□文/黃 麗 文 靜

（吉首大學(xué)商學(xué)院 湖南·吉首）

［提要］ 本文以湖南省14 個(gè)省轄市為研究對(duì)象，運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析（ESDA）、地理加權(quán)回歸等方法，研究2012～2019年金融生態(tài)環(huán)境對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的異質(zhì)性以及時(shí)空演化路徑。研究結(jié)果表明：湖南省創(chuàng)新產(chǎn)出水平明顯增加，地理空間上存在著明顯的區(qū)域特點(diǎn)和差異，具有顯著的聚集效應(yīng)；金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在著顯著的空間異質(zhì)性特征，并且這種異質(zhì)性呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢(shì)；金融生態(tài)環(huán)境、研發(fā)投資、對(duì)外出口對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出起到正向影響，而外商投資、高新技術(shù)產(chǎn)值對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出則是負(fù)向影響。

2021 年政府工作報(bào)告提出堅(jiān)持創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，以促進(jìn)傳統(tǒng)低成本優(yōu)勢(shì)向創(chuàng)新優(yōu)勢(shì)的轉(zhuǎn)變，提高我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量和效益，改變傳統(tǒng)技術(shù)降低能源耗費(fèi)、改善生態(tài)環(huán)境，推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。技術(shù)創(chuàng)新的影響因素與金融生態(tài)環(huán)境中基本要素多有重疊，即包含經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政治環(huán)境、金融發(fā)展水平以及社會(huì)信用與制度文化環(huán)境等因素。金融生態(tài)環(huán)境能夠建立良性運(yùn)作的金融體系來(lái)為技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造條件，因此金融生態(tài)環(huán)境作為技術(shù)創(chuàng)新的重要影響因素，它的改善情況對(duì)區(qū)域科技創(chuàng)新發(fā)展的影響如何，這對(duì)于新常態(tài)下通過(guò)創(chuàng)新來(lái)推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要意義。

一、文獻(xiàn)綜述

金融生態(tài)環(huán)境是我國(guó)特有的名詞，最初是喬海曙將金融和生態(tài)聯(lián)系起來(lái)，并把金融生態(tài)認(rèn)為就是綠色金融；隨后周小川提出了優(yōu)化金融生態(tài)并認(rèn)為金融生態(tài)是金融運(yùn)行的一系列基礎(chǔ)條件；徐小林等認(rèn)為金融生態(tài)環(huán)境是經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政策環(huán)境、法律環(huán)境、信用環(huán)境等因素綜合的產(chǎn)物。良好的金融生態(tài)環(huán)境能夠緩解企業(yè)融資約束，減少政府干預(yù)對(duì)資源配置的扭曲，完善法制環(huán)境，提升金融資源的配置效率。

金融生態(tài)環(huán)境作為影響科技技術(shù)創(chuàng)新的重要因素，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新起著正向促進(jìn)作用。翟勝寶等結(jié)合宏觀環(huán)境和微觀主體研究表明，金融生態(tài)環(huán)境對(duì)我國(guó)制造業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力產(chǎn)生正向影響。李沖等采用空間計(jì)量檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)改善的金融生態(tài)環(huán)境通過(guò)成本機(jī)制和收益機(jī)制來(lái)推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)主體的創(chuàng)新活動(dòng)。大量學(xué)者從金融生態(tài)環(huán)境的組成部分來(lái)研究其對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響。從經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)來(lái)看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高，一方面是資金來(lái)源穩(wěn)定且持久，能夠支撐創(chuàng)新活動(dòng)的開展；另一方面產(chǎn)業(yè)優(yōu)化形成集群，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)之間知識(shí)、技能等共享，增加知識(shí)儲(chǔ)備和創(chuàng)新活動(dòng)。李龍?bào)藓蛣源ㄒ晕覈?guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本研究表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r好的地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力較強(qiáng)。從政府治理來(lái)看，學(xué)者提出政府補(bǔ)貼和稅收減免這兩個(gè)方面都對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生正向的促進(jìn)作用；而肖文和林高榜則提出政府補(bǔ)貼不利于提高創(chuàng)新效率；戴靜和張建華認(rèn)為政府的干預(yù)會(huì)阻礙創(chuàng)新效率的提高，因?yàn)檎深A(yù)會(huì)造成企業(yè)出現(xiàn)創(chuàng)新惰性。從法律建設(shè)和信用環(huán)境來(lái)看，Cooter 用創(chuàng)新法律基礎(chǔ)解釋了創(chuàng)新原理，并提出私法和商法能夠促進(jìn)創(chuàng)新。

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)分析，有關(guān)金融生態(tài)環(huán)境整體或組成部分對(duì)技術(shù)創(chuàng)新影響的研究在定量和定性方面均有涉及，但是針對(duì)金融生態(tài)環(huán)境對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新影響的空間分布差異研究較少，且結(jié)果存在著差異性。因此，本文以湖南省為研究對(duì)象，運(yùn)用探索性空間數(shù)據(jù)分析法和地理加權(quán)回歸模型對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出進(jìn)行空間自相關(guān)分析，對(duì)其影響因素進(jìn)行空間異質(zhì)性分析，從而探究金融生態(tài)環(huán)境的改善對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的影響及其空間差異性。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）變量設(shè)計(jì)及樣本選取。本文考慮到創(chuàng)新產(chǎn)出提供新的產(chǎn)品對(duì)于提高企業(yè)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力、國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力具有重要意義，因此以有效專利發(fā)明數(shù)取對(duì)數(shù)來(lái)衡量因變量創(chuàng)新產(chǎn)出。結(jié)合湖南省實(shí)際，將湖南省金融生態(tài)環(huán)境綜合評(píng)價(jià)體系劃分為經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政府治理、衛(wèi)生文化環(huán)境、居民生活四個(gè)方面，它們共有15個(gè)子系統(tǒng)均為正指標(biāo)，即選取的指標(biāo)對(duì)金融生態(tài)環(huán)境的影響方向?yàn)檎?。為反映區(qū)域科技創(chuàng)新投入強(qiáng)度，采用科技研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占比衡量研發(fā)投資；為反映區(qū)域?qū)ν忾_放水平，用實(shí)際利用外商投資額占GDP 的比重衡量政策環(huán)境，用出口商品總值占比衡量對(duì)外程度；為反映區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和集群特征，用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占比衡量高新技術(shù)產(chǎn)值。

樣本數(shù)據(jù)來(lái)源于2012～2019 年湖南省統(tǒng)計(jì)年鑒和各地級(jí)政府統(tǒng)計(jì)公報(bào)，選擇這個(gè)時(shí)間段是用來(lái)分析2012 年明確提出創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響。本文使用GEODA、ArcGIS 10.2 和GWR 4.0 四個(gè)工具進(jìn)行分析。

（二）模型構(gòu)建

1、空間自相關(guān)。本文采用了全局Moran's I（莫蘭）指數(shù)和局部Moran's I 指數(shù)。全局空間自相關(guān)能從總體上反映湖南省各區(qū)域的空間自相關(guān)性。莫蘭指數(shù)的取值在-1～1 之間，當(dāng)Moran's I 大于0，則表示技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有空間正相關(guān)性，即鄰近空間單元存在聚集現(xiàn)象；當(dāng)Moran's I 等于0，則表示不相關(guān)即該地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出呈獨(dú)立隨機(jī)分布；當(dāng)Moran's I 小于0，則表示技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出具有空間負(fù)相關(guān)性，即該區(qū)域存在分散現(xiàn)象。局部空間自相關(guān)，是對(duì)空間自相關(guān)的全局評(píng)估，當(dāng)不能反映某個(gè)子區(qū)域與其周邊子區(qū)域的相關(guān)程度時(shí)，必須進(jìn)行局部空間自相關(guān)分析。每個(gè)觀測(cè)值的LISA 反映其與空間相鄰近的觀測(cè)值的空間聚集性。莫蘭散點(diǎn)圖有四個(gè)象限：第一象限HH 表示觀測(cè)值的創(chuàng)新產(chǎn)出高并且鄰近區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出也高；第二象限LH 表示觀測(cè)值的創(chuàng)新產(chǎn)出低但鄰近區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出高；第三象限LL 表示觀測(cè)值的創(chuàng)新產(chǎn)出低而且鄰近區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出低；第四象限HL 表示觀測(cè)值的創(chuàng)新產(chǎn)出高但鄰近區(qū)域的創(chuàng)新產(chǎn)出低；當(dāng)觀測(cè)值均勻分布在四個(gè)象限時(shí)，則表示不存在空間自相關(guān)。其公式依次如（1）、（2）所示，其中i≠j，n 表示參與分析的空間單元數(shù)；S2=（Xi-X0）2；X0為均值，Xi和Xj分別為某觀測(cè)值X 在空間單元i 和j 上的觀測(cè)值；Wij是空間權(quán)重矩陣，表示區(qū)域i 和j 的鄰近關(guān)系。

2、GWR 模型。本文采用地理加權(quán)回歸模型改進(jìn)的混合知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型，它彌補(bǔ)了傳統(tǒng)知識(shí)生產(chǎn)函數(shù)模型不能展示具體區(qū)域的實(shí)際情況的缺點(diǎn)，使得模型更加具有針對(duì)性。GWR 模型如公式（3）所示。其中，yi為第i 個(gè)地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出；xi為第i個(gè)地區(qū)的金融生態(tài)環(huán)境綜合評(píng)價(jià)指數(shù)；φi為隨機(jī)要素；（mi，ni）為第i 個(gè)地區(qū)的空間坐標(biāo)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）金融生態(tài)環(huán)境評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重。本文采用熵值法對(duì)湖南省金融生態(tài)環(huán)境的指標(biāo)進(jìn)行度量，以判斷指標(biāo)的離散程度，當(dāng)指標(biāo)的權(quán)重越大則越離散，表示該指標(biāo)對(duì)綜合評(píng)價(jià)的影響就越大。湖南省金融生態(tài)環(huán)境綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)包含經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政府治理、衛(wèi)生文化環(huán)境、居民生活等四個(gè)一級(jí)指標(biāo)，且單位為萬(wàn)元。其中，經(jīng)濟(jì)環(huán)境包含人均GDP、第三產(chǎn)業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資總額、規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量（個(gè)）、工業(yè)總產(chǎn)值、規(guī)模以上企業(yè)利潤(rùn)總額等6 個(gè)指標(biāo)，權(quán)重分別為0.069、0.060、0.068、0.069、0.067、0.066；政府治理包含財(cái)政收入、財(cái)政支出、稅收收入這3個(gè)指標(biāo)，權(quán)重分別為0.064、0.069、0.063；衛(wèi)生文化環(huán)境包含垃圾無(wú)害化處理率（%）、城市綠化覆蓋率（%）、人均公共綠化面積（m2）這3 個(gè)指標(biāo)，權(quán)重分別為0.071、0.071、0.070；居民生活包含普通高等學(xué)校數(shù)（個(gè)）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、農(nóng)村居民人均可支配收入這3 個(gè)指標(biāo)，權(quán)重分別為0.061、0.067、0.066。從以上結(jié)論可知，衛(wèi)生文化環(huán)境對(duì)金融生態(tài)環(huán)境的綜合評(píng)價(jià)影響很大。

（二）空間自相關(guān)分析。本文運(yùn)用GEODA 軟件檢驗(yàn)其空間自相關(guān)性，計(jì)算出2012～2019 年湖南省各地級(jí)市技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的全局莫蘭指數(shù)，結(jié)果如表1 所示。從表1 中可以看出，2012～2019 年間莫蘭指數(shù)值較大并且至少在5%的水平下顯著，表明湖南省各地級(jí)市創(chuàng)新產(chǎn)出存在著明顯的空間相關(guān)性，各區(qū)域的空間分布并不是隨機(jī)分布的，而是呈現(xiàn)出空間依賴性特征。（表1）

表1 區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出莫蘭指數(shù)值一覽表

具體分析各地區(qū)局部空間聚集狀態(tài)的局部莫蘭指數(shù)。如表2 所示，湖南省大部分地級(jí)市技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出處于莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖第一象限和第三象限，而在第二象限和第四象限的較少，這表明各地級(jí)市創(chuàng)新產(chǎn)出在空間分布上存在依賴性和異質(zhì)性，其中HH 聚集區(qū)主要在湖南的東部地區(qū)，LL 聚集區(qū)主要集中在湖南的西部地區(qū)。在2012 年有71%的地區(qū)表現(xiàn)為正的空間自相關(guān)，其中HH 區(qū)為35.5%，LL 區(qū)為35.5%，到2019 年有79%的地區(qū)為正空間關(guān)聯(lián)，HH 區(qū)為50%，相比2012 年增加14.5%，LL 區(qū)為29%，相比2012 年降低6.5%，這表明技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出高的地區(qū)逐漸聚集并表現(xiàn)出帶動(dòng)作用增加周圍地區(qū)創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量。從年際變化上看，益陽(yáng)市和郴州市從第二象限轉(zhuǎn)變?yōu)榈谝幌笙?，永州市從第三象限轉(zhuǎn)變?yōu)榈诙笙?，這說(shuō)明湖南省技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出總體水平有所提高，創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量在逐漸增加。（表2）

表2 區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出空間相關(guān)一覽表

（三）湖南省金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出影響的異質(zhì)性分析。為分析金融生態(tài)環(huán)境對(duì)區(qū)域技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的異質(zhì)性影響，本文運(yùn)用GWR4.0 軟件，使用Adaptive bi-square 函數(shù)確定空間權(quán)重，選擇AICc 法確定最佳帶寬，得到GWR 模型回歸結(jié)果，如表3 所示。然后采用ArcGIS10.3 軟件對(duì)GWR 模型獲得的金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，如表4 所示。因模型的各影響因素的VIF 最大值小于7，表示模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。（表3、表4）

表3 GWR模型回歸結(jié)果（均值）一覽表

表4 主要年份金融生態(tài)環(huán)境回歸系數(shù)影響程度一覽表

從GWR 模型的回歸結(jié)果來(lái)看，2012 年、2016 年、2019 年GWR 模型的AICc 值比OLS 回歸的值明顯要小，并且調(diào)整后的擬合優(yōu)度也比較高，這說(shuō)明采用GWR 模型對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的擬合度更高，更能解釋變量之間的空間關(guān)系。從表3 中數(shù)據(jù)可知，各解釋變量的參數(shù)估計(jì)值均有所不同，表明各變量對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在著空間異質(zhì)性。就金融生態(tài)環(huán)境而言，從3個(gè)年份的GWR 模型回歸系數(shù)均值可以看出，總體上其系數(shù)隨時(shí)間變化而增加，即回歸系數(shù)由2012 年、2016 年的14.72、12.78 提高到2019 年的15.69，表明金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出有促進(jìn)作用；研發(fā)投資、對(duì)外出口對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出也是促進(jìn)作用，而外資投資、高新技術(shù)產(chǎn)值對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出則是阻礙作用，這說(shuō)明加大對(duì)研發(fā)的投入以及促進(jìn)出口會(huì)給創(chuàng)新產(chǎn)出提供動(dòng)力，吸引外資投資和高技術(shù)生產(chǎn)量的增加會(huì)阻礙新的創(chuàng)新產(chǎn)出。

2012～2019 年，湖南省金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸系數(shù)均大于零，對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出存在著正向影響，而創(chuàng)新產(chǎn)出異質(zhì)性從時(shí)間上呈現(xiàn)出先降后升的趨勢(shì)。在三個(gè)主要年份，各地市的金融生態(tài)環(huán)境的回歸系數(shù)均為正值且在統(tǒng)計(jì)上顯著。在2012年和2016 年中其回歸系數(shù)均相差不大，但在2019 年懷化市的金融生態(tài)環(huán)境系數(shù)達(dá)22.19，表明懷化市金融生態(tài)環(huán)境提高1個(gè)百分點(diǎn)則區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出平均增加22.19 件。

如表4 所示，這3 年金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響有著明顯的區(qū)域上的差異，影響最大的是湖南省西部地區(qū)并逐漸地收縮，而影響最小的是湖南省東部地區(qū)并有逐漸擴(kuò)大的趨勢(shì)，影響程度在總體上呈自西向東遞減的趨勢(shì)。這是因?yàn)橐詰鸦小⑾嫖髦轂榇淼奈鞑康貐^(qū)生態(tài)環(huán)境好，且為傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，地區(qū)經(jīng)濟(jì)落后，當(dāng)這些地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境提高，特別是第三產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)得以發(fā)展，則能為該區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出提供資金等資源的支持。到2019 年，回歸系數(shù)最高值空間上還是在西部地區(qū)，影響的地區(qū)數(shù)量得以減少；回歸系數(shù)最低值空間上在東部地區(qū)，影響的地區(qū)數(shù)量逐漸增多。雖然從空間分布上對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出影響大的區(qū)域逐漸減少，但是從金融生態(tài)環(huán)境的系數(shù)上看是增加的，即金融生態(tài)環(huán)境對(duì)各地級(jí)市的創(chuàng)新產(chǎn)出的影響是不斷增強(qiáng)的。在2019 年回歸系數(shù)最高值在懷化市，表明該市金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的促進(jìn)作用是最大的。

四、結(jié)論

本文建立金融生態(tài)環(huán)境綜合評(píng)價(jià)體系，采用探索性空間數(shù)據(jù)分析法和地理加權(quán)回歸來(lái)分析金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的異質(zhì)性影響及其時(shí)空差異。研究發(fā)現(xiàn)，湖南省創(chuàng)新產(chǎn)出存在著地理空間分布上的依賴性和差異性，金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在著空間異質(zhì)性，并且這種異質(zhì)性呈現(xiàn)擴(kuò)大趨勢(shì)。在金融生態(tài)環(huán)境綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)中，第三產(chǎn)業(yè)增加值對(duì)其影響很大。在創(chuàng)新產(chǎn)出的空間自相關(guān)分析中，創(chuàng)新產(chǎn)出的Moran's I 指數(shù)顯著為正，表明湖南省各地級(jí)市創(chuàng)新產(chǎn)出存在著空間聚集現(xiàn)象，在時(shí)間的變化下，其聚集現(xiàn)象總體上呈現(xiàn)出弱化趨勢(shì)。在創(chuàng)新產(chǎn)出的Moran's I 散點(diǎn)圖中發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新產(chǎn)出的HH 聚集區(qū)位于湖南的東部，LL 聚集區(qū)位于湖南的西部；隨著時(shí)間的變化，處于HH 聚集區(qū)的區(qū)域逐漸增加，表現(xiàn)出了一定的帶動(dòng)作用，增加周圍地區(qū)的創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量。在空間異質(zhì)性分析中，各解釋變量對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響存在著顯著的空間異質(zhì)性特征，金融生態(tài)環(huán)境、研發(fā)投資、對(duì)外出口對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出是積極的促進(jìn)作用，而外資投資、高新技術(shù)產(chǎn)值對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出則是具有消極的阻礙作用。隨著時(shí)間的變化，金融生態(tài)環(huán)境對(duì)區(qū)域創(chuàng)新產(chǎn)出的空間異質(zhì)性表現(xiàn)出擴(kuò)大趨勢(shì)。在時(shí)空演變下，金融生態(tài)環(huán)境對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響具有明顯的規(guī)律性，其影響最大的是湖南西部，如懷化、湘西州等地，影響最小的是湖南東部，如長(zhǎng)沙、湘潭等地，其影響程度從整體上看呈自西向東遞減特征；隨著時(shí)間的推移，其影響仍然為西高東低的特征。