金融發(fā)展、財政支持與自主創(chuàng)新關(guān)系的實證分析

黃傳華,陶群山,魏 驊

(安徽中醫(yī)藥大學 醫(yī)藥經(jīng)濟管理學院，安徽 合肥 230012)

一、引言

企業(yè)是自主創(chuàng)新的主體和核心，而技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)又具有公共產(chǎn)品的屬性，單靠市場力量推動難以激發(fā)企業(yè)的自主創(chuàng)新熱情。政府需要通過完善的政策環(huán)境、制度環(huán)境和市場環(huán)境來誘導企業(yè)進行自主創(chuàng)新，提升產(chǎn)品競爭力和企業(yè)競爭力。政府如何推動企業(yè)自主創(chuàng)新，實現(xiàn)經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變、產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的調(diào)整和經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型與升級，是當前政府科技工作的基點和核心。我國政府高度重視企業(yè)自主創(chuàng)新能力的培育。2015年中共中央、國務(wù)院頒布《關(guān)于深化體制機制改革加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的若干意見》明確了加快實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略的任務(wù)，營造大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的政策環(huán)境和制度環(huán)境。實施科技自主創(chuàng)新實現(xiàn)經(jīng)濟增長由要素驅(qū)動轉(zhuǎn)變?yōu)榧夹g(shù)創(chuàng)新驅(qū)動，實現(xiàn)經(jīng)濟根本轉(zhuǎn)型和升級有著重要意義和深遠影響。當前我國政府正不斷完善財稅支持政策，強化金融創(chuàng)新和資本市場功能，通過優(yōu)化政策環(huán)境和制度環(huán)境，創(chuàng)建自主創(chuàng)新平臺，整合創(chuàng)新資源，推動企業(yè)自主創(chuàng)新。政府運用財政政策和金融政策誘導企業(yè)進行自主創(chuàng)新，其作用機理和政策效果如何？這些問題是當前學術(shù)界和政府關(guān)注的問題，也是本文期待解決的重點所在。

國內(nèi)外學者對自主創(chuàng)新及其驅(qū)動因素進行了廣泛而深入的研究。對于自主創(chuàng)新的含義，傅家驥(1998)[1]認為自主創(chuàng)新是企業(yè)通過自身努力和探索形成技術(shù)突破，攻破技術(shù)難關(guān)并最終通過轉(zhuǎn)化而創(chuàng)造預(yù)期價值；劉志迎(2014)[2]認為自主創(chuàng)新是“主權(quán)在我的開放式創(chuàng)新”，在自主研發(fā)的同時，還需要引進技術(shù)加以自我消化吸收再創(chuàng)新。對于自主創(chuàng)新的效應(yīng)，Minasian(1962)、Mansfield(1965)朱有為，徐康寧(2007)[3]、沙文兵和李桂香(2011)[4]認為自主創(chuàng)新能夠顯著地提升生產(chǎn)率。對于自主創(chuàng)新的驅(qū)動因素的實證研究，孫斐和黃卉等(2010)[5]從科技經(jīng)費的投入和支出視角研究了我國的自主創(chuàng)新能力的影響因素。王喬(2014)[6]以我國高新產(chǎn)業(yè)為例實證研究了產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易對自主創(chuàng)新能力的影響機制。羅登躍(2010)[7]運用因子分析法對我國30個省、市企業(yè)的自主創(chuàng)新能力進行了評價。本文在現(xiàn)有研究成果的基礎(chǔ)上將以金融環(huán)境、政府政策環(huán)境及產(chǎn)業(yè)發(fā)展環(huán)境為背景從金融發(fā)展、財政支持及產(chǎn)業(yè)升級等方面以安徽省為例實證研究自主創(chuàng)新的驅(qū)動因素及激勵機制。

二、研究假說

本文認為政府通過完善的政策環(huán)境，運用財政補償、信貸政策降低企業(yè)自主創(chuàng)新成本，誘導企業(yè)積極加大科技創(chuàng)新投入，進行技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新；增加人力資本投入又會通過提高技術(shù)研發(fā)和模仿的效率而推進企業(yè)自主創(chuàng)新，而產(chǎn)業(yè)升級則會改善自主創(chuàng)新的環(huán)境，通過產(chǎn)品市場需求拉動技術(shù)創(chuàng)新，為企業(yè)自主創(chuàng)新提供動力機制。因此，本文提出以下研究假說。

金融發(fā)展為企業(yè)自主創(chuàng)新提供完善的融資環(huán)境并規(guī)避投資風險，從而有利于促進自主創(chuàng)新活動。關(guān)于金融發(fā)展對技術(shù)創(chuàng)新的研究，Saint-Paul(1992)[8]考慮到技術(shù)創(chuàng)新的風險性，認為完善的金融市場通過多元化投資來化解風險，并能為社會化大生產(chǎn)和技術(shù)創(chuàng)新提供資金支持。李新功(2011)[9]研究了金融對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進機制，在此基礎(chǔ)上提出了政府與金融業(yè)相融合的混合信貸體制。alessandro and Stoneman(2008)[10]基于歐盟的金融市場相關(guān)數(shù)據(jù)研究了英國的金融發(fā)展與科技創(chuàng)新之間的關(guān)系，得出兩者之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。Ang(2010)[11]運用韓國的時間序列數(shù)據(jù)對金融部門與R&D 活動在技術(shù)創(chuàng)新中的作用進行了實證研究，認為金融市場化對國家科技創(chuàng)新具有較強的促進作用。發(fā)達國家有著完善的金融市場環(huán)境，金融發(fā)展對自主創(chuàng)新有著較強的促進作用，但我國的金融市場并不發(fā)達，金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的促進作用也相對較弱，本文將選擇合適變量對這一機制進行實證分析。

政府的公共政策支持有利于彌補金融市場發(fā)展的欠缺，對企業(yè)自主創(chuàng)新具有較強的促進作用。Leleux and Surlemon(2003)[12]基于1990—1996年間歐洲15國的公共部門風險資本和私人部門的風險資本來源及其發(fā)展數(shù)據(jù)研究時發(fā)現(xiàn)，政府的公共支出和干預(yù)為科技創(chuàng)新和創(chuàng)業(yè)投資發(fā)出長期許諾的信號，有利于激勵市場主體從事科技創(chuàng)新。Hyytinena and Toivanen(2005)[13]以芬蘭為例研究了政府的公共財政支持對科技創(chuàng)新的促進作用。而在我國金融市場不發(fā)達的背景下，財政支持將成為金融市場的有效補充，本文將選擇政府對科研的財政支持作為變量來驗證政府的公共支出對自主創(chuàng)新的影響機制。

人力資本是企業(yè)自主創(chuàng)新的重要促進因素，人力資本通過知識流動和技術(shù)轉(zhuǎn)移，進而提高企業(yè)自主創(chuàng)新的能力。鄒薇和代謙(2003)[14]研究了東亞經(jīng)濟的增長因素，認為東亞經(jīng)濟的起飛不僅取決于物質(zhì)資本的積累，更重要的是非常重視人力資本的積累，人力資本水平的提高有助于其對發(fā)達國家高新技術(shù)的模仿與吸收。實證研究結(jié)論存在一定的差異：賴明勇等(2005)[15]對我國30個省級數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，人力資本對地區(qū)技術(shù)進步和經(jīng)濟增長具有關(guān)鍵性的作用；而楊俊、李曉羽等(2007)[16]研究發(fā)現(xiàn)我國現(xiàn)有的人力資本已經(jīng)達到有效技術(shù)模仿的臨界值，尚不能滿足全面自主創(chuàng)新的要求。本文認為人力資本的積累有助于自主創(chuàng)新能力的提升，將以安徽省為例對人力資本在自主創(chuàng)新中的作用進行實證分析。

產(chǎn)業(yè)升級有助于企業(yè)的自主創(chuàng)新，通過產(chǎn)品市場的細化而引起消費需求的擴張，而消費需求的擴張則會促使企業(yè)積極開展科技創(chuàng)新并引發(fā)產(chǎn)品創(chuàng)新，并引起需求拉動的創(chuàng)新。吳豐華、劉瑞明(2013)[17]則以我國30個省級面板數(shù)據(jù)進行分析研究了產(chǎn)業(yè)升級對自主創(chuàng)新的影響機制，實證結(jié)果表明產(chǎn)業(yè)升級能有效地帶動自主創(chuàng)新能力的提升。本文將以產(chǎn)業(yè)升級為背景研究產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化對企業(yè)自主創(chuàng)新的影響。

三、模型的選擇與變量的設(shè)定

(一)理論模型設(shè)計

本文自主創(chuàng)新變量用自主創(chuàng)新的產(chǎn)出來表示，因而根據(jù)傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)理論，技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出應(yīng)當是資本和勞動的函數(shù)，本文在傳統(tǒng)的生產(chǎn)函數(shù)y=f(l,k)的基礎(chǔ)上將自主創(chuàng)新的政策環(huán)境即產(chǎn)業(yè)發(fā)展狀況、金融發(fā)展狀況作為影響因素納入生產(chǎn)函數(shù)建立一個自主創(chuàng)新的生產(chǎn)函數(shù)：

y=f(IND,LAB,CAP)

(1)

函數(shù)中y表示自主創(chuàng)新產(chǎn)出，IND表示產(chǎn)業(yè)升級變量，LAB表示勞動投入，CAP表示資本投入。對自主創(chuàng)新生產(chǎn)函數(shù)取全微分，則有：

(2)

而資本投入又可以看成是金融發(fā)展水平和政府公共支出的函數(shù)即

CAP=F(FIN,GOV)

(3)

式中FIN表示金融發(fā)展水平，GOV表示政府公共支出水平，對上式全微分則有：

(4)

將(4)代入(2)得：

(5)

整理得：

(6)

dy=c+β1dFIN+β2dGOV+β3dLAB+β4dIND+ε

(7)

(7)式中，c表示常數(shù)項，ε表示干擾項。具體的實證回歸模型確定為：

yt=c+β1dFINt+β2dGOVt+β3dLABt+β4dINDt+εt

(8)

(二)變量的設(shè)定

在模型(8)中，y是被解釋變量，表示自主創(chuàng)新變量。自主創(chuàng)新是指擁有自主知識產(chǎn)權(quán)的核心技術(shù)和在此基礎(chǔ)上實現(xiàn)新產(chǎn)品價值的過程，包括原始創(chuàng)新、集成創(chuàng)新和引進技術(shù)的再創(chuàng)新。孫斐和黃卉等(2010)選取了國內(nèi)外專利申請數(shù)、國外三大檢索收錄科技論文數(shù)、高技術(shù)新產(chǎn)品銷售總額和技術(shù)市場成交合同額指標，運用因子分析法對我國自主創(chuàng)新能力進行定量評價[5]。考慮到自主創(chuàng)新成果通常以新的科學發(fā)現(xiàn)和擁有自主知識產(chǎn)權(quán)的技術(shù)、產(chǎn)品、品牌來衡量。因而在本文中自主創(chuàng)新指標直接使用自主創(chuàng)新的產(chǎn)出指標，用發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計等三種專利受理量合計數(shù)來表示。

被解釋變量FIN表示金融發(fā)展程度指標，金融發(fā)展程度指標包括金融發(fā)展的規(guī)模指標、結(jié)構(gòu)指標和效率指標等，三個指標主要從不同視角來對金融發(fā)展程度進行衡量。張軍等(2005)[18]認為以私人部門的貸款規(guī)模占GDP 之比作為金融發(fā)展程度衡量指標，周立等(2002)[19]運用金融市場化比率來衡量金融發(fā)展程度，錢水土和周永濤(2010)[20]在進行面板數(shù)據(jù)分析時，考慮到中央銀行的政策均衡效應(yīng)，用地區(qū)總貸款余額×(1-國有經(jīng)濟固定資產(chǎn)投資總額/全社會固定資產(chǎn)投資總額)來表示金融發(fā)展程度指標。相關(guān)研究表明，指標的選擇對研究結(jié)論不會產(chǎn)生實質(zhì)性的影響。而本文以安徽省數(shù)據(jù)來研究金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的影響機制，無須考慮政策的均衡效應(yīng)，因而選擇金融發(fā)展規(guī)模指標作為金融發(fā)展程度的衡量指標，用地區(qū)金融機構(gòu)貸款余額/GDP來表示金融發(fā)展程度。

GOV表示科研的財政支持力度，政府對自主創(chuàng)新的公共支出力度用自然科學和技術(shù)領(lǐng)域收入中政府資金部分來衡量；LAB表示科技創(chuàng)新人力資本狀況，用科技活動人員數(shù)量表示；IND表示產(chǎn)業(yè)升級程度，用工業(yè)產(chǎn)值占GDP之比來表示。

以上各指標數(shù)據(jù)來自歷年《安徽統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》和安徽統(tǒng)計局網(wǎng)站。相關(guān)變量的統(tǒng)計學描述見表1。

表1 相關(guān)變量的統(tǒng)計學描述

四、模型結(jié)果與分析

(一)數(shù)據(jù)的單位根檢驗

在進行協(xié)整關(guān)系分析之前要先對變量的平穩(wěn)性進行分析，各變量只有在同階的平穩(wěn)性條件下才能進行協(xié)整分析。檢查序列平穩(wěn)性的標準方法是進行單位根檢驗，檢查單位根的方法很多，這里選用ADF檢驗。在檢驗時如果拒絕原假設(shè)，則檢驗序列不存在單位根；否則說明檢驗序列是不平穩(wěn)的，還需對其差分后進行進一步檢驗，直到拒絕原假設(shè)來確定序列的單整階數(shù)。運用views8.0統(tǒng)計軟件來進行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2，可以看出差分前各個序列的ADF檢驗值均大于不同顯著水平下的臨界值，而經(jīng)過一階差分之后的各個序列的ADF檢驗值均小于不同顯著水平下的臨界值，各序列屬于一階平穩(wěn)序列。因此，由ADF檢驗結(jié)果可知各系列均是非平衡序列且存在一階單整I(1)，滿足協(xié)整檢驗的條件。

表2 各變量序列的ADF檢驗

(二)johanseni協(xié)整分析

對于非平穩(wěn)數(shù)列，如果其線性組合存在平穩(wěn)性，則這個線性組合的變量間存在長期穩(wěn)定的比例關(guān)系即為協(xié)整關(guān)系。這里運用johanseni協(xié)整分析方法對這五個變量序列進行協(xié)整分析，協(xié)整檢驗結(jié)果見表3。

表3 Johanseni協(xié)整檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，在對前三種關(guān)系的檢驗中，跡統(tǒng)計量與最大特征值均大于5%水平臨界值，P值也小于0.05，拒絕原假設(shè)；而在“最多存在3個協(xié)整關(guān)系”的檢驗中，跡統(tǒng)計量與最大特征值均小于5%水平臨界值，P值大于0.05，因而接受原假設(shè)?？梢姼餍蛄兄g存在穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。由標準化的協(xié)整系數(shù)表可以看出(見表4)，各解釋變量的系數(shù)均為正值，這說明金融發(fā)展、政府支持、人力資本對自主創(chuàng)新是具有促進效應(yīng)的。同時，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的改善也有利于產(chǎn)業(yè)的自主創(chuàng)新。

表4 標準化的協(xié)整系數(shù)表

(三)Granger 因果關(guān)系檢驗

為了進一步分析各解釋變量對自主創(chuàng)新的相互影響關(guān)系，還需對這五序列進行 Granger因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表5。由Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果可以看出，在滯后2期的條件下，對于金融發(fā)展不是自主創(chuàng)新的原因檢驗中，由于P<0.05，拒絕原假設(shè)，因此金融發(fā)展是自主創(chuàng)新的原因；反之，對于自主創(chuàng)新不是金融發(fā)展的原因檢驗中，由于P>0.05，接受原假設(shè)，即自主創(chuàng)新不是促進金融發(fā)展的直接原因。在對財政支持、人力資本支持和產(chǎn)業(yè)升級對自主創(chuàng)新的因果關(guān)系檢驗中，也存在類似的結(jié)論，即財政支持、人力資本發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級都能不同程度地促進自主創(chuàng)新的發(fā)展，而自主創(chuàng)新對財政支持、人力資本發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級則不具有相應(yīng)的促進作用。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

(四)脈沖響應(yīng)和方差分析

要深入細致地描述各解釋變量對自主創(chuàng)新的影響程度和變化趨勢，還需進行脈沖響應(yīng)分析和方差分析。脈沖響應(yīng)分析主要是用來分析一個干擾項或某個沖擊對自變量產(chǎn)生影響，而又通過自變量引起對因變量的影響，而這種影響還通過因變量和自變量的相互依存關(guān)系而不斷傳遞下去，最終形成自變量對因變量的動態(tài)影響關(guān)系。運用脈沖響應(yīng)分析可以從數(shù)量上更加清楚地分析各解釋變量對自主創(chuàng)新的影響程度和變化趨勢，從動態(tài)上模擬出各影響因素對自主創(chuàng)新的動態(tài)沖擊過程。圖1至圖4清楚地刻畫了各解釋變量對自主創(chuàng)新的脈沖響應(yīng)沖擊過程。圖1反映了金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的沖擊過程，前3期雖然金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的沖擊力度較弱，但沖擊的效應(yīng)為正，之后金融發(fā)展對自主創(chuàng)新的沖擊力度逐漸增強。這和實際是相符合的，金融環(huán)境的改善會促使創(chuàng)新企業(yè)融資條件的改善，進而促進企業(yè)積極進行技術(shù)改造和產(chǎn)品研發(fā)，實現(xiàn)自主創(chuàng)新。但我國金融市場不發(fā)達，金融創(chuàng)新產(chǎn)品不完善，因而金融發(fā)展對企業(yè)自主創(chuàng)新的影響效應(yīng)較弱。圖2反映了財政支持對自主創(chuàng)新的沖擊機制，可以看出前2期財政支持對自主創(chuàng)新的影響效果為負，且前5期沖擊效應(yīng)較弱，第5期后沖擊效應(yīng)逐漸增強，模擬結(jié)果說明政策支持對自主創(chuàng)新有著直接的激勵效果，這和技術(shù)創(chuàng)新的公共產(chǎn)品屬性有關(guān)，技術(shù)創(chuàng)新的公共產(chǎn)品性質(zhì)要求在企業(yè)自主創(chuàng)新活動中必須有政府政策的引導、資金的扶持，這樣才會產(chǎn)生明顯的激勵效果。在我國金融市場不發(fā)達的情形下，政府財政支持是金融政策的有力補充，實證檢驗也證明了政府財政支持在企業(yè)自主創(chuàng)新中的積極作用。

圖1 FIN對y脈沖響應(yīng)沖擊圖

圖2 GOV對y脈沖響應(yīng)沖擊圖

圖3反映的是產(chǎn)業(yè)升級對自主創(chuàng)新的沖擊影響程度，可以看出產(chǎn)業(yè)升級對自主創(chuàng)新的沖擊影響效應(yīng)為正，效果較為明顯。當前我國正處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和產(chǎn)業(yè)升級的經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善、生產(chǎn)資源的優(yōu)化組合以及產(chǎn)品結(jié)構(gòu)和產(chǎn)品質(zhì)量的提高都會對企業(yè)自主創(chuàng)新有著較強的拉動作用。

圖4反映了人力資本變量對自主創(chuàng)新的沖擊影響程度，由圖4可以看出人力資本對自主創(chuàng)新的沖擊力度較弱，前4期影響效應(yīng)為正，但沖擊影響效果較弱。這和相關(guān)理論研究是一致的。人力資本對科技創(chuàng)新的影響具有“門檻效應(yīng)”，只有具有高水平的專業(yè)知識和專業(yè)技能并具有一定科研能力的人才構(gòu)成對自主創(chuàng)新的推動能力，而安徽省人力資本與發(fā)達地區(qū)相比較為落后，尚未突破實現(xiàn)技術(shù)自主創(chuàng)新所需的人力資本門檻，因而對自主創(chuàng)新的沖擊力較弱。

圖3 IND對y脈沖響應(yīng)沖擊圖

圖4 LAB對y脈沖響應(yīng)沖擊圖

方差分析是從動態(tài)視角定量反映各解釋變量對因變量的影響程度。在方差分析表(見表6)中，第三列是因變量自身擾動引起的部分的百分含量，第四列是自主創(chuàng)新變量預(yù)測方差中由金融發(fā)展變量擾動引起的部分的百分比，第五列是自主創(chuàng)新變量預(yù)測方差中由政府支出變量引起的部分的百分比，第六列是自主創(chuàng)新變量預(yù)測方差中由產(chǎn)業(yè)升級變量引起的部分的百分比，第七列是自主創(chuàng)新變量預(yù)測方差中由人力資本投入變量引起的部分的百分比。由方差分析可以看出政府投資變量和產(chǎn)業(yè)升級對自主創(chuàng)新的影響程度較強，而金融發(fā)展和人力資本投入變量對自主創(chuàng)新的影響程度較弱，例如用模型第5期的數(shù)據(jù)來說明，自主創(chuàng)新變量誤差中31.2%的部分是由自身擾動自己所引起的，4.0%的部分是由金融發(fā)展變量擾動引起的，3.2%的部分是由政府資金投入變量擾動所引起的，61.6%的部分是由產(chǎn)業(yè)升級部分擾動所引起的，而0.5%的部分是由人力投資變量所引起的，影響效果較弱。而且由表6可以看出，預(yù)測期間越長，各解釋變量對自主創(chuàng)新的影響力度越大，特別是政府支出和產(chǎn)業(yè)升級變量的持續(xù)影響效應(yīng)也越強。

表6 變量y的方差分析表

五、結(jié)論與啟示

企業(yè)自主創(chuàng)新的驅(qū)動因素很多，本文選擇了金融發(fā)展、財政支持、人力資本及產(chǎn)業(yè)升級變量，研究了金融發(fā)展、財政支持與自主創(chuàng)新的關(guān)系?；诎不帐?991—2015年的經(jīng)濟發(fā)展與科技創(chuàng)新數(shù)據(jù)，本文運用協(xié)整分析對金融發(fā)展、財政支持與自主創(chuàng)新的長期關(guān)系進行了確定，并通過脈沖響應(yīng)與方差分析對其影響趨勢和影響程度進行了定量分析，主要結(jié)論如下。

在進行變量的協(xié)整分析前，需對自主創(chuàng)新及其解釋變量進行平穩(wěn)性檢驗，發(fā)現(xiàn)各變量序列屬于一階單整，運用johanseni協(xié)整分析得出了變量間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系，且各解釋變量對自主創(chuàng)新具有正向的影響關(guān)系。

由Grange因果關(guān)系檢驗得出自主創(chuàng)新與各解釋變量之間的因果關(guān)系，金融發(fā)展、財政支持、人力資本和產(chǎn)業(yè)升級是自主創(chuàng)新的促進因素，金融發(fā)展、財政支持與人力資本等因素的提高，會改善自主創(chuàng)新的要素投入，優(yōu)化要素投入結(jié)構(gòu)，從而促進自主創(chuàng)新的效率與進程，而產(chǎn)業(yè)升級則會優(yōu)化自主創(chuàng)新的外在環(huán)境，為自主創(chuàng)新提供拉動力。

而由脈沖響應(yīng)分析與方差分析則更進一步說明了金融發(fā)展、財政支持、人力資本和產(chǎn)業(yè)升級對自主創(chuàng)新的影響趨勢和影響程度。金融發(fā)展和人力資本投入對自主創(chuàng)新具有一定的促進作用，但影響程度較弱，這主要是我國金融市場不完善，科技金融創(chuàng)新產(chǎn)品不成熟，以及人力資本存在的“門檻效應(yīng)”所決定的。而財政支持與產(chǎn)業(yè)升級對自主創(chuàng)新的促進作用較強，這主要是因為在金融市場不發(fā)達的條件下，財政支持成為自主創(chuàng)新的有效資金來源，有利于降低技術(shù)創(chuàng)新風險，產(chǎn)業(yè)升級則給自主創(chuàng)新提供了優(yōu)越的外在環(huán)境，從而拉動了企業(yè)的自主創(chuàng)新。

金融發(fā)展、財政支持、人力資本和產(chǎn)業(yè)升級對自主創(chuàng)新有著不同程度的促進作用，這在實證檢驗?zāi)Ｐ椭械玫搅撕芎玫臋z驗。這對于國家營造自主創(chuàng)新的政策環(huán)境和制度環(huán)境有著特殊的意義。要提升企業(yè)的自主創(chuàng)新能力，需完善金融市場，健全金融制度，建立包括科技貸款、科技擔保、股權(quán)融資、科技保險及科技租賃等的科技融資渠道，為企業(yè)自主創(chuàng)新提供寬松的融資渠道，降低科技創(chuàng)新風險，進一步提升金融在自主創(chuàng)新中的引導和激勵作用。加強政府財政的科技創(chuàng)新支持力度，設(shè)立科技專項資金，支持基礎(chǔ)研究、應(yīng)用開發(fā)、成果轉(zhuǎn)讓及產(chǎn)業(yè)發(fā)展。加強人力資本投入，提高人力資本質(zhì)量，突破人力資本對自主創(chuàng)新的“門檻效應(yīng)”。以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型與升級為先導，完善技術(shù)市場，培育新產(chǎn)品市場，形成以需求為導向、競爭為壓力的創(chuàng)新動力機制。

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