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論文導(dǎo)讀:：金融發(fā)展程度就成為了影響吸收能力的一個(gè)關(guān)鍵因素。作為國(guó)際技術(shù)溢出主要渠道之一的FDI。技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)國(guó)家長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展中重要的決定因素。在模型（1）的基礎(chǔ)上可以構(gòu)建的單門檻模型（2）：。
論文關(guān)鍵詞：金融發(fā)展，F(xiàn)DI，技術(shù)創(chuàng)新，門檻模型

　　一、引言
　　眾所周知，技術(shù)創(chuàng)新是一個(gè)國(guó)家長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展中重要的決定因素，也是一個(gè)國(guó)家保持經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的一個(gè)重要?jiǎng)恿�和源泉。因此，發(fā)展中國(guó)家都期望通過(guò)國(guó)際技術(shù)溢出獲得發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)技術(shù)，加強(qiáng)和改善自己的技術(shù)創(chuàng)新能力，進(jìn)而加速經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。作為國(guó)際技術(shù)溢出主要渠道之一的FDI，其技術(shù)溢出并非自發(fā)產(chǎn)生，而是取決于FDI流入地區(qū)吸收能力的高低。FDI流入地區(qū)的企業(yè)為提升其吸收能力需要進(jìn)行大量的外部融資，這就要當(dāng)?shù)亟鹑诓块T大力支持，因此，金融發(fā)展程度就成為了影響吸收能力的一個(gè)關(guān)鍵因素。然而，隨著2008年9月世界金融危機(jī)的爆發(fā)，一方面，經(jīng)濟(jì)不確定性的增加將嚴(yán)重打擊投資者的信心，勢(shì)必將影響FDI對(duì)我國(guó)的投資；同時(shí)世界流動(dòng)性的不足也將影響我國(guó)的信貸市場(chǎng)金融論文，導(dǎo)致融資的困難。在這樣的形勢(shì)下，極有必要從金融發(fā)展視角考察FDI技術(shù)溢出，以明晰金融發(fā)展對(duì)FDI 技術(shù)溢出的影響，從而更好的分析對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新的影響。這對(duì)于我國(guó)調(diào)整金融政策以提升對(duì)FDI溢出效應(yīng)的有效利用，抵御世界金融危機(jī)對(duì)我國(guó)的不利影響，保持我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新水平更大的提高，經(jīng)濟(jì)較快平穩(wěn)發(fā)展都有著重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。
　　二、文獻(xiàn)回顧
　　從國(guó)外學(xué)者的研究文獻(xiàn)看，大多數(shù)研究認(rèn)為，流入發(fā)達(dá)國(guó)家的FDI對(duì)東道國(guó)企業(yè)普遍存在技術(shù)外溢效應(yīng)。然而對(duì)發(fā)展中國(guó)家的FDI外溢效應(yīng)假設(shè)檢驗(yàn)卻難以得到一致性的結(jié)論中國(guó)論文網(wǎng)。那么，造成這種差異的深層的原因是什么呢？一些學(xué)者從吸收能力角度解釋FDI技術(shù)溢出的差異性，并發(fā)現(xiàn)了“門檻效應(yīng)的存在”。Balasubrananyam（1998）認(rèn)為，只有在東道國(guó)具備充足的人力資源、完善的基礎(chǔ)設(shè)施和穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境的前提下，F(xiàn)DI才可以成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的強(qiáng)有力的工具。Borenztein（1998）形象地把這一現(xiàn)象稱之為“門檻效應(yīng)”，即只有當(dāng)某個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展超越了一定的“門檻”水平，才可能對(duì)FDI的技術(shù)外溢效應(yīng)進(jìn)行充分的利用。其實(shí)，從更廣義的角度來(lái)說(shuō)，這個(gè)“門檻”不僅僅局限于人力資本，正如引言部分所描述的那樣，本文將重點(diǎn)探討金融發(fā)展程度與FDI技術(shù)溢出之間的“門檻效應(yīng)”。Jeannine N，Bailliu（2000）是較早在資本流動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題中納入金融因素進(jìn)行研究的學(xué)者，強(qiáng)調(diào)東道國(guó)金融機(jī)構(gòu)對(duì)于提高資本的融資與配置效率的作用。Laura Alfaro等人（2003）則以FDI為對(duì)象進(jìn)行了更為深入的考察，更強(qiáng)調(diào)了金融市場(chǎng)影響下的人力資本效應(yīng)在FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系中的作用，因此成為了金融發(fā)展、FDI與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)問(wèn)題研究領(lǐng)域較有影響的學(xué)者。Hermes，Lensink（2003）則直接把金融因素納入到了一個(gè)內(nèi)生增長(zhǎng)模型中，他們認(rèn)為FDI與金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用是互補(bǔ)的，而且金融部門對(duì)經(jīng)濟(jì)的作用主要是通過(guò)影響技術(shù)水平而得以實(shí)現(xiàn)的。
　　中國(guó)作為最大的發(fā)展中國(guó)家，F(xiàn)DI技術(shù)溢出實(shí)證研究結(jié)論在不同地區(qū)也不一致，如潘文卿（2002）基于人力資本視角的研究表明我國(guó)FDI技術(shù)溢出在中部地區(qū)得到了有效的發(fā)揮，而西部地區(qū)FDI的技術(shù)溢出則為負(fù)。而關(guān)于金融市場(chǎng)發(fā)展對(duì)外商直接投資的溢出效應(yīng)的研究主要有，王永齊（2006）從人力資本流動(dòng)渠道分析溢出效應(yīng)受到金融市場(chǎng)融資效率的影響金融論文，認(rèn)為金融市場(chǎng)效率的提高將降低融資成本，促進(jìn)人力資本學(xué)習(xí)水平，進(jìn)而提高外商直接投資的溢出效應(yīng)。陽(yáng)小曉，賴明勇（2006）通過(guò)考察本國(guó)代表性居民的微觀決策，認(rèn)為只有當(dāng)本國(guó)居民能夠便捷地從一個(gè)高效的金融市場(chǎng)獲取投資建廠的固定投入時(shí)，本國(guó)才能充分吸收、利用外資企業(yè)的技術(shù)外溢來(lái)提高國(guó)內(nèi)部門的產(chǎn)出。但在以上的研究中，研究者大多分析FDI對(duì)東道國(guó)整體技術(shù)進(jìn)步的影響，只有較少文獻(xiàn)分析了FDI對(duì)東道國(guó)自主創(chuàng)新能力的影響，而且在這些文獻(xiàn)中又有三種不同的結(jié)論，一是陳濤濤（2003）認(rèn)為FDI對(duì)我國(guó)研發(fā)活動(dòng)和技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用；二是冷民（2005）、馬野青和林寶玉（2007）認(rèn)為FDI不利于我國(guó)自主創(chuàng)新能力的培育；三是劉云、夏民和武曉明（2003）、蔣殿春和夏良科（2005）、冼國(guó)明和嚴(yán)兵（2005）、冼國(guó)明和薄文廣（2006）認(rèn)為FDI對(duì)中國(guó)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響是復(fù)雜的，F(xiàn)DI是促進(jìn)還是抑制國(guó)內(nèi)企業(yè)的自主創(chuàng)新和地區(qū)、行業(yè)、企業(yè)類型等因素有關(guān)。而本文的觀點(diǎn)和李梅等（2009）類似，認(rèn)為FDI對(duì)我國(guó)技術(shù)創(chuàng)新的影響和各地區(qū)金融發(fā)展程度應(yīng)該是呈正相關(guān)的，且 FDI技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的金融發(fā)展程度應(yīng)該存在一個(gè)門檻值。
　　綜上所述，我們可以發(fā)現(xiàn)在研究FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)中，只有少數(shù)文獻(xiàn)分析了FDI與自主創(chuàng)新的關(guān)系，其中基于金融發(fā)展視角來(lái)研究FDI與我國(guó)自主創(chuàng)新的文獻(xiàn)少之又少。李梅（2009）計(jì)算了我國(guó)引發(fā)FDI正向技術(shù)創(chuàng)新溢出效應(yīng)的金融發(fā)展程度的門檻值為1.3097，從而得出至2006年我國(guó)僅北京、天津、上海和浙江四個(gè)地區(qū)跨越了該門檻，余利豐（2009）運(yùn)用1997-2006年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，認(rèn)為FDI具有明顯的資本積累效應(yīng)，金融市場(chǎng)決定FDI的技術(shù)效應(yīng)具有明顯的階段特征，在不同的時(shí)間段所引起的作用是不同的。另外，他們的研究都采用交叉項(xiàng)模型法來(lái)對(duì)FDI的技術(shù)溢出“門檻效應(yīng)”進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，但是該方法的局限在于：難以客觀設(shè)定吸收能力替代指標(biāo)與FDI交叉項(xiàng)的形式，因此無(wú)法檢驗(yàn)所估計(jì)門檻值的正確性，也無(wú)法對(duì)內(nèi)生“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性驗(yàn)證。近年來(lái)，以“門檻回歸”技術(shù)為代表的非線性計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論能很好的彌補(bǔ)該方法的不足，不僅能估計(jì)出門檻值，而且能對(duì)門檻值的正確性及內(nèi)生的“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性驗(yàn)證。鑒于以上原因，本文將利用我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，分別在單門檻、雙門檻及三門檻的假設(shè)下構(gòu)建門檻回歸模型金融論文，從金融發(fā)展視角實(shí)證分析我國(guó)FDI與自主創(chuàng)新的“門檻效應(yīng)”。后文的結(jié)構(gòu)安排如下：第三部分是模型的設(shè)定、估計(jì)方法與數(shù)據(jù)說(shuō)明，第四部分是實(shí)證結(jié)果分析，最后是結(jié)論及政策建議。
　　三、 模型設(shè)定、估計(jì)方法與數(shù)據(jù)說(shuō)明
　�。ㄒ唬┠Ｐ驮O(shè)定
　　由于地理位置、自然條件、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)和政策傾斜等原因，我國(guó)東部、中部和西部地區(qū)在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、人力資本狀況、金融發(fā)展水平都方面都存在較大的差異，只有越過(guò)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展“門檻”的省區(qū)，憑借雄厚的經(jīng)濟(jì)技術(shù)基礎(chǔ)和消化吸收能力才能夠承受跨國(guó)公司所帶來(lái)的市場(chǎng)沖擊負(fù)面效應(yīng)，并且能夠較好的消化和利用外溢效應(yīng)提高自己的技術(shù)創(chuàng)新能力，這些地區(qū)的FDI流入會(huì)對(duì)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的自主創(chuàng)新產(chǎn)生積極的作用中國(guó)論文網(wǎng)。因此，有必要控制不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)狀況、人力資本水平，金融發(fā)展水平，進(jìn)而檢驗(yàn)FDI對(duì)我國(guó)自主創(chuàng)新的影響，本文構(gòu)造如下模型：
　　 （1）
　　其中為被解釋變量，用來(lái)表征各個(gè)地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平，本文用各年各個(gè)地區(qū)的專利申請(qǐng)量表示。表示科技活動(dòng)人員數(shù)；表示科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額；為外商投資水平，用來(lái)衡量在某地區(qū)的進(jìn)入程度，表示金融發(fā)展的程度，表示人力資本水平。為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平，為個(gè)體效應(yīng)，表示不隨時(shí)間變化但影響地區(qū)自主創(chuàng)新的資源稟賦差異；為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，假設(shè)其服從均值為零且方差有限的正態(tài)分布。
　　模型（1）為不考慮金融發(fā)展“門檻效應(yīng)”的技術(shù)溢出模型，本文利用Hansen的非動(dòng)態(tài)面板門檻回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。其思想是將門檻值作為一個(gè)未知變量納入實(shí)證模型中，構(gòu)建FDI技術(shù)溢出系數(shù)的分段函數(shù)，并對(duì)門檻值及“門檻效應(yīng)”進(jìn)行一系列估計(jì)和檢驗(yàn)。根據(jù)這一思想，首先假設(shè)存在“單門檻效應(yīng)”，在模型（1）的基礎(chǔ)上可以構(gòu)建的單門檻模型（2）：
　　 (2)
　　其中，金融發(fā)展水平為門檻變量，為待估算的門檻值，為一指標(biāo)函數(shù)。以上參數(shù)估計(jì)及假設(shè)檢驗(yàn)是針對(duì)存在單門檻的情況，從計(jì)量角度來(lái)看，可能會(huì)存在多個(gè)門檻。以下就雙門檻模型的參數(shù)估計(jì)進(jìn)行簡(jiǎn)單說(shuō)明金融論文，多門檻模型可以據(jù)此進(jìn)行擴(kuò)展：
　　（3）
　　 　　（二）估計(jì)方法
　　門檻分析關(guān)鍵是要解決兩方面的問(wèn)題：一是聯(lián)合估計(jì)門檻值和；二是進(jìn)行門檻效應(yīng)的相關(guān)檢驗(yàn)。為了對(duì)模型（3）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)：1.要消除個(gè)體效應(yīng)的影響，常用方法是從每個(gè)觀察值中減去組內(nèi)平均值，再將所有觀察值進(jìn)行類疊；2.門檻值可能是變量取值范圍內(nèi)的任意值，若從中任意選取一個(gè)值作為初始值賦予后，便可采用OLS法估計(jì)斜率, 斜率估計(jì)出來(lái)后，便可計(jì)算出對(duì)應(yīng)的殘差平方和；3.同樣，再在取值范圍內(nèi)選擇另一個(gè)值，計(jì)算出相應(yīng)的斜率和殘差平方和；4.將兩次殘差平方和進(jìn)行比較，較小的對(duì)應(yīng)的值作為此時(shí)的初始值付給；5.如此往復(fù)至從變量取值范圍內(nèi)搜索到一個(gè)值，使得OLS法估計(jì)模型得到的殘差平方和最小，此時(shí)值則為要估計(jì)的門檻值，進(jìn)而估計(jì)出。實(shí)際中，逐步搜索法的計(jì)算速度很慢，我們可以采用格柵搜索法進(jìn)行搜索。
　　門檻模型參數(shù)估計(jì)完后，需要進(jìn)行門檻分析的相關(guān)檢驗(yàn)，主要包括兩方面檢驗(yàn)：一是門檻值的顯著性檢驗(yàn)；二是門檻值的真實(shí)性檢驗(yàn)。前者原假設(shè)為：,檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：（4）
　　其中，為在原假設(shè)下進(jìn)行參數(shù)估計(jì)后得到的殘差平方和，為備則假設(shè)下進(jìn)行參數(shù)估計(jì)后得到的殘差方差。在原假設(shè)下門檻值是不確定的，因此統(tǒng)計(jì)量的分布為非標(biāo)準(zhǔn)分布，但可采用“自抽樣”模擬其漸進(jìn)分布，進(jìn)而構(gòu)建其對(duì)應(yīng)的P值。第二個(gè)檢驗(yàn)的原假設(shè)為,相應(yīng)的似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：
　　 （5）
　　統(tǒng)計(jì)量的分布也是非標(biāo)準(zhǔn)的，但Hansen提供了一個(gè)簡(jiǎn)單的公式計(jì)算出其拒絕域，即當(dāng)時(shí)，拒絕原假設(shè)，其中為顯著性水平。同樣，以上參數(shù)估計(jì)及假設(shè)檢驗(yàn)是針對(duì)單門檻的情況，雙門檻模型的相關(guān)性檢驗(yàn)與之相似，此處不再詳細(xì)敘述。
　　（三）數(shù)據(jù)說(shuō)明
　　本文采用1998-2007年我國(guó)29個(gè)省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。其中需要說(shuō)明的是指標(biāo)。國(guó)摘要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。證的結(jié)果大多為負(fù)，造成的假象好像是我國(guó)金融發(fā)展根本沒(méi)有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中國(guó)論文網(wǎng)。所以該指標(biāo)并不能真實(shí)的衡量我國(guó)金融發(fā)展水平，而是相當(dāng)程度上高估了其水平金融論文，張軍等（2005）認(rèn)為以非國(guó)有企業(yè)的貸款規(guī)模與GDP之比來(lái)衡量中國(guó)的金融發(fā)展水平較為合適，林毅夫（2006）認(rèn)為中國(guó)是銀行主導(dǎo)的金融發(fā)展模式，而以中小銀行的市場(chǎng)份額來(lái)衡量銀行業(yè)機(jī)構(gòu)的優(yōu)化更為有效，周立（2002）構(gòu)造了金融市場(chǎng)化比率來(lái)衡量金融發(fā)展的程度。本文也選取非國(guó)有部門貸款與GDP之比來(lái)衡量，且假設(shè)全部信貸只分配給國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩部分，進(jìn)一步假設(shè)各省分配到國(guó)有企業(yè)的貸款與該省國(guó)有企業(yè)的固定資產(chǎn)投資成正比，則非國(guó)有部門貸款為：總貸款余額（1-國(guó)有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資總額/全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額）；此外，指標(biāo)，采用6歲以上人口平均受教育年數(shù)來(lái)衡量，即設(shè)文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中、大專以上教育程度的居民平均年數(shù)分別為0、6、9、12和16年，然后再計(jì)算加權(quán)平均值即可；用各地區(qū)外商直接投資實(shí)際利用額與名義GDP之比表示；、、的含義如前所述，其中歷年數(shù)據(jù)都以1998年為不變價(jià)格進(jìn)行了折算。相關(guān)描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。
　　表1樣本描述性統(tǒng)計(jì)量（1998—2007，N=29地區(qū)，T=10年，NT=290）
　　

四、實(shí)證結(jié)果分析
　　 對(duì)模型（1）進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，科技活動(dòng)人員數(shù)量和科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出有較高的相關(guān)性，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性分析發(fā)現(xiàn)，從事科技活動(dòng)人員數(shù)量和專利申請(qǐng)量的相關(guān)性較弱，故將其去掉。變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣見(jiàn)表2。
　　表2變量的相關(guān)系數(shù)矩陣
　　

接下來(lái)，我們對(duì)模型（1）進(jìn)行實(shí)證金融論文，對(duì)于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證通常有混合最小二乘法、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)三種模型可供選擇，實(shí)證時(shí)應(yīng)根據(jù)樣本數(shù)據(jù)情況進(jìn)行選擇，本文最終選擇固定效應(yīng)，結(jié)果見(jiàn)表3。
　　表3固定效應(yīng)模型的檢驗(yàn)結(jié)果
　　

檢驗(yàn)結(jié)果表明，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)的自主創(chuàng)新整體上并不顯著，而且表現(xiàn)出一定程度上的負(fù)向影響，遠(yuǎn)沒(méi)有成為推動(dòng)我國(guó)自主創(chuàng)新的動(dòng)力；而科研經(jīng)費(fèi)、金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)與人力資本水平與我國(guó)的自主創(chuàng)新均呈正相關(guān)關(guān)系。
　　下面我們?cè)囍鴣?lái)驗(yàn)證本文的假說(shuō)即檢驗(yàn)金融發(fā)展、FDI與我國(guó)自主創(chuàng)新是存在門檻效應(yīng)的。首先進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，表4報(bào)告了三種假設(shè)下進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)后的F值和P值。不難發(fā)現(xiàn)：?jiǎn)伍T檻效應(yīng)在5%的顯著性水平下顯著，雙門檻效應(yīng)在1%的顯著性水平下顯著，而三門檻效應(yīng)卻不顯著，其自抽樣P值為0.51，故后本文選用雙門檻模型進(jìn)行分析。
　　表4 門檻效應(yīng)檢驗(yàn)
　　

門檻效應(yīng)檢驗(yàn)過(guò)后，需要就雙門檻模型的兩個(gè)門檻值進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)，表5報(bào)告了雙門檻模型門檻值的估計(jì)結(jié)果以及門檻值的95%置信區(qū)間。圖1、2、3分別為單一門檻模型、雙門檻模型參數(shù)與似然值的關(guān)系圖，圖中虛線為似然比統(tǒng)計(jì)量臨界值，在5%的顯著性水平下，似然比統(tǒng)計(jì)量的臨界值為7.35。從圖1和圖2不難看出：當(dāng)門檻1估計(jì)值為0.642和門檻2估計(jì)值為0.954時(shí)，似然比值接近于0；當(dāng)門檻值1處于[ 0.631，0.688 ]區(qū)間內(nèi)和門檻2處于[ 0.954，0.986 ]區(qū)間內(nèi)時(shí)，似然比值小于5%顯著性水平下的臨界值，處于原假設(shè)接受域內(nèi)，即兩個(gè)門檻值都與實(shí)際門檻值相等。門檻和門檻估計(jì)出來(lái)后便可對(duì)雙門檻模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，其參數(shù)估計(jì)結(jié)果列于表6。
　　 　　表5 門檻值估計(jì)結(jié)果及其置信區(qū)間
　　

　　圖1 單一門檻值 圖2 第二個(gè)門檻值 圖3 第一個(gè)門檻值的再檢驗(yàn)
　　表6雙門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果
　　

由表6可見(jiàn)，雙門檻模型的四個(gè)控制變量都對(duì)地區(qū)自主創(chuàng)新有顯著的積極促進(jìn)作用，這與前面的固定效應(yīng)模型結(jié)論一致金融論文，而且也較符合我們的預(yù)期。結(jié)果說(shuō)明，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)自主創(chuàng)新的影響顯著的存在基于金融發(fā)展程度的“雙門檻效應(yīng)”，兩個(gè)門檻值分別為0.642和0.954。模型的估計(jì)結(jié)果顯示：一個(gè)地區(qū)金融市場(chǎng)發(fā)展程度未跨越最低門檻值0.642時(shí)，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)自主創(chuàng)新效應(yīng)顯著為-2.238；跨越最低門檻后，F(xiàn)DI對(duì)自出創(chuàng)新效應(yīng)才變得為正，此時(shí)溢出效應(yīng)值為1.888，但此時(shí)并不顯著；但若該地區(qū)的金融市場(chǎng)發(fā)展程度跨越了更高的門檻值0.954后，該地區(qū)的FDI溢出相應(yīng)就提升為9.347，且在1%的水平上顯著。這說(shuō)明，我國(guó)FDI對(duì)自主創(chuàng)新的溢出在很大程度上取決于各地區(qū)的金融市場(chǎng)的發(fā)展程度。知識(shí)的外部性使得技術(shù)外溢成為可能，然而要更好的吸收新知識(shí)和新技術(shù)，本地企業(yè)需要購(gòu)買新設(shè)備，雇傭新技術(shù)工人，甚至兼并重組，這都需要企業(yè)進(jìn)行外部融資，若金融市場(chǎng)不夠發(fā)達(dá)，融資不方便將直接影響到本地企業(yè)對(duì)新技術(shù)的吸收和利用等中國(guó)論文網(wǎng)。深入分析后，雙門檻模型將我國(guó)29個(gè)省份分成三個(gè)區(qū)域，即低金融發(fā)展程度區(qū)域、中等金融發(fā)展區(qū)域和高金融發(fā)展程度區(qū)域。但截止到2007年，僅有北京、浙江、上海3個(gè)省份進(jìn)入了高金融發(fā)展程度區(qū)域；而云南、新疆、貴州、廣東、遼寧、江蘇、天津、重慶8省處于中等金融發(fā)展區(qū)域；其余18省均處于低金融發(fā)展程度區(qū)域。
　　五、結(jié)論及政策建議
　　可見(jiàn)，推動(dòng)我國(guó)自主創(chuàng)新的主要因素是科研經(jīng)費(fèi)投入、人力資本水平、金融發(fā)展程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化以及FDI的溢出效應(yīng)�？傮w來(lái)說(shuō)，F(xiàn)DI對(duì)我國(guó)自主創(chuàng)新的影響還未起到顯著的促進(jìn)作用，但是FDI技術(shù)溢出過(guò)程中金融發(fā)展起著重要的作用，一個(gè)地區(qū)FDI技術(shù)溢出的顯著與否以及該地區(qū)對(duì)其吸收的充分與否，都需要該地區(qū)金融發(fā)展程度跨越相應(yīng)的門檻值，即FDI對(duì)我國(guó)自主創(chuàng)新的影響顯著的存在基于金融發(fā)展程度的“雙門檻效應(yīng)”，兩個(gè)門檻值分別為0.642和0.954。截止2007年，僅北京、浙江、上海3個(gè)省份的金融發(fā)展程度跨越了更高的門檻值。
　　因此，要充分發(fā)揮FDI的技術(shù)溢出效應(yīng)，必須不斷深化金融體制改革：1.促進(jìn)金融市場(chǎng)的開放金融論文，進(jìn)一步深化國(guó)有商業(yè)銀行改革。從中國(guó)的現(xiàn)實(shí)情況來(lái)看，當(dāng)前企業(yè)自主創(chuàng)新外源融資的主要還是依賴間接融資，其中主要的方式就是從國(guó)有商業(yè)銀行獲得貸款。但是國(guó)有商業(yè)銀行受到政府的過(guò)分干預(yù)，因此要使金融市場(chǎng)真正發(fā)揮對(duì)自主創(chuàng)新的功能，須通過(guò)對(duì)外和對(duì)內(nèi)開放、引入競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，進(jìn)而提高金融市場(chǎng)的效率；此外國(guó)有商業(yè)銀行還應(yīng)突破傳統(tǒng)觀念的束縛，在把握銀行追求利潤(rùn)和穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)的前提下，大膽進(jìn)行業(yè)務(wù)創(chuàng)新，辯證地看待自主創(chuàng)新的高風(fēng)險(xiǎn)，大膽對(duì)有發(fā)展?jié)摿Φ膭?chuàng)新技術(shù)給予資金支持，使高風(fēng)險(xiǎn)向高收益進(jìn)行轉(zhuǎn)化。2.中小企業(yè)在吸收FDI 技術(shù)溢出中起著重要作用，然而目前金融供給遠(yuǎn)不能滿足中小企業(yè)自主創(chuàng)新的需求，因此要大力改善中小企業(yè)的融資環(huán)境。在這里政府的作用是不可或缺的，如盡快完善信貸人權(quán)利保護(hù)和中小企業(yè)自主創(chuàng)新融資的政策法律體系；鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)改善和加強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)企業(yè)的金融服務(wù)；搭建多種形式的科技金融合作平臺(tái)，引導(dǎo)各類金融機(jī)構(gòu)和民間資金參與科技開發(fā)；加大對(duì)中小企業(yè)科技成果轉(zhuǎn)化項(xiàng)目的信貸支持力度等等，都能為企業(yè)自主創(chuàng)新創(chuàng)造良好的外部條件。3.構(gòu)建企業(yè)自主創(chuàng)新的多層次金融支持體系。自主創(chuàng)新的真正源泉在于科研的投入，即真正的高科技只有依靠本國(guó)的自力更生。因此政府可以大力發(fā)展我國(guó)資本市場(chǎng)、構(gòu)建多層次的兼容支持體系，逐步形成一個(gè)推動(dòng)中小企業(yè)自主創(chuàng)新的包含創(chuàng)業(yè)投資、政策性銀行和商業(yè)銀行、證券市場(chǎng)、債券、技術(shù)產(chǎn)權(quán)交易機(jī)構(gòu)以及保險(xiǎn)在內(nèi)的金融支持體系，從而推動(dòng)我國(guó)自主創(chuàng)新的發(fā)展。

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