河北省金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響
——基于狀態(tài)空間模型和中介效應檢驗的長期動態(tài)分析

李媛媛 郭寧寧

（河北工業(yè)大學經(jīng)濟管理學院，天津300400）

一、引 言

科技是國家強盛之基，創(chuàng)新是民族進步之魂。習近平總書記在2018年博鰲亞洲論壇年會開幕式中，強調(diào)了科技創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略對國家經(jīng)濟增長與現(xiàn)代化經(jīng)濟體系完善的重要作用。保持國家經(jīng)濟持續(xù)高質(zhì)量地健康發(fā)展必然要依靠實體經(jīng)濟，而創(chuàng)新能力是優(yōu)化生產(chǎn)結構、抓住核心競爭優(yōu)勢的關鍵。因此，提升區(qū)域創(chuàng)新能力，堅持創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，是新常態(tài)下穩(wěn)固經(jīng)濟發(fā)展核心，推進產(chǎn)業(yè)轉型升級和供給側結構性改革的必然要求。

金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，在區(qū)域創(chuàng)新能力提升的過程中發(fā)揮的作用越來越顯著。與此同時，在“脫虛向實”的發(fā)展背景下，金融在實體經(jīng)濟的發(fā)展過程中起到了非常重要的作用。然而，伴隨著“互聯(lián)網(wǎng)+”技術沖擊等外界影響，金融對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響不應僅停留在金融發(fā)展水平的層面，而應延伸到生態(tài)系統(tǒng)的視角進一步探討區(qū)域金融生態(tài)系統(tǒng)及影響區(qū)域創(chuàng)新能力的功效。

二、理論分析與研究假設

區(qū)域創(chuàng)新能力的定義在學術界沒有統(tǒng)一的定論，大多數(shù)學者認為區(qū)域創(chuàng)新能力是某一地區(qū)將知識、資金等資源轉化為新技術、新產(chǎn)品、新工藝等，進而提高區(qū)域實力和競爭的能力。區(qū)域創(chuàng)新能力的提高，促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，加快社會資本積累，帶來社會進步。根據(jù)目前已有的文獻可知，對于區(qū)域創(chuàng)新能力指標的測量，主要有因子分析法、DEA 分析方法以及隨機前沿模型的方法。其中基于科學性與現(xiàn)實性原則、可操作性原則以及動態(tài)連續(xù)性原則，采用因子分析法對區(qū)域創(chuàng)新能力指標的測量主要從區(qū)域內(nèi)知識創(chuàng)新能力、技術創(chuàng)新能力以及管理創(chuàng)新能力等方面展開（甄峰等，2000；任勝鋼和彭建華，2007）。為分析區(qū)域創(chuàng)新能力的效率和效果，也有學者采用DEA 模型以及隨機前沿模型的方法分別對區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新活動的技術有效性、經(jīng)濟有效性以及綜合有效性進行綜合分析，從而測算出我國各個區(qū)域創(chuàng)新能力，并分析之間的差異性（官建成和何穎，2005；李習保，2007）。區(qū)域創(chuàng)新能力的提高受到較多因素的影響，根據(jù)已有的研究文獻分析金融生態(tài)這一綜合系統(tǒng)對區(qū)域創(chuàng)新能力的研究較少?！敖鹑谏鷳B(tài)”這一概念為周小川于2004年首次提出。隨著相關研究的不斷發(fā)展，學界對金融生態(tài)的概念界定衍生出“環(huán)境觀”和“系統(tǒng)觀”兩種觀點，“環(huán)境觀”將金融生態(tài)視為金融運行的外部環(huán)境，而“系統(tǒng)觀”則將其視為開放、復雜、能自我調(diào)節(jié)的動態(tài)系統(tǒng)（徐諾金，2005；韓廷春，2010）。因此，本文采用李揚等對金融生態(tài)的定義，金融生態(tài)作為總系統(tǒng)，其包括金融生態(tài)主體和金融生態(tài)環(huán)境兩個子系統(tǒng)，對金融生態(tài)提高區(qū)域創(chuàng)新能力的作用機制。一方面，金融生態(tài)的改善直接提高區(qū)域創(chuàng)新能力；另一方面，金融生態(tài)的優(yōu)化，使得地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境的改善，外商直接投資增加，間接地提高區(qū)域創(chuàng)新能力。具體的作用機制從金融生態(tài)主體和金融生態(tài)環(huán)境兩方面展開。

金融生態(tài)主體對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。國內(nèi)學者運用各種實證模型驗證了金融生態(tài)主體中的各個因素在不同方面有助于促進區(qū)域創(chuàng)新能力的提高。商業(yè)銀行可為企業(yè)提供資金支持，可擴大企業(yè)信貸資金規(guī)模以促進創(chuàng)新能力的提升（王永中，2007）；在我國逐漸成熟的金融市場上，債券市場和股票市場為企業(yè)融資起著越來越重要的作用，并且融資所要求披露企業(yè)利潤等信息也有助于企業(yè)集中注意力于提升創(chuàng)新能力（孫伍琴和王培，2013）；隨著金融形式的創(chuàng)新，新興的創(chuàng)業(yè)風險投資與P2P 平臺也為中小企業(yè)的創(chuàng)新與發(fā)展提供了新的融資渠道，解決了中小企業(yè)融資難的問題，有助于中小企業(yè)創(chuàng)新能力的提升（李健和衛(wèi)平，2015；苗文龍等，2018）。金融生態(tài)的優(yōu)化，金融生態(tài)主體內(nèi)金融市場、金融部門、金融結構和金融中介在不同程度上都有助于提高區(qū)域的創(chuàng)新能力。

金融生態(tài)環(huán)境對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響。金融生態(tài)環(huán)境的改善能夠為地區(qū)微觀經(jīng)濟主體的創(chuàng)新活動提供市場激勵，并在對創(chuàng)新的供給推動與需求拉動的合力作用下，最終達到提升一個地區(qū)工業(yè)企業(yè)創(chuàng)新能力的目的（侯曉輝和王青，2012）。同經(jīng)濟水平落后的地區(qū)相比，經(jīng)濟水平較高的地區(qū)可以為企業(yè)創(chuàng)新提供更多的人才資源、技術創(chuàng)新的信息資源等優(yōu)勢，并且還可以為企業(yè)創(chuàng)新性產(chǎn)業(yè)的發(fā)明與落地提供更為便利的基礎設施，比如創(chuàng)新基地、先進的技術設備等，這些都可以促進企業(yè)創(chuàng)新能力的發(fā)展（翟勝寶和王菡，2015）。金融交易規(guī)模的擴大以及金融業(yè)為GDP 貢獻的增大可持續(xù)提高金融效率的發(fā)展，并且在降低企業(yè)融資成本、提供融資便利、幫助企業(yè)防范風險等方面的能力都得以提升，從而使得企業(yè)創(chuàng)新的成本降低，有助于創(chuàng)新能力的提高（李沖和鐘昌標，2015）。由于我國金融市場不是完全由市場主導的，政府治理起到較為重要的作用，比如政府制定的金融政策、金融交易制度等都對企業(yè)的融資與創(chuàng)新能力的發(fā)展有所影響，并且政府治理仍存在著一些問題，比如企業(yè)的知識產(chǎn)權得不到有效保護、稅收制度對企業(yè)新興產(chǎn)業(yè)的制約等，這都使得企業(yè)創(chuàng)新行為在行業(yè)中處于不利地位，因此政府治理能力的提升可促進企業(yè)創(chuàng)新能力的發(fā)展（顧姝姝等，2018）。

金融生態(tài)的改善，從金融生態(tài)主體和金融生態(tài)環(huán)境兩方面直接提高區(qū)域創(chuàng)新能力。金融生態(tài)的優(yōu)化，意味著金融生態(tài)環(huán)境的改善，意味著區(qū)域金融市場發(fā)展較完善、金融主體和金融工具豐富，經(jīng)濟發(fā)展水平較高，政府治理水平和法律制度建設較為完善、社會信用文化水平較高，這在一定程度上促進了區(qū)域吸引外商直接投資，外商直接投資的增加，提高了區(qū)域創(chuàng)新能力。因此金融生態(tài)的改善在直接和間接兩方面提高了區(qū)域創(chuàng)新能力。基于此，本文利用河北省數(shù)據(jù)，通過利用熵值法構建金融生態(tài)指數(shù)和區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)，再結合外商直接投資，從動態(tài)方面分析金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的直接作用以及通過外商直接投資的間接作用。動態(tài)分析采用可變參數(shù)模型——狀態(tài)空間模型分析2008-2017年間河北省金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的直接和間接效應。

三、研究設計

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文從多個層次與角度對金融生態(tài)與區(qū)域創(chuàng)新能力進行指標量化，構建金融生態(tài)與區(qū)域創(chuàng)新能力的指標體系，運用熵值法對各指標體系進行綜合評價。建立以河北省為例的2008-2017年的時間序列數(shù)據(jù)。

本文將金融生態(tài)指標體系分為金融生態(tài)主體與金融生態(tài)環(huán)境兩個子系統(tǒng)層。其中金融生態(tài)主體指數(shù)分為商業(yè)銀行、債券市場、股票市場、創(chuàng)業(yè)風險投資、P2P 平臺五部分。金融生態(tài)環(huán)境分為經(jīng)濟環(huán)境、金融發(fā)展、政府治理、信用文化水平四方面。指標數(shù)據(jù)來自wind 數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計局官網(wǎng)、《區(qū)域金融運行報告》，具體的指標體系如表1所示。

表1 金融生態(tài)指標體系

區(qū)域技術創(chuàng)新能力指數(shù)評價分為創(chuàng)新資源投入、創(chuàng)新成果產(chǎn)出、創(chuàng)新成果轉化三方面，具體指標體系如表2所示。

表2 創(chuàng)新能力指標體系

（二）指標選擇與數(shù)據(jù)說明

被解釋變量。區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)（inno）由熵值法計算得到。其他變量說明:金融生態(tài)指數(shù)（fin）作為解釋變量，由熵值法計算得到。外商直接投資指數(shù)（fdi） 作為中介變量，相關變量及說明如表3所示。

表3 變量說明

（三）模型構建

采用狀態(tài)空間模型分析金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新的影響，本文采用中介效應模型進行檢驗，因此需要三個量測方程。第一是被解釋變量inno 對解釋變量fin 和中介變量fdi 的量測方程；第二是被解釋變量inno 對解釋變量fin 的量測方程；第三是中介變量fdi對解釋變量fin 的量測方程，建立的三個狀態(tài)空間模型如下所示。

（1）量測方程:

狀態(tài)方程:

（2）量測方程:

狀態(tài)方程:

（3）量測方程:

狀態(tài)方程:

其中，inno、fdi 和fin 在該模型中被稱為可觀測向量，c1、c2、c3為常數(shù)，ε 是隨機干擾項，均值為0 但方差為常數(shù)。svi（i=1，2，3，4）是模型中不可觀測的變量，被稱為狀態(tài)向量，是隨著時間的變化而改變的，服從均值為零、方差為常數(shù)的正態(tài)分布。sv1是金融生態(tài)調(diào)整對區(qū)域創(chuàng)新能力的可變系數(shù)；sv2是外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的可變系數(shù)；sv3是金融生態(tài)為唯一自變量對區(qū)域創(chuàng)新能力的可變系數(shù)；sv4是金融生態(tài)對外商直接投資的可變系數(shù)。其中金融生態(tài)通過外商直接投資的間接效應由sv2×sv4表示，它也表示了中介變量外商直接投資的中介效應。由于狀態(tài)變量不可觀測，因此采用卡爾曼濾波算法得到時變參數(shù)的估計值。

四、實證結果與分析

（一） 描述性統(tǒng)計

對變量進行了描述性統(tǒng)計，結果如表4所示。由表4可以看出河北省區(qū)域創(chuàng)新能力較低，均值僅為1.015，最小值為1.001，最大值為1.113，標準差較小為0.034，說明2008-2017年河北省的區(qū)域創(chuàng)新能力差異較小，無太大的變化。金融生態(tài)指數(shù)均值為1.312，說明金融生態(tài)的狀況較低，還有可以優(yōu)化的空間。金融生態(tài)環(huán)境指數(shù)最小值為1.275，最大值為1.362，標準差為0.026，可以看出2008-2017年河北省金融生態(tài)變化不大，差異較小。外商直接投資均值為0.099，處于較低的水平，說明河北省吸引外資的能力較弱，有待于提高。外商直接投資最小值為0.079，最大值為0.190，標準差為0.033，可以看出2008-2017年河北省吸引外商直接投資的能力無較大變化，且有待提高。

表4 描述性統(tǒng)計

表5 單位根檢驗結果

表6 殘差序列單位根檢驗結果

（二） ADF 檢驗

對數(shù)據(jù)進行檢驗之前，需要首先對樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，本文運用Stata 15.0 對創(chuàng)新能力指數(shù)、外商直接投資和金融生態(tài)指數(shù)進行單位根檢驗，結果如表5所示。根據(jù)表5的單位根檢驗結果可知，金融生態(tài)指數(shù)在置信度90%下拒絕原序列存在單位根的假設，說明fin 變量為平穩(wěn)序列。而inno 和fdi 的Z 統(tǒng)計量大于10%臨界值，因此對inno 和fdi 兩個變量一階差分后進行ADF 檢驗，由檢驗結果可知inno 和fdi 兩個變量一階差分后為平穩(wěn)序列。

（三）協(xié)整檢驗

根據(jù)單位根檢驗結果可知，變量Dinno、Dfdi、fin 均為平穩(wěn)序列，滿足協(xié)整檢驗的前提條件。為檢驗變量變量之間是否存在長期的均衡關系，需要對變量進行協(xié)整檢驗，協(xié)整檢驗結果如表6所示。由表6可知，無論原假設是“協(xié)整方程個數(shù)為0個”、“協(xié)整方程個數(shù)只多一個”還是“協(xié)整方程至多兩個”，跡檢驗和最大特征值檢驗的P 值都為0.000，即都在1%的顯著性水平下拒絕原假設，說明本文研究的金融生態(tài)、區(qū)域創(chuàng)新能力、外商直接投資之間存在協(xié)整關系，即三個變量之間存在長期均衡關系。

（四）格蘭杰因果檢驗

為檢驗變量之間的因果關系，本文采用格蘭杰因果關系檢驗方法，對金融生態(tài)指數(shù)、外商直接投資和區(qū)域創(chuàng)新能力指數(shù)進行因果關系檢驗，本文選擇最優(yōu)滯后期為2 期，得到的Granger 因果檢驗結果如表7所示。

根據(jù)表7中的格蘭杰因果關系檢驗的結果可知，對區(qū)域創(chuàng)新能力來說，在5%的顯著性水平下，金融生態(tài)和外商直接投資是區(qū)域創(chuàng)新能力的格蘭杰原因；對外商直接投資來說，金融生態(tài)是外商直接投資的格蘭杰原因；而區(qū)域創(chuàng)新能力不是外商直接投資的原因；對金融生態(tài)來說，區(qū)域創(chuàng)新能力和外商直接投資均不是金融生態(tài)的格蘭杰原因。因此，金融生態(tài)通過直接效應以及通過外商直接投資的間接效應共同影響區(qū)域創(chuàng)新能力。

（五）狀態(tài)空間模型估計

結合變量的數(shù)據(jù)更加準確地分析金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力的直接效應和通過外商直接投資的間接效應的動態(tài)作用過程，下文中給出狀態(tài)系數(shù)的變化過程。根據(jù)模型檢驗得到圖1的利用卡爾曼濾波算法對變參數(shù)狀態(tài)空間模型估計的結果。從圖1中的結果可以看出，金融生態(tài)通過提高區(qū)域創(chuàng)新能力的直接作用和通過增加外商直接投資的間接作用之間存在長期的均衡關系，但是它們的系數(shù)并不是一成不變的。

根據(jù)圖1的結果具體分析，sv1表示金融生態(tài)影響區(qū)域創(chuàng)新能力的狀態(tài)變量系數(shù)隨時間的變化趨勢；sv2表示外商直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新能力的狀態(tài)變量系數(shù)隨時間的變化趨勢；sv3表示金融生態(tài)作為唯一因素影響區(qū)域創(chuàng)新能力的狀態(tài)變量系數(shù)隨時間的變化趨勢；sv4表示金融生態(tài)影響外商直接投資的狀態(tài)變量系數(shù)隨時間的變化趨勢。

可以看出，sv1和sv2的結果顯示出金融生態(tài)（fin）、外商直接投資（fdi）與區(qū)域創(chuàng)新能力（inno）之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。但是金融生態(tài)和外商直接投資的區(qū)域創(chuàng)新能力彈性隨著時間的延長而改變。

表7 格蘭杰因果檢驗結果

圖1 狀態(tài)變量的時間變化趨勢

而且對比sv1和sv2的總體變化趨勢，可以看出金融生態(tài)和外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響具有此消彼長的趨勢，說明外商直接投資在其中起到中介效應。具體表現(xiàn)為sv1變化呈現(xiàn)下降到上升到緩慢下降到緩慢上升到下降的趨勢。

在2009年，金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力的影響降到最小值0.185，全球金融危機的爆發(fā)導致金融生態(tài)對河北省區(qū)域創(chuàng)新能力的正向影響作用下降，隨著經(jīng)濟的復蘇，金融生態(tài)的優(yōu)化，區(qū)域創(chuàng)新能力逐漸上升。隨后隨著時間的變化sv1逐漸穩(wěn)定在0.15-0.25 之間，雖然sv1的變化過程有下降又有上升。

但是，2008-2017年間金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力提高一直是促進的作用。sv2的變化趨勢與sv1方向相反，呈現(xiàn)快速上漲又快速下降之后又緩慢上升的趨勢，外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用與金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力的促進作用呈現(xiàn)此消彼長的態(tài)勢，但是綜合來看，金融生態(tài)和外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的彈性都為正向，且存在此消彼長的趨勢，說明存在部分中介效應。

sv3的變化趨勢表示金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力的全部效應。包括直接效應和通過外商直接投資的間接效應，它的變化呈現(xiàn)先緩慢下降最后穩(wěn)定上升的趨勢。sv4表示金融生態(tài)對外商直接投資的影響效應，sv4的變化趨勢與sv3的變化趨勢類似，大致呈現(xiàn)緩慢下降又緩慢上升的動態(tài)變化趨勢。金融生態(tài)通過外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力產(chǎn)生的間接效應由sv2×sv4表示，可以看出金融生態(tài)通過外商直接投資間接地提高了區(qū)域創(chuàng)新能力。

（六）中介效應估計

中介效應是用來衡量獨立變量通過中介變量間接作用于非獨立變量的影響程度。根據(jù)MacKinnon 等（1995） 提出的計算中介效應計算方法計算中介效應占比。金融生態(tài)通過外商直接投資影響區(qū)域創(chuàng)新能力的中介效應變化彈性如圖2所示。其中外商直接投資的中介效應平均值為33.87%?？梢钥闯?，金融生態(tài)優(yōu)化對河北省區(qū)域創(chuàng)新能力提高的總效應中有33.87%是通過外商直接投資的中介效應。金融生態(tài)優(yōu)化對提高區(qū)域創(chuàng)新能力來說，外商直接投資是重要的途徑。

圖2 中介效應占比

五、結論與建議

（一）結論

本文通過熵值法構建金融生態(tài)指數(shù)，利用中介效應和狀態(tài)空間模型從動態(tài)方面分析了河北省的金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力影響的直接效應和間接效應。

結果表明:第一，河北省的金融生態(tài)對區(qū)域創(chuàng)新能力的提高存在基于外商直接投資的中介效應。河北省金融生態(tài)的優(yōu)化不僅可以直接提高區(qū)域創(chuàng)新能力，還可以通過外商直接投資的增加間接地提高區(qū)域創(chuàng)新能力。第二，為了進一步分析金融生態(tài)的直接作用和間接作用的強弱以及變化趨勢，通過狀態(tài)空間模型的結果可知金融生態(tài)的優(yōu)化對提高區(qū)域創(chuàng)新能力的直接作用和間接作用效果不同。其中，外商直接投資在其中起到的中介效應約占33.87%，隨著時間的變化，金融生態(tài)和外商直接投資對區(qū)域創(chuàng)新能力的提高都是促進作用。金融生態(tài)通過外商直接投資的增加進而提高區(qū)域創(chuàng)新能力間接作用的變化趨勢和作用強度小于金融生態(tài)的優(yōu)化對區(qū)域創(chuàng)新能力提高的直接作用。

（二）建議

根據(jù)以上的研究結果，結合河北省金融生態(tài)和區(qū)域創(chuàng)新能力的實際情況，為進一步發(fā)揮金融生態(tài)優(yōu)化對區(qū)域創(chuàng)新能力提高的促進作用，本文提出以下建議:

第一，深化金融體制改革，完善金融制度建設。金融生態(tài)在區(qū)域創(chuàng)新能力的發(fā)展中起著不可忽視的作用，金融生態(tài)主體對各行業(yè)、各部門的企業(yè)創(chuàng)新起到經(jīng)濟資源調(diào)配的作用，金融生態(tài)環(huán)境在經(jīng)濟社會與知識產(chǎn)權保護等方面對區(qū)域創(chuàng)新起著間接性提升的作用。因此，要繼續(xù)深化金融體制改革，優(yōu)化金融生態(tài)環(huán)境，明確金融監(jiān)管目的，通過降低金融交易成本、提高信息完全性、增強市場機制來改善金融生態(tài)機制與區(qū)域創(chuàng)新水平。

第二，加快金融基礎設施建設，優(yōu)化金融生態(tài)環(huán)境。不僅要重視硬件設施建設，軟件設施建設也不可缺少。其中硬件基礎設施建設主要包括交通、通信、物流等，便捷的交通體系和多元化的交通載體會對經(jīng)濟建設發(fā)展起到巨大的推動作用?，F(xiàn)階段河北省區(qū)域內(nèi)各城市間在物流運輸和國際貿(mào)易等方面基本上保持相互獨立，對整個區(qū)域內(nèi)的交通運輸造成了不同程度的阻塞。這對提高區(qū)域創(chuàng)新能力是不利的，應當加快建立跨地區(qū)的公共交通、高速公路、高速鐵路網(wǎng)絡，進而縮短地區(qū)間交通耗時，增強河北省地區(qū)之間的貿(mào)易和金融往來。