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本文提出了四個基本假設，假設1：金融發展對區域創新能力存在正向影響；假設2：銀行業發展對區域創新能力存在正向影響；假設3：證券業發展對區域創新能力存在正向影響；假設4：保險業發展對區域創新能力存在正向影響。

本文將通過實證分析，利用我國30個省市（除西藏、港澳臺）2007至2018年的面板數據對以上四個基本假設進行驗證，利用實證分析進一步研究金融發展對我國區域創新能力的影響。

本文借助Griliches(1979)在對創新產出的溢出效應中提出的知識生產函數的基本假設為理論基礎構建具體的實證模型，其中：

知識生產函數的基本假設是將創新過程中的產出作為科技研發投入的函數，其可以表示為一般化的柯布-道格拉斯生產函數。知識的生產函數就像產品的生產函數一樣，把勞動、資本和技術結合起來，以生產產品的方式生產知識。

如果向研究中投入更多資源將會生產出更多的知識。單位時間內知識的增加量取決于用于研發的資本和勞動的數量以及現有知識水平。

此外，對于研發產出的影響Jaffee(1989)還指出，區域創新產出除了與研發投入力度相關之外，外部環境的變化對區域創新產出，尤其對企業的創新存在一定的影響，其中成熟的金融市場對區域創新能力的影響有著至關重要的作用。

用柯布道格拉斯生產函數表示該知識生產函數為:

（式1.1）

其中α為常數，?表示R&D研發產出對于R&D研發投入發生變化時的彈性系數。本文將區域創新能力作為生產過程中的知識，基于以上知識生產函數的表達式，進行轉變構建相應的基本方程式如下：

(式1.2)

?其中Y為區域創新能力指標，F為影響區域創新的金融發展指標，K為影響區域創新的非金融投入指標(控制變量)，ε為隨機誤差項。對以上方程取對數之后得如下式子：

（式1.3）

本文在對變量的選取過程中，對于相關解釋變量在數據的基本處理時，已經進行對數處理，因此在建立回歸方程時，去掉了兩邊的對數。

建立模型時，根據假設1金融發展對區域創新能力存在正向影響的假設建立如式1.4的回歸模型，根據假設2、假設3及假設4中所述，銀行業、證券業及保險業對區域創新能力存在正向影響的假設構建式1.5的回歸模型，具體如下：

（式1.4）

（式1.5）

式1.4及式1.5中，inn代表區域創新能力，其中fins、bank、sec、insur為本文的解釋變量，fins代表金融發展相關變量，bank代表銀行業發展水平、sec代表證券業發展水平、insur代表保險業發展水平，ind、gov、rdpeople及rdfeed為本文所選取的控制變量。

ind代表產業結構水平、gov代表政府介入程度、rdpeople代表RD全時人員當量、rdfeed代表研究與發展試驗經費支出，其中式1.4表示從綜合指數上來看金融發展對區域創新能力的回歸方程，式1.5表示分行業研究金融發展對區域創新能力的回歸方程。

2.1數據的說明

根據數據的可獲得性，考慮到西藏地區的數據存在缺失，港澳臺地區數據的獲取性較低，因此本文選取2007-2018年除西藏、港澳臺以外的30個省市12年的數據建立面板數據。

所使用的數據均來源于《中國科技統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》、《區域金融運行報告》、《高技術產業統計年鑒》、《中國區域創新能力評價報告》、choice金融終端以及各省市的統計年鑒。

2.2金融發展及區域創新能力評價體系的構建

（1）金融發展

本文在研究金融發展對區域創新能力的影響時，分別從金融發展規模上分析，當地區金融發展規模擴大時，金融機構覆蓋面隨之增加，企業及研發機構在獲取金融服務的能力也隨之提升。

此外，從金融發展的體系上來看，銀行業及證券業為區域創新能力提供了直接和間接的融資需求，對于一些創新企業在創業初期，需要較大的資金支持，證券業的發展有效提供企業以主要的融資需求，而對于資本市場發展較為落后的地區，銀行業作為間接融資手段，為該地區的企業提供了必要的融資渠道。

對于保險業來說，創新企業作為高風險型產業，科技型保險的發展為企業及研發機構提供了有效的風險擔保。因此，本文分別從銀行業、證券業及保險業出發，從各行業發展規模、結構等方面分別選取了主要的指標體系，利用多指標評價方法對地區金融發展進行相關測度，具體如表1-1所示。

（2）區域創新能力

目前相關研究對于區域創新能力還沒有一個統一的界定標準，本文研究的創新能力是以區域為界限，研究各區域之間的技術創新能力。目前學者在有關創新能力方面的研究主要有以下幾種方式：

萬竹謦（2018）分別從創新環境和創新產出程度多個面選取指標來構建區域創新能力的評價指標體系，利用綜合值來評價各地區的創新能力。

對創新投入和產出指標進行分析，選取具有代表性的參數作為替代變量來表示區域創新能力，而多數學者（李習寶（2007）、李?。?015）等）認為，創新投入不一定能全部轉換為創新產出。

因此應該從創新產出的角度出發研究一個地區的創新能力，考慮到專利授權數本身所具有的一致性和數據的可獲得性，以及不同地區相關專利授權數的可對比性等特點，因此選擇以專利授權數量作為創新能力的替代變量。

從效率的角度出發研究區域創新能力（白俊紅，2010），不同地區由于其在創新投入部分的力度不同，直接影響到最終創新產出的大小，通過計算創新投入與產出之間的關系可以衡量該地區的創新效率，效率越高，表示該地區將創新投入轉化為產出的的效率越高，也直接反映該地區的創新能力越強。

在計算方法的選取上，考慮到利用專利授權數作為創新能力的替代變量較為單一，而從效率的角度出發研究區域創新效率來替代創新能力，由于創新效率的值主要反映當期相對上一期的效率變動的大小。

從整體上看，不利于分析一段時間內，不同地區的創新能力發展趨勢，因此為了更好的研究金融發展對區域創新能力的影響，本文從創新產出的方面出發，通過建立指標體系，并利用變異系數法，對我國30個省市（除港澳臺及西藏）的創新能力進行綜合指數的測算，具體如表1-1所示。

表1-1金融發展及區域創新能力指標體系

2.3、相關控制變量的選取

政府對地區創新發展的經濟支持程度(gov)，即政府的介入程度：一個地區的經濟發展建設離不開政府的財政支出，地方政府在對當地經濟、創新、民生及建設方面的投入越多，對該地區經濟發展水平的影響就越大，從而側面帶動地區科技創新發展的水平。

在各地區財政支出中，有一項財政支出為政府在科學技術發展方面的支出，因此本文選取各地區政府財政支出中，針對科學技術支出額的對數作為衡量一個地區政府介入的程度。

地區產業發展水平(ind)：不同地區的產業發展存在較大的差異性，產業結構越高級，所覆蓋面越廣，無論是自身產業的創新發展，還是多產業間相互融合所創造的新型行業和創新產品都高于那些相對來說產業發展較為單一的地區。

因此產業結構的高級化，也影響著一個地區的創新能力發展。而從區域產業結構優化的角度上來看，第三產業的發展對區域產業結構優化有著重要的影響，因此，本文參考魏宇杰（2018）對地區產業結構的評價方式選取各地區第三產業產值比第二產業產值作為地區產業發展水平的代理變量。

RD全時人員當量（rdpeople）：RD全時人員當量是國際上通用的用來衡量科技活動過程中相關科技人員人力的投入指標。

對于區域創新能力而言，除了要具備相應的經濟水平及創新科技水平之外，研發人員的投入也是影響各地區創新能力的重要因素之一，RD全時人員當量反映了各地區在區域創新能力上科技人員的投入力度。

RD研究與發展試驗經費支出（rdfeed）：本文對于區域創新能力的評價主要利用創新產出來反映，RD研究與發展試驗經費支出作為區域創新活動中的主要資金投入，對區域創新產出有著重要的影響。

本文的實證分析主要分為兩個部分，首選對全國層面的金融發展對區域創新能力的實證進行回歸分析，其次分別以東部、中部、西部為劃分標準，分別對這三個地區的金融發展對區域創新能力的影響進行實證分析。其中東部地區包括：

北京、天津、上海、河北、遼寧、山東、江蘇、浙江、廣東、福建、海南等11個省市；中部地區包括湖南、湖北、河南、黑龍江、內蒙古、吉林、山西、安徽、江西等9個省市；西部地區包括甘肅、青海、新疆、寧夏、廣西、四川、重慶、貴州、云南、陜西等10個省市。

3.1全國層面金融發展對區域創新能力影響的實證研究

（1）變量的描述性統計

在實證分析之前本文先對數據進行檢驗處理，本文選取了2007-2018年的數據進行回歸分析，具體測算方法已在上文有進行說明。

表1-2是運用stata運算出的結果。從標準差的結果上看，區域創新能力（inn）、金融發展（fins）、銀行業發展（bank）、證券業發展（sec）、保險業發展（insur）的標準差都較小，均小于0.2以下，表示這幾個指標數據波動差距都較小。

而產業發展（ind）、政府介入程度（gov）、RD全時人員當量、RD經費投入的標準差相對較大，考慮到數據選取是全國范圍內，各地區經濟發展差距較大，因此對所選控制變量數據的標準差也會有一定影響。

整體來看，變量的標準差都在允許的范圍之內，因此可以進一步進行實證分析。

表1-2數據的描述性統計檢驗

（2）各變量的單位根檢驗

本文的樣本數據時序選擇是從2007年至2018年，由于時序數據之間可能會因為出現相似的變化趨勢，造成偽回歸的現象。

因此，為了避免實證分析出現偽回歸，在對數據進行實證之前，選取了三種檢驗方法分別對實證過程中所涉及到的六個變量進行單位根檢驗，具體的方法包括LLC檢驗方法，LM檢驗法以及IPS檢驗法。表1-3為各變量單位根的檢驗結果：

表1-3變量的單位根檢驗

根據表1-3可以看到，所選取的描述金融發展的相關解釋變量金融發展（fins）、銀行業替代變量（bank）、證券業替代變量（sec）、政府介入程度（gov）、RD人員全時當量（rdpeople）、RD研究與發展試驗經費支出（rdfeed）都通過了單位根檢驗，即序列是平穩的。

而被解釋變量區域創新能力（inn）、控制變量產業結構（ind）、以及保險業替代變量（insur）雖然有一種檢驗方法未通過，但其余兩種檢驗方法也都通過了，也認為序列是平穩序列，因此可以對序列進行回歸。

（3）全國層面金融發展對區域創新能力影響的實證結果

本文在研究金融發展對區域創新能力的實證研究過程中，分別做了混合模型、固定效應模型及隨機效應模型。其中利用F檢驗判斷是否選擇混合模型，其原假設為：H0：allμi=0,即混合回歸是可以接受的，利用Hausman檢驗值是否選擇固定效應模型還是隨機模型，其中，Hausman檢驗的原假設認為，回歸結果中隨機效應模型優于固定效應模型。全國層面金融發展對區域創新能力影響的回歸結果如下表1-4所示：

表1-4金融發展對區域創新能力影響的回歸結果

以創新能力(inn)作為被解釋變量，金融發展(fins)作為解釋變量的回歸結果如表1-4所示：

由于F檢驗中的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設，該方程選擇固定效應模型優于混合模型，同時結合Hausman檢驗的結果，其檢驗結果的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設，該方程選擇固定效應模型優于隨機效應模型。

從回歸結果可以看到金融發展對區域創新能力的影響為正向，金融發展每提升1%，區域創新能力將提升0.5584個單位，且通過了1%以下的顯著性，與預期假設一致。

同時，產業發展水平（ind）、政府的介入程度（gov）、RD人員全時當量（rdpeople）對區域創新能力也存在正向影響，且都通過了顯著性的判斷，其中較為顯著的是政府介入程度及RD人員全時當量。

具體來看，產業發展水平每提升1%，區域創新能力將提升0.03個單位；政府的介入程度（gov）每提升1%個單位，區域創新能力將提升0.0519個單位；RD人員全時當量（rdpeople）每提升1%個單位，區域創新能力將提升0.023個單位。而RD經費投入（rdfeed）對區域創新能力的影響存在負向影響。

為了進一步分析金融發展的各行業對區域創新能力的影響，本文將銀行業、證券業及保險業作為重要解釋變量，區域創新能力作為被解釋變量進行回歸分析得出如表1-5的結果：

表1-5分行業金融發展對區域創新能力影響的回歸結果

以創新能力(inn)作為被解釋變量，銀行業發展水平（bank）、證券業發展水平（sec）、保險業發展水平（insur）分別作為解釋變量的回歸結果如表1-5所示，由于F檢驗中的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設。

該方程選擇固定效應模型優于混合模型，同時結合Hausman檢驗的結果，其檢驗結果的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設，該方程選擇固定效應模型優于隨機模型。

從表1-5固定效應模型的回歸結果可以看到全國層面，銀行業發展水平（bank）和證券業發展水平（sec）對區域創新能力都存在顯著的正向影響，并且通過了1%的顯著水平。

其中銀行業發展水平每提升1%個單位，區域創新能力將提升0.5358個單位；證券業發展水平（sec）每提升1%個單位，區域創新能力將提升0.1792個單位，可以看到銀行業發展水平和證券業發展水平，雖然都對區域創新能力的影響存在顯著的正向作用，但銀行業發展水平對區域創新能力的作用明顯高于證券業發展水平對區域創新能力的影響。

而保險業發展水平（insur）對區域創新能力則產生負向影響，但是這種影響效果不顯著。本文認為，由于我國保險業相對發展不均衡，全國范圍內來看，保險業在我國金融發展過程相對較弱。

由于我國保險行業發展相較于證券業及銀行業的發展而言較弱，在科技保險方面的發展也處于初步階段，因此對于區域創新能力的發展而言，無論是在覆蓋率上還是在科技險種的發展方面都較為欠缺，導致對推動區域創新能力的發展較弱，因此其對區域創新能力的影響不顯著。

此外，產業發展水平（ind）、而RD研究與發展試驗經費支出（rdfeed）、RD人員全時當量（rdpeople）和政府的介入程度（gov）中，對區域創新能力存在顯著正向影響的僅有政府介入程度及RD人員全時當量，其中政府介入程度每提升1%，區域創新能力將提升0.0172個單位，而RD人員全時當量每增加1%，區域創新能力將提升0.0033個單位。

從全國層面的實證結果可以看到，金融發展對我國區域創新能力存在較為顯著的正向影響，而從金融發展的各行業來看，銀行業和證券業都對區域創新能力存在顯著的正向影響，但銀行業發展水平對區域創新能力的影響大于證券業發展水平對區域創新能力的影響。

3.2、分地區對金融發展對區域創新能力影響的實證研究

根據表1-4的回歸結果可以知道，金融發展對我國區域創新能力存在顯著的正向影響，銀行業、證券業及保險業作為金融發展的主體，其發展水平在我國不同地區存在較大的差距，這些顯著的差距進一步對各地區區域創新能力的影響存在不同效果的影響。

因此，為了進一步分析各地區金融發展對區域創新能力的影響，本文以我國中東西部地區為劃分，利用方程1.5對各地區金融發展對區域創新能力的影響進行實證分析。

東部地區分行業金融發展對區域創新能力影響的實證結果

表1-6東部地區回歸結果

以創新能力(inn)作為被解釋變量，銀行業發展水平（bank）、證券業發展水平（sec）、保險業發展水平（insur）分別作為解釋變量的回歸結果如表1-6所示，由于F檢驗中的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設。

該方程選擇固定效應模型優于混合模型，同時結合Hausman檢驗的結果，其檢驗結果的P值也通過了10%以下的顯著性，因此拒絕原假設，該方程選擇固定效應模型優于隨機模型。

從表1-6固定效應的回歸結果可以看到東部地區，銀行也發展水平（bank）和證券業發展水平（insur）對區域創新能力都存在顯著的正向影響，但銀行業發展水平的顯著性高于證券業發展水平的顯著性。

其中，銀行業發展水平每提升1%，區域創新能力將提升0.5608個單位；證券業發展水平每提升1%，區域創新能力將提升0.0828個單位。可以看到，東部地區銀行業發展對區域創新能力的影響大于證券業發展對區域創新能力的影響。

而保險行業（insur）雖然對區域創新能力有正向影響，但是效果不顯著。此外在選取的控制變量中，政府介入程度（gov）、產業發展水平（ind）及RD全時當量（rdpeople）對區域創新能力都存在正向影響，但僅有政府介入程度（gov）和產業發展水平（ind）對區域創新能力產生較為顯著的正向影響。

其中，政府介入程度每增加1%，區域創新能力將提升0.0767個單位，而產業發展水平每提升1%，區域創新能力將增加0.0285個單位。

中部地區分行業金融發展對區域創新能力影響的實證結果：

表1-7中部地區回歸結果

以創新能力(inn)作為被解釋變量，銀行業發展水平（bank）、證券業發展水平（sec）、保險業發展水平（insur）分別作為解釋變量的回歸結果如表1-7所示。

根據F檢驗中的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設，該方程選擇固定效應模型優于混合模型，同時結合Hausman檢驗的結果，其檢驗結果的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設，該方程選擇固定效應模型優于隨機模型。

根據表1-7固定效應模型的回歸結果可以看到，對于中部地區而言，銀行業發展水平（bank）、證券業發展水平（sec）以及保險業發展水平對區域創新能力都存在正向的影響，回歸結果都與預期假設一致，但僅有銀行業發展水平及保險業發展水平對區域創新能力存在顯著的正向影響。

證券業發展水平雖然對中部地區的創新能力存在正向影響，但是這種影響并不顯著。其中，銀行業發展水平每提升1%，區域創新能力將增加0.4432個單位；保險業發展水平每提升1%，區域創新能力將增加0.0253個單位，可以看到對于中部地區而言，對區域創新能力影響較大的依舊是銀行業的發展水平。

而在所選取的控制變量中，產業發展水平、政府介入程度及RD人員全時當量，雖然都對東部區域創新能力產生正向影響，但較為顯著的僅有政府介入程度。其中，政府介入程度每增加1%，區域創新能力將提升0.186個單位。

西部地區分行業金融發展對區域創新能力影響的實證結果：

表1-8西部地區回歸結果

以創新能力(inn)作為被解釋變量，銀行業發展水平（bank）、證券業發展水平（sec）、保險業發展水平（insur）分別作為解釋變量的回歸結果如表1-8所示。

由于F檢驗中的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設，該方程選擇固定效應模型優于混合模型，同時結合Hausman檢驗的結果，其檢驗結果的P值通過1%以下的顯著性，因此拒絕原假設，該方程選擇固定效應模型優于隨機模型。

從表1-8中固定效應模型的回歸結果可以看到，銀行業發展水平（bank）和證券業發展水平（sec）的回歸結果都與預期假設一致，對西部地區創新能力存在顯著的正向影響。

銀行也發展水平每提升1%，區域創新能力將增加0.2971個單位，同時，證券業發展水平每提升1%，區域創新能力將增加0.5084個單位，而保險業發展水平則是與預期假設相反。

本文認為，西部地區作為我國經濟發展欠發達地區，無論是新金融發展還是科技保險推行力度都相對欠缺，部分金融產品僅停留在理論階段，因此保險業的發展對區域創新能力的影響效果不顯著。

綜合以上實證結果可以看到，表1-5的實證結果與本文所提出的假設1相一致，即金融發展對我國區域創新能力存在正向顯著作用。而對于假設2、假設3及假設4來說，由于區域間金融發展及經濟社會環境的差異，導致其實證結果存在區域上的差異性。

具體來說：銀行業發展水平對我國東中西部地區都存在較為顯著的正向影響，但對各地區間的影響程度存在區域上的差異，分別以東部地區較強西部低區最弱為分布特點。

對證券業發展水平來說，證券業發展僅對我國東部及西部地區區域創新能力存在較為顯著的正向影響，與銀行業發展對區域創新能力有所不同的是，證券業發展水平對發展較為薄弱的西部地區有較大的影響。而對于保險業來說，僅在中部地區對區域創新能力存在較為顯著的正向影響。

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