貸款風險補償試點。充分發(fā)揮政策在金融信貸投向上的“示范”和“虹吸”效應，積極引導金融機構(gòu)將信貸資源投向科技創(chuàng)新領域，為落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略和實現(xiàn)科技自立自強提供充足的資金保障。其次，全面優(yōu)化外商投資服務，加強外商投資促進和保護，優(yōu)化外資結(jié)構(gòu)和布局。發(fā)揮重大外資項目示范效應，支持外資加大中高端制造、高新技術、傳統(tǒng)制造轉(zhuǎn)型升級等領域投資，通過設立更多創(chuàng)新型項目，為提高本土企業(yè)的技術創(chuàng)新水平創(chuàng)造有利條件。同時，完善財政轉(zhuǎn)移支付支持欠發(fā)達地區(qū)的機制，逐步實現(xiàn)基本公共服務均等化，促進外商直接投資及研發(fā)資本和人員等創(chuàng)新要素更多地流向中西部地區(qū)。最后，各地區(qū)應繼續(xù)加大研發(fā)投入，提升政府財政支出中科技和教育等生產(chǎn)性支出的比例，大力培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，為促進資金和人才向創(chuàng)新領域集聚、增強區(qū)域創(chuàng)新能力創(chuàng)造良好條件。