李曉榮

（甘肅農(nóng)業(yè)大學(xué)，甘肅蘭州730070）

一、引 言

由于存在高風(fēng)險(xiǎn)性和強(qiáng)外部性的特征，預(yù)示著科技創(chuàng)新活動(dòng)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(yīng)在科技創(chuàng)新方面充當(dāng)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(dǎo)的公共科技金融對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)的影響，對(duì)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(qiáng)的理論意義與現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于科技金融對(duì)科技創(chuàng)新影響的研究比較豐富。首先，學(xué)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(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)性質(zhì)致使傳統(tǒng)金融服務(wù)缺乏追逐動(dòng)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(dòng)缺乏現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)（Neff，2012）［2］。因此，科技創(chuàng)新與科技金融的有機(jī)結(jié)合是發(fā)展科學(xué)技術(shù)的必然路徑選擇（杜江等，2017）［3］。而后，為進(jìn)一步尋求科技金融推動(dòng)創(chuàng)新活動(dòng)的理論依據(jù)，眾多學(xué)者對(duì)科技金融對(duì)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(jìn)科技創(chuàng)新”為主流的觀點(diǎn)，如King&Levine（1993）以內(nèi)生經(jīng)濟(jì)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(duì)增長的正向作用［4］；Chowdhury&Maung（2012）以新興國家和發(fā)達(dá)國家金融市場(chǎng)發(fā)育水平為研究對(duì)象，實(shí)證了金融市場(chǎng)的發(fā)展有利于研發(fā)投入［5］。伴隨著我國對(duì)科技創(chuàng)新重視程度日益提升，學(xué)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(rèn)為是促進(jìn)創(chuàng)新的關(guān)鍵工具，并通過理論和實(shí)證探索證明了這一觀點(diǎn)。如杜江等（2017）以空間杜賓計(jì)量模型作為工具，討論了科技金融對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)影響的空間效應(yīng)，結(jié)論表明，考慮空間效應(yīng)下的科技金融對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)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(duì)象，分析了缺乏多層次資本市場(chǎng)、融資體制缺陷、政策法規(guī)系統(tǒng)性和針對(duì)性不足、缺乏對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)評(píng)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(dòng)態(tài)與靜態(tài)兩個(gè)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(duì)科技創(chuàng)新的作用效果，結(jié)果表明短期內(nèi)科技金融對(duì)科技創(chuàng)新具有促進(jìn)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(cè)對(duì)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(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的影響，部分學(xué)者從公共和市場(chǎng)兩個(gè)視角分別考察了科技金融對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)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(cè)樣本，考察了不同渠道的金融活動(dòng)對(duì)中小企業(yè)創(chuàng)新能力提升的差異性，結(jié)果表明財(cái)政與風(fēng)險(xiǎn)投資有利于創(chuàng)新能力提升，而銀行貸款和資本市場(chǎng)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)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(yīng)在電商平臺(tái)融資模式上引入公共科技金融體系，以優(yōu)化二者對(duì)融資及創(chuàng)新活動(dòng)的作用［10］。

綜上，當(dāng)前關(guān)于科技金融對(duì)科技創(chuàng)新的文獻(xiàn)十分豐富?？萍冀鹑趯?duì)科技創(chuàng)新具有促進(jìn)作用的觀點(diǎn)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(duì)科技創(chuàng)新可能存在非線性效應(yīng)。與此同時(shí)，關(guān)于公共科技金融對(duì)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(duì)公共科技金融對(duì)科技創(chuàng)新影響進(jìn)行再討論：（1）運(yùn)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(duì)科技創(chuàng)新的非線性效應(yīng)；（2）結(jié)合實(shí)證結(jié)果討論以政府為主導(dǎo)的公共科技金融在科技創(chuàng)新活動(dòng)的邊界性和適用性問題。

三、指標(biāo)選擇、數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)計(jì)

（一）指標(biāo)選擇

解釋變量和門檻變量Fit：當(dāng)前研究大多采用財(cái)政支出中對(duì)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(biāo)。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(yùn)用該指標(biāo)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(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)的影響，本文以專利授權(quán)數(shù)作為衡量科技創(chuàng)新活動(dòng)的指標(biāo)，該指標(biāo)在關(guān)于科技創(chuàng)新活動(dòng)的研究中具有應(yīng)用的廣泛性。

其他控制變量Controlit：已有研究對(duì)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(jì)發(fā)展、人力資本、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)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(jì)發(fā)展一方面是科技創(chuàng)新的動(dòng)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(jì)發(fā)展水平越高的地區(qū)對(duì)于科技創(chuàng)新的需求越大，其動(dòng)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(jì)發(fā)展水平的指標(biāo)。②人力資本為科技進(jìn)步提供人才基礎(chǔ)，本文采用受教育年限法計(jì)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(biāo)。③不同產(chǎn)業(yè)對(duì)于科技創(chuàng)新的需求不同，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)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(biāo)。④自改革開放以來，我國長期奉行“引進(jìn)來，走出去”的對(duì)外開放戰(zhàn)略，學(xué)習(xí)和引入外國先進(jìn)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(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重作為衡量對(duì)外開放程度的指標(biāo)。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文依據(jù)曾勝等（2017）所選擇的25個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）作為觀測(cè)樣本，時(shí)間跨度為2003-2014年，所用數(shù)據(jù)分別來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》、Wind資訊數(shù)據(jù)庫、《中國財(cái)政年鑒》等。為盡量避免異方差對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值、專利授權(quán)數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化。

四、實(shí)證研究

（一）模型設(shè)定

通過對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理可以發(fā)現(xiàn)，盡管“促進(jìn)論”占主流地位，但部分觀點(diǎn)認(rèn)為科技金融對(duì)科技創(chuàng)新具有抑制或不明顯的作用，說明科技金融對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)的影響并非一成不變，可能存在“門檻效應(yīng)”。結(jié)合研究公共科技金融對(duì)科技創(chuàng)新影響的目標(biāo)，本文采用面板門檻模型進(jìn)行實(shí)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(diǎn)進(jìn)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(yùn)用于觀測(cè)“門檻效應(yīng)”的研究中［15］。

基于對(duì)研究目的和已有文獻(xiàn)的考察，本文對(duì)基準(zhǔn)的單一門檻模型和雙門檻模型進(jìn)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(jì)增長、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放程度、人力資本；φ1和φ2代表待估計(jì)的門檻值；γ1、γ2和γ3表示待估計(jì)參數(shù)；I（·）表示指示函數(shù)；εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。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(yīng)的檢驗(yàn)與估計(jì)

為確認(rèn)公共科技金融對(duì)科技創(chuàng)新的影響是否具有門檻效應(yīng)，本文利用由Hansen提出的Bootstrap（即自抽樣法）對(duì)模型的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，若模型顯著存在門檻效應(yīng)，則進(jìn)一步確認(rèn)門檻值，自抽樣結(jié)果如表1所示。經(jīng)450次反復(fù)自抽樣，首先檢驗(yàn)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(duì)是否存在雙重門檻進(jìn)行確認(rèn)，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(duì)模型是否存在三重門檻進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示關(guān)于三重門檻的檢驗(yàn)并不顯著。為了更清楚的觀測(cè)公共科技對(duì)科技創(chuàng)新的門檻效應(yīng)，結(jié)合檢驗(yàn)結(jié)果，本文選擇雙重門檻模型。

表1 門檻效應(yīng)自抽樣檢驗(yàn)

表2 門檻估計(jì)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(gè)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(jì)值是LR等于零時(shí)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(duì)科技創(chuàng)新的效應(yīng)在上述2個(gè)節(jié)點(diǎn)上存在明顯的結(jié)構(gòu)變化。

圖1 雙重門檻門檻估計(jì)值及似然比函數(shù)圖

（三）模型估計(jì)及結(jié)果

確認(rèn)門檻個(gè)數(shù)和門檻估計(jì)值后，本文對(duì)面板門檻模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表3所示。模型（1）是公共科技金融對(duì)科技創(chuàng)新的線性效應(yīng)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(duì)科技創(chuàng)新具有正向作用，該結(jié)果與“促進(jìn)論”類文獻(xiàn)結(jié)果一致。模型（2）表達(dá)的是公共科技金融平方項(xiàng)對(duì)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(duì)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(diǎn)。模型（3）是對(duì)本文設(shè)定的面板門檻模型進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示公共科技金融發(fā)展小于23.89時(shí)，其對(duì)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(shí)，回歸參數(shù)為0.0393，略小于0.0404；當(dāng)公共科技金融支出大于30.08時(shí)，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(duì)門檻區(qū)間的構(gòu)成進(jìn)行剖析，本文對(duì)門檻區(qū)間劃分為公共科技金融發(fā)展低、中、高三個(gè)區(qū)段，并進(jìn)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(dòng)，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(shì)；中區(qū)段省份數(shù)從2008年起維持在4-5個(gè)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(gè)數(shù)較少，基本在2-3個(gè)區(qū)間波動(dòng)，主要構(gòu)成省份分別是北京和上海?？傮w而言，三個(gè)區(qū)段內(nèi)省份個(gè)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(gè)區(qū)間內(nèi)的省份數(shù)量變化圖

（五）實(shí)證結(jié)果的理論分析

當(dāng)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(duì)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(dá)20個(gè)左右；當(dāng)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(duì)科技創(chuàng)新的回歸系數(shù)有小幅縮小，達(dá)0．0393，省份數(shù)約為4個(gè)左右；當(dāng)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(gè)左右?？梢姡覈部萍冀鹑趯?duì)科技創(chuàng)新的效應(yīng)大致可以刻畫為一條斜“廠”字型曲線。

科技創(chuàng)新活動(dòng)具有極高的風(fēng)險(xiǎn)性和外溢性，對(duì)市場(chǎng)和公共部門機(jī)構(gòu)均存在較高要求。一方面，市場(chǎng)為科技創(chuàng)新的需求和供給提供了互動(dòng)平臺(tái)，市場(chǎng)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(bǔ)科技創(chuàng)新過程中的市場(chǎng)失靈起到了關(guān)鍵作用。結(jié)合實(shí)證結(jié)果，公共科技金融對(duì)于科技創(chuàng)新活動(dòng)的效應(yīng)存在逐步遞減的規(guī)律，低區(qū)段所包含地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展總體屬于中等發(fā)達(dá)甚至欠發(fā)達(dá)，市場(chǎng)化程度相對(duì)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(jì)發(fā)展比較發(fā)達(dá)，市場(chǎng)化程度相對(duì)較高，公共科技金融對(duì)于科技創(chuàng)新的作用相對(duì)較小，政府逐步開始退守在市場(chǎng)失靈領(lǐng)域，使市場(chǎng)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(duì)科技創(chuàng)新的效應(yīng)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(dòng)的正面作用

由于科技創(chuàng)新活動(dòng)具有較高的風(fēng)險(xiǎn)性，尤其是基礎(chǔ)科學(xué)領(lǐng)域的科技創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)性和外溢性更強(qiáng)。這不僅要求市場(chǎng)提供風(fēng)險(xiǎn)投資資金，同時(shí)要求政府為科技創(chuàng)新活動(dòng)在財(cái)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(dòng)要積極發(fā)揮對(duì)科技創(chuàng)新的正面影響，尤其是對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)的起步階段和市場(chǎng)失靈領(lǐng)域提供充足的資金匹配。同時(shí)，要盡量避免公共科技金融的過渡介入對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)帶來的無效率或資源浪費(fèi)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(dòng)的高風(fēng)險(xiǎn)和強(qiáng)外溢性預(yù)示著政府和市場(chǎng)兩種資源配置機(jī)制搭配的特殊性。實(shí)證結(jié)果表明，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場(chǎng)化程度不同的地區(qū)，公共科技金融對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)的影響存在差異性。因此，一方面政府要恪守在市場(chǎng)無法發(fā)揮作用的市場(chǎng)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(shí)根據(jù)地區(qū)發(fā)展異質(zhì)性和科技創(chuàng)新活動(dòng)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(jìn)入、運(yùn)作和退出機(jī)制。在根據(jù)差異適時(shí)動(dòng)態(tài)調(diào)整在科技創(chuàng)新領(lǐng)域的責(zé)任范圍，在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)、財(cái)力不足、金融體系仍不完善的地區(qū)，政府要對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)起主導(dǎo)作用，以培育致力于科技創(chuàng)新的市場(chǎng)主體。伴隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和市場(chǎng)發(fā)育程度的日益提升，政府可著力于資本市場(chǎng)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(chǎng)失靈領(lǐng)域等方面。

（三）完善政府在促進(jìn)科技金融發(fā)展過程中的作用

政府應(yīng)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(chǎng)體系、完善風(fēng)險(xiǎn)投資市場(chǎng)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(dòng)“輸血”的同時(shí)，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(dòng)的金融體系，促使科技金融對(duì)科技創(chuàng)新活動(dòng)自主“造血”體系的建立。

［1］SaintPaulG．TechnlogicalChoice， FinancialMarketsand Economic Developmnet［J］．European Economic Review， 1992， 36（4）： 763-781．

［2］Neff C．Corporate Finance， Innovation， and Strategic Competition［M］．Springer Science&Business Media， 2012．

［3］杜江，張偉科，范錦玲，韓科振．科技金融對(duì)科技創(chuàng)新影響的空間效應(yīng)分析［J］．軟科學(xué)，2017，31（4）：19-22+36．

［4］King R G， Levine R．Finance and Growth：Schumpeter Might be Righe［J］．The Quarterly Journal of Economics， 1993， 108（3）：717-737．

［5］Chowdhury R， Maung M．Financial Market Development and the Effectiveness of R&D Investment： Evidence from Developed and Emerging Courtries［J］．Research in International Business and Finance， 2012， 26（2）：258-272．

［6］許超．我國科技金融發(fā)展與國際經(jīng)驗(yàn)借鑒——以日本、德國、以色列為例［J］．國際金融，2017（1）：75-80．

［7］張玉喜，趙麗麗．中國科技金融投入對(duì)科技創(chuàng)新的作用效果——基于靜態(tài)和動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)證研究［J］．科學(xué)學(xué)研究，2015（2）：177-184+214．

［8］黃繼忠，黎明．科技金融對(duì)創(chuàng)新效率影響的實(shí)證研究——基于中國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)省級(jí)面板數(shù)據(jù)［J］．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2017，36（9）：17-23．

［9］李瑞晶，李媛媛，金浩．區(qū)域科技金融投入與中小企業(yè)創(chuàng)新能力研究——來自中小板和創(chuàng)業(yè)板127 家上市公司數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］．技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究，2017（2）：124-128．

［10］廖傳惠，楊渝南，陳永華．互聯(lián)網(wǎng)金融、公共科技金融與科技型小微企業(yè)融資［J］．科學(xué)管理研究，2015（2）：97-100．

［11］張明喜．再論財(cái)政科技經(jīng)費(fèi)投入方式創(chuàng)新［J］．科學(xué)管理研究，2016（5）：81-84+110．

［12］曾勝，卜政．我國公共科技金融發(fā)展評(píng)價(jià)及區(qū)域差異研究［J］．重慶工商大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017，34（4）：29-36．

［13］王海，葉元煦．科技金融結(jié)合效益的評(píng)價(jià)研究［J］．管理科學(xué)，2003（2）：67-72．

［14］趙文昌，陳春發(fā)，唐英凱．科技金融［M］．北京：科學(xué)出版社， 2009．

［15］Hansen B E．Threshold Effects in Non-Dynamic Panels： Estimation， Testing and Inference［J］．Journal of Econometrics， 1993，93（2）：345-368．