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一、相關(guān)文獻(xiàn)評述

關(guān)于金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實證研究方面，陳濤（2010）、杜文中等（2012）、趙俊仙等（2012）分別分析了陜西、河北和山西文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展投融資現(xiàn)狀和存在的主要問題，提出了相關(guān)促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)投融資創(chuàng)新的政策建議。[7-9]此外一些學(xué)者還分析了我國區(qū)域文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異的原因，如袁海（2011）的研究認(rèn)為要素稟賦、集聚經(jīng)濟(jì)與產(chǎn)業(yè)政策是文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展區(qū)域差異的主要影響因素。[10]綜合相關(guān)研究文獻(xiàn)我們發(fā)現(xiàn)國外金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的模式為我國提供了有益的借鑒，國內(nèi)現(xiàn)有研究主要是進(jìn)行文化產(chǎn)業(yè)投融資分析、文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展如何獲得金融支持等。關(guān)于我國省域金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的研究相對缺乏，考慮省域金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間因素的研究則更為鮮見，因此我們可嘗試構(gòu)建經(jīng)濟(jì)模型，運用空間計量方法來實證分析各省域金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間影響。

二、文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與金融體系的探索性空間數(shù)據(jù)分析

我們用各省域文化產(chǎn)業(yè)增加值衡量文化產(chǎn)業(yè)（C）I的發(fā)展，用各省域的金融機(jī)構(gòu)存貸款余額、股票市價總值和保費收入的合并值衡量金融體系（FS）的發(fā)展，進(jìn)行探索性空間數(shù)據(jù)分析。

1．文化產(chǎn)業(yè)增加值與金融體系的空間自相關(guān)檢驗

（1）Moran指數(shù)檢驗Moran指數(shù)主要用來檢驗經(jīng)濟(jì)變量的空間集聚狀況，如果經(jīng)濟(jì)變量的Moran值為正且越接近1則說明空間正相關(guān)性越強(qiáng)，越表現(xiàn)為空間集聚。從表1各省域文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Moran指數(shù)表我們可以看出，2005年到2011年各省域文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的Moran指數(shù)均為正值，全部通過10%顯著性水平檢驗，說明了中國各省域文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在著顯著的空間正相關(guān)性，呈現(xiàn)空間集聚現(xiàn)象。從表2各省域金融體系的Moran指數(shù)我們可以看出，省域金融體系的Moran指數(shù)也均為正值，說明中國各省域金融體系同樣存在著顯著的空間正相關(guān)性，呈現(xiàn)空間集聚現(xiàn)象。（2）Moran指數(shù)散點圖檢驗Moran指數(shù)散點圖（見圖1和圖2）將各省域的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展集聚分為四個不同的空間關(guān)聯(lián)模式：第一象限HH模式為文化產(chǎn)業(yè)增加值集聚程度高的省域被同樣文化產(chǎn)業(yè)增加值集聚程度高的省域包圍；第二象限LH模式為文化產(chǎn)業(yè)增加值集聚程度低的省域被文化產(chǎn)業(yè)增加值集聚程度高的省域包圍；第三象限LL模式為文化產(chǎn)業(yè)增加值集聚程度低的省域被同樣文化產(chǎn)業(yè)增加值集聚程度低的省域包圍；第四象限HL模式為文化產(chǎn)業(yè)增加值集聚程度高的省域被文化產(chǎn)業(yè)增加值集聚程度低的省域包圍；其中HH和LL空間關(guān)聯(lián)模式為正的空間相關(guān)性，LH和HL空間關(guān)聯(lián)模式為負(fù)的空間相關(guān)性。金融體系空間集聚的空間關(guān)聯(lián)模式也是如此。從表3可以看出2005年文化產(chǎn)業(yè)增加值HH空間關(guān)聯(lián)模式有12個省域，LL空間關(guān)聯(lián)模式有13個省域，到2011年HH空間關(guān)聯(lián)模式有11個省域，LL空間關(guān)聯(lián)模式有15個省域，說明文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)空間集聚趨勢。從表4可以看出2005年金融體系HH空間關(guān)聯(lián)模式有7個省域，LL空間關(guān)聯(lián)模式有15個省域，到2011年HH空間關(guān)聯(lián)模式有7個省域，LL空間關(guān)聯(lián)模式有17個省域，說明金融體系呈現(xiàn)空間集聚趨勢。

2.文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與金融體系的LISA分析

我們可進(jìn)一步運用局域空間關(guān)聯(lián)指標(biāo)分析不同位置的空間關(guān)聯(lián)模式，檢驗局部地區(qū)高值和低值的空間集聚狀況。由2005年、2011年文化產(chǎn)業(yè)增加值和金融支持體系的LISA分析圖（見圖5至圖8）可以看出，文化產(chǎn)業(yè)與金融體系發(fā)展形成兩個不同的集聚區(qū)域：一個是以上海為中心包括江蘇、浙江在內(nèi)的長三角高值集聚區(qū)；另一個是以新疆為中心包括周邊的西藏、青海等省域在內(nèi)的低值集聚區(qū)，從2005年到2011年，文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展與金融支持體系空間集聚趨勢在加強(qiáng)。我們還可發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)增加值高值集聚區(qū)域一般也是金融體系高值集聚區(qū)域，可以初步做出金融體系可能促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的判斷，這可以通過進(jìn)一步構(gòu)建經(jīng)濟(jì)模型，運用空間計量方法來實證分析金融體系對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持作用。

三、省域金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間計量分析

1.實證模型的建立

借鑒柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：Y=LαKβ，其中Y表示文化產(chǎn)業(yè)增加值，L表示文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員，K表示文化產(chǎn)業(yè)資本投入，我們可以在此基礎(chǔ)上增加金融體系規(guī)模（金融體系又可分為銀行業(yè)金融BI和證券業(yè)金融S）I，兩邊取對數(shù)可以構(gòu)建以下模型：

2.度量指標(biāo)與數(shù)據(jù)說明

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Raymond提出用M2/GDP作為衡量一國金融發(fā)展的指標(biāo)。但相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)中國的M2/GDP自1990年以來明顯高于其他一些發(fā)展中國家，甚至高于美國等主要發(fā)達(dá)國家。按常識我國金融發(fā)展水平不可能高于美國等主要經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)國家，因此我們需選擇其他指標(biāo)衡量中國的金融發(fā)展水平。這里用存貸款余額、股票市價總值作為金融資產(chǎn)的變量，其與GDP的比值分別代表銀行業(yè)（B）I和證券業(yè)（S）I金融發(fā)展水平。由于統(tǒng)計口徑的不同，本文采用的數(shù)據(jù)樣本為2005-2011年的年度數(shù)據(jù)，文化產(chǎn)業(yè)增加值、文化產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員、文化產(chǎn)業(yè)資本投入的原始數(shù)據(jù)均來源于2006-2012年《中國文化文物統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融統(tǒng)計年鑒》等，其中2010、2011年文化產(chǎn)業(yè)增加值的數(shù)據(jù)來源于SPSS軟件的估計。3.省域金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間計量分析一個省域文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不僅取決于人員、資本投入，還需要金融體系的支持，同時還會受到周邊地區(qū)金融體系的影響。文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展具有較強(qiáng)的空間相關(guān)性，金融體系的空間集聚增強(qiáng)了文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間依賴性，因此分析文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的金融支持應(yīng)該引入空間因素。傳統(tǒng)OLS模型估計沒有考慮到空間因素，我們可以用空間計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的SLM模型和SEM模型來分析金融體系支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間影響。（1）2011年當(dāng)期模型OLS分析選擇2011年文化產(chǎn)業(yè)增加值（C）I為被解釋變量，2011年文化產(chǎn)業(yè)人員投入（L）、文化產(chǎn)業(yè)資本投入（K）、銀行業(yè)發(fā)展（B）I和證券業(yè)發(fā)展（S）I為解釋變量的當(dāng)期模型進(jìn)行分析。從表5的2011年當(dāng)期模型的OLS估計結(jié)果我們看到Moran指數(shù)為1.9042822，通過10%顯著性水平檢驗，說明未考慮空間因素的經(jīng)典OLS模型估計出現(xiàn)誤差，對于如何選擇具有空間因素的空間滯后模型還是空間誤差模型來進(jìn)行分析，我們可以利用LM和RobustLM的數(shù)值來進(jìn)行，我們看到LM（lag）和RobustLM（lag）比LM（erro）r和RobustLM（erro）r更顯著，因此2011年當(dāng)期模型應(yīng)該選擇SLM空間滯后模型進(jìn)行分析。由表6的2011年當(dāng)期模型的SLM估計結(jié)果，我們看到文化產(chǎn)業(yè)增加值的空間自回歸系數(shù)為0.0901，說明了我國省域之間的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在著顯著的正依賴性，省域之間呈現(xiàn)正的溢出效應(yīng)，鄰近省域的文化產(chǎn)業(yè)增加值每增長1個百分點可以促進(jìn)本省域文化產(chǎn)業(yè)增加值增長0.09個百分點；銀行業(yè)支持的回歸系數(shù)是3.5889，說明當(dāng)期銀行業(yè)發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)有顯著的支持作用，銀行業(yè)發(fā)展每增加1個百分點，可提高文化產(chǎn)業(yè)增加值3.59個百分點，證券業(yè)支持的回歸系數(shù)是-1.6132，表明證券業(yè)發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展起著顯著的抑制作用。我們還可以發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)人員投入、資本投入對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展有顯著的正向支持作用，2011年人員投入、資本投入每增長1個百分點可分別支持當(dāng)年文化產(chǎn)業(yè)增加值增長1.28和0.31個百分點。分析結(jié)果表明當(dāng)期模型中銀行業(yè)發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持效果最大，人員投入支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展效果高于資金投入，而證券業(yè)的發(fā)展則對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著的抑制作用。（2）2005-2011年跨期模型分析選擇2011年文化產(chǎn)業(yè)增加值（C）I為被解釋變量，2005年文化產(chǎn)業(yè)人員投入（L）、文化產(chǎn)業(yè)資金投入（K）、銀行業(yè)發(fā)展（B）I和證券業(yè)發(fā)展（S）I為解釋變量的跨期模型進(jìn)行分析。從表7跨期模型的OLS估計結(jié)果我們看到Moran指數(shù)為0.5778529，通過10%顯著性水平檢驗，說明未考慮空間因素的經(jīng)典OLS模型估計出現(xiàn)誤差，對于如何選擇具有空間因素的空間滯后模型還是空間誤差模型來進(jìn)行分析，我們可以利用LM和RobustLM的數(shù)值來進(jìn)行分析，我們看到LM（lag）和RobustLM（lag）比LM（erro）r和RobustLM（erro）r更顯著，因此2005-2011年跨期模型應(yīng)該選擇SLM空間滯后模型進(jìn)行分析。由表8SLM估計結(jié)果，我們看到文化產(chǎn)業(yè)增加值的空間自回歸系數(shù)為0.1110，說明我國省域之間的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在著顯著的正依賴性，省域之間呈現(xiàn)正的溢出效應(yīng)，鄰近省域的文化產(chǎn)業(yè)增加值每增長1個百分點可以促進(jìn)本省域文化產(chǎn)業(yè)增加值增長0.11個百分點；銀行業(yè)的回歸系數(shù)是1.7264，說明2005年銀行業(yè)發(fā)展對2011年文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展有顯著的支持作用，2005年銀行業(yè)發(fā)展每增加1個百分點，可提高2011年文化產(chǎn)業(yè)增加值1.72個百分點，證券業(yè)的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，說明2005年證券業(yè)發(fā)展對2011年文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持作用難以確定。我們還可以發(fā)現(xiàn)文化產(chǎn)業(yè)人員投入、資本投入對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展有顯著的正向支持作用，2005年人員投入、資金投入每增長1個百分點可分別支持2011年文化產(chǎn)業(yè)增加值增長1.26和0.38個百分點。分析結(jié)果表明跨期模型中銀行業(yè)金融發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持效果最大，人員投入支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展效果高于文化產(chǎn)業(yè)本身資本投入，而證券業(yè)金融發(fā)展則對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的作用難以確定。

四、結(jié)論與政策啟示

空間探索性分析研究結(jié)果表明金融體系和文化產(chǎn)業(yè)增加值在省域之間存在顯著的空間依賴性；金融體系的空間集聚有益于促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間集聚。無論是當(dāng)期模型的SLM估計結(jié)果，還是跨期模型的SLM估計結(jié)果都表明，我國省域之間的文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在著顯著的正依賴性，省域之間呈現(xiàn)正的溢出效應(yīng)，銀行業(yè)金融發(fā)展對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持效果最大，文化產(chǎn)業(yè)人員投入支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展效果高于其本身資本投入，而證券業(yè)金融發(fā)展則對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展在當(dāng)期模型中具有顯著的抑制作用?？赡艿恼呓ㄔO(shè)是，根據(jù)我國省域金融體系和文化產(chǎn)業(yè)增加值均存在顯著的正相關(guān)性，各省域應(yīng)采取金融政策促進(jìn)各省域文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。注重與鄰近周邊省域的銀行業(yè)進(jìn)行金融合作，提高銀行業(yè)金融體系的支持質(zhì)量，繼續(xù)發(fā)揮銀行業(yè)金融對文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展的主導(dǎo)支持作用；發(fā)揮人員投入在文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的顯著作用，同時也不能忽略對文化產(chǎn)業(yè)的資本投入。我國證券業(yè)金融支持文化產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有很大的空間，這是今后金融政策的努力方向。

作者：王認(rèn)真單位：合肥學(xué)院經(jīng)濟(jì)系