本文關(guān)鍵詞：金融集聚與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的區(qū)域差異研究，由筆耕文化傳播整理發(fā)布。

《經(jīng)濟(jì)問題探索》２０１３年第５期

金融集聚與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的區(qū)域差異研究

潘輝１，冉光和１，張冰１，李

軍２

（１．重慶大學(xué)，重慶４０００３０；２．西南大學(xué)，重慶４００７１５）

摘要：要實(shí)現(xiàn)以金融發(fā)展來促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，需厘清金融集聚與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。本文基于２００２～２０１１年中國３１個省級面板數(shù)據(jù)，研究了全國以及東中西部三大區(qū)域金融集聚與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并對不同區(qū)域金融集聚的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了比較分析。結(jié)果顯示，金融集聚顯著地促進(jìn)了實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長，且東部地區(qū)金融集聚的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)遠(yuǎn)大于中部和西部地區(qū)。在此基礎(chǔ)上提出了不同區(qū)域金融發(fā)展的相關(guān)政策建議。

關(guān)鍵詞：金融集聚；實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長；區(qū)域差異

一、引言ｌｅ和Ｅａｔｏｎ研究得出日本金融服務(wù)業(yè)集聚所產(chǎn)生的地金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心產(chǎn)業(yè)。合理配置金融資理溢出效應(yīng)似乎遠(yuǎn)低于制造業(yè)，同時也發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚源，構(gòu)建產(chǎn)融結(jié)合的金融體系能促進(jìn)區(qū)域金融發(fā)展，經(jīng)濟(jì)能增加國民經(jīng)濟(jì)回報(bào)嵋ｏ。Ｍａｎｉｎ和０ｔｔａｖｉａＩｌｏ研究推動區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長。黨的十八大報(bào)告中明確提指出經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)地理空間集聚和地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有相互出：“深化金融體制改革，健全促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、影響的關(guān)系”ｏ。Ｂｍｌｈａｎ和Ｍａｔｈｙｓ研究得出歐洲各地支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)代金融體系�！薄妒逡�(guī)劃區(qū)的集聚經(jīng)濟(jì)對勞動生產(chǎn)率的影響具有顯著效應(yīng)，也綱要》也明確提出：“把推動服務(wù)業(yè)大發(fā)展作為產(chǎn)業(yè)發(fā)現(xiàn)金融服務(wù)業(yè)對勞動生產(chǎn)率的強(qiáng)正效應(yīng)比其他產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級的戰(zhàn)略重點(diǎn)”，“推動特大城市形成以更加明顯”ｏ。在國內(nèi)，周兵和蒲勇健實(shí)證研究得出西服務(wù)經(jīng)濟(jì)為主的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)”。之后，各省市加快了建部制造業(yè)集聚能促進(jìn)西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長¨１。范劍勇研設(shè)金融服務(wù)基地和打造金融集群地帶的步伐，對金融究得出我國非農(nóng)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)在非農(nóng)產(chǎn)業(yè)分布不均衡結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化升級，旨在通過發(fā)展金融帶動區(qū)域?qū)嶓w狀況下能擴(kuò)大勞動生產(chǎn)率在各省之間的差異‘６１。朱英經(jīng)濟(jì)增長。諸如上海、北京、天津、重慶等地相繼提明研究發(fā)現(xiàn)中國區(qū)域制造業(yè)集聚引致的共有集聚效應(yīng)出打造功能各異的金融中心，金融中心的構(gòu)建將使金顯著降低區(qū)域制造業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的增長，而產(chǎn)業(yè)集聚的融呈現(xiàn)集聚狀態(tài)。在金融發(fā)展促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的浪城市化集聚效應(yīng)卻顯著地促進(jìn)其增長門。。劉軍和徐康潮中，厘清金融集聚與區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)寧的研究指出產(chǎn)業(yè)集聚能明顯促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但同時系，剖析金融集聚對不同區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長的差距效也存在區(qū)域差距¨Ｊ。雷鵬研究得出制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與應(yīng)具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

經(jīng)濟(jì)增長存在高度的正相關(guān)性ｐ。。

金融業(yè)作為產(chǎn)業(yè)的一個重要分支，其集聚的經(jīng)濟(jì)盡管國內(nèi)外眾多學(xué)者研究了產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效應(yīng)也體現(xiàn)在產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系中。在的關(guān)系，但研究我國金融集聚與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的論文國外，研究產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系真正始于新經(jīng)

偏少，目前僅有錢水土和金嬌Ｈ…、丁藝等¨“、蘇李濟(jì)地理學(xué)派重要人物克魯格曼（Ｋｒｕ舯ａｎ），其在

等¨２｜、陳文鋒和平瑛¨”等文獻(xiàn)，且研究金融集聚對１９９９年通過構(gòu)建模型間接地建立了產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)我國不同地區(qū)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)增長差異效應(yīng)的論文更少。增長的關(guān)系¨１，此后許多學(xué)者在他的基礎(chǔ)上運(yùn)用內(nèi)生基于此，檢驗(yàn)金融集聚與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系以及二者經(jīng)濟(jì)增長理論論證了產(chǎn)業(yè)集聚能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。Ｄｅｋ—

關(guān)系的區(qū)域差異是否存在顯得尤為必要，本文利用區(qū)

作者簡介：潘輝（１９８５一），男，安徽郎溪人，重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院博士研究生；冉光和（１９５５一），男，重慶市潼南

縣人，重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，主要研究領(lǐng)域?yàn)榻鹑趯W(xué)、財(cái)政學(xué)和農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)；張冰（１９８６一），重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院博士研究生；李軍（１９７７一），西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士生。

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基金項(xiàng)目：國家社會科學(xué)基金重大項(xiàng)目（１１＆ｚＤｌ４１）的階段研究成果

１０２

位熵方法計(jì)算了我國３１個省市區(qū)的金融集聚指數(shù)，并將其作為內(nèi)生變量構(gòu)建了新的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，將我國地區(qū)劃分為東部、中部和西部三大區(qū)域，并運(yùn)用我國省級面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了全國整體層面及各個地區(qū)層面金融集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，進(jìn)而對不同地區(qū)金融集聚的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)做了比較分析。本文下面的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長及金融集聚現(xiàn)狀分析；第三部分是模型的設(shè)定、數(shù)據(jù)來源及研究方法；第四部分是實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析；第五部分是研究結(jié)論及政策含義。

二、我國區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長和金融集聚現(xiàn)狀分析

６０ＯＯ０

改革開放使中國經(jīng)濟(jì)逐步騰飛，成功加入ＷＴＯ更使其融入全球經(jīng)濟(jì)。伴隨中國經(jīng)濟(jì)３０多年的持續(xù)高速增長，全國居民之間、區(qū)域之間、城鄉(xiāng)之間以及行業(yè)之間的收入差距呈現(xiàn)逐步擴(kuò)大之勢。以２０１１年為例，全國人均ＧＤＰ高于３萬元的１８個省份中有１１個位于我國東部地區(qū)，人均ＧＤＰ最高的是天津，達(dá)到８３４４９元；而人均ＧＤＰ低于３萬元的１３個省份全部屬于中西部地區(qū)，人均ＧＤＰ最低的省份為貴州，僅為１６４３７元。為直觀地反映我國東中西部區(qū)域之間的差距①，本文繪制了我國加入ＷＴＯ后２００２～２０１１年各區(qū)域的人均ＧＤＰ變化圖，如下圖ｌ所示。

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圖１２００２～２０１１年東中西三大區(qū)域人均ＧＤＰ變化圖

注：本圖單位為（元／人）。

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圖２２００２—２０１１年我國三大區(qū)域金融集聚指數(shù)趨勢變化圖

域的人均ＧＤＰ都在不斷增長，但是東部地區(qū)的增長幅度明顯高于中西部地區(qū)，且其差距正逐漸拉大。

與我國三大區(qū)域人均ＧＤＰ發(fā)展水平存在明顯差異類似，三大區(qū)域的金融集聚水平也存在差異�！敖鹑诩邸笔侵敢粐慕鹑诒O(jiān)管部門、金融中介機(jī)構(gòu)、跨國金融企業(yè)、國內(nèi)金融企業(yè)等具有總部功能的機(jī)構(gòu)

由圖１可以看出，在２００２～２０１１年間我國東中西部區(qū)域的人均ＧＤＰ變化相差較大，東部地區(qū)人均ＧＤＰ始終位于最高水平，中部和西部地區(qū)次之。以２０１１年為例，東中西部地區(qū)的人均ＧＤＰ分別為５２９４９、３０１１９和２７６７６元，東部地區(qū)人均ＧＤＰ遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中西部地區(qū)。從區(qū)域發(fā)展趨勢來看，盡管三大區(qū)

①本文所指的東部地區(qū)包括北京、天津、上海、浙江、江蘇、福建、廣東、遼寧、山東、河北、海南１１個省市；中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南８個省份；西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、四川、重慶、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏１２個省份；下同。

１０３

在地域上向特定區(qū)域集中，并與其他國際性（跨國）機(jī)構(gòu)、跨國公司、國內(nèi)大型企業(yè)總部之間存在密切聯(lián)系的特殊產(chǎn)業(yè)空間結(jié)構(gòu)（梁穎等，２００６）¨引。本文借鑒測定產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)位熵方法來測定我國三大區(qū)域的金融集聚水平，金融集聚指數(shù)區(qū)位熵（ＬＱ）是指在一個特定區(qū)域中金融產(chǎn)業(yè)占有份額與整個經(jīng)濟(jì)中金融占有份額的相比值，如果該特定區(qū)域比值系數(shù)越大，則該區(qū)域的金融集聚程度就越高。金融集聚指數(shù)區(qū)位熵計(jì)算公式如下：

￡Ｑ＝（Ｅｉ／Ｅ，）／（Ｅ訪／Ｅ＾）

（１）

其中，Ｅ。代表區(qū)域，內(nèi)金融ｉ的就業(yè)人數(shù)，Ｅｉ代表區(qū)域＿『內(nèi)的總就業(yè)人數(shù)，甌代表國家或省份＾內(nèi)金融

的總就業(yè)人數(shù)，Ｂ代表國家或省份＾內(nèi)的總就業(yè)人數(shù)。一般認(rèn)為當(dāng)金融集聚ＬＱ大于１時，該區(qū)域中金融的作用就比較重要。據(jù)此，本文計(jì)算并繪制了２００２～２０１】年我國三大區(qū)域金融集聚指數(shù)ＬＱ變化趨勢圖，如下圖２所示。

由圖２可見，我國三大區(qū)域金融集聚程度的差異非常明顯。在２００２～２０１１年間，東部地區(qū)的金融集聚指數(shù)在１．０至１．５之間波動，而中部地區(qū)和西部地區(qū)的指數(shù)則在１．０以下波動，且西部地區(qū)一直處于最低水平。從曲線的發(fā)展趨勢來看，東中西地區(qū)的金融集聚指數(shù)都呈現(xiàn)了先上升后下降趨勢，但東部地區(qū)在２００５年以后的波動處于平穩(wěn)發(fā)展?fàn)顟B(tài)，而中部和西部地區(qū)出現(xiàn)略微下降的運(yùn)動趨勢。

對照圖１和圖２可看出，金融集聚程度高的區(qū)域，其區(qū)域經(jīng)濟(jì)水平也相對較高，反之亦然。這顯示出金融集聚水平與區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在較高的相關(guān)性，但是通過這種趨勢觀察還不能嚴(yán)格地證實(shí)金融集聚程度與區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。為了弄清區(qū)域金融集聚水平與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系與差異，本文下面將構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型來驗(yàn)證上述分析結(jié)果，進(jìn)而支持本文的觀點(diǎn)。

三、模型設(shè)定、數(shù)據(jù)來源與研究方法（一）模型設(shè)定

為了分析金融集聚水平與區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文首先通過借鑒傳統(tǒng)的Ｃ—Ｄ總生產(chǎn)函數(shù)，設(shè)定區(qū)域生產(chǎn)函數(shù)為：

匕＝Ａ。Ｌ：鼻《，且ａ＋盧＝１

（２）

其中，Ｌ表示各地區(qū)的生產(chǎn)總值，Ａ。。表示技術(shù)進(jìn)步，屯表示各地區(qū)勞動投入，瓦表示各地區(qū)資本投入，ａ和口分別表示各地區(qū)勞動和資本的產(chǎn)出彈性。進(jìn)而為準(zhǔn)確地反映出金融集聚對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長的

１０４

影響，我們在（２）式中加入?yún)^(qū)域?qū)ν忾_放程度變量和金融集聚程度變量，得到：

匕＝Ａ￡：磋ｏｐｅｎ：Ａｇｇｒｅｇｏｆｅ：

（３）

該式即為基于嵌入金融集聚這一內(nèi)生變量的新內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型。上式中Ｄｐｅｎ。和Ａｇｇｒｅｇ口￡ｅ。分別表示各地區(qū)的對外開放程度和金融集聚水平，Ａ、口分別表示它們的產(chǎn)出彈性。為進(jìn)一步分離出金融集聚變量對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響，通過對公式（３）兩邊取對數(shù)，變形整理可得：

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口

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ｄｌｎＬ。

＋盧ｌｎＫ。

＋

Ａｌｎ０１ｐｅｎｎ

＋

叭ｎＡｇｇｒ曙Ⅱｆｅｎ

（４）

其中，匕、ｋ、玩、０ｐｅｎ。Ａｇｇｒｅｇｎ￡ｅ。分別表示

各個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長、勞動投入、資本投入、對外開放程度和金融集聚程度變量，式子中其它的字母分別表示常數(shù)項(xiàng)和變量的系數(shù)。此外，由于本文研究所涉及的相關(guān)變量均采用替代指標(biāo)，而且對外開放程度和金融集聚變量的替代指標(biāo)為比值形式，故在確定面板數(shù)據(jù)計(jì)量回歸模型時，僅對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長、勞動投入和資本投入三個變量的替代指標(biāo)進(jìn)行對數(shù)處理。最終本文采用的半對數(shù)面板計(jì)量模型設(shè)定如下：

ｌｎＰｇｄｐ。＝ｏ＋ａｌｎＥｄ“。＋盧ｌｎ死。＋Ａ０ｐ．。＋甜ｇ。＋

占。

（５）

其中，Ｐｇ咖。、Ｅｄｕ。、死。、唧。、Ａ懿分別表示經(jīng)

濟(jì)增長、勞動投入、資本投入、對外開放和金融集聚各變量的替代指標(biāo)。下標(biāo)ｉ是全國３１個省市自治區(qū)的標(biāo)識（ｉ＝１，２，…３１），下標(biāo)￡是各年份（￡＝２００２，２００３，…２０１１）的標(biāo)識。ａ、口、Ａ、ｐ分別是勞動投入、資本投入、對外開放和金融集聚各變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響系數(shù)�？诤兔謩e表示截距項(xiàng)和隨機(jī)擾動項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源及變量說明

與本研究相關(guān)的變量主要包括實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長（¨。）、勞動投入（￡。）、資本投入（Ｋ。）、對外開放程度（Ｄｐｅｎ。）和金融集聚程度（Ａｇｇｒｅｇ叭ｅ。）五個變量。

由于反映地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)很多，且考慮到人均地區(qū)生產(chǎn)總值具有反映各地區(qū)的人均實(shí)際產(chǎn)出的情況，本文將選取地區(qū)人均生產(chǎn)總值作為衡量地區(qū)

實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，用Ｐｇｄｐ。表示。對于勞動投入變量，一般是以各地區(qū)就業(yè)人口數(shù)衡量，但本文為避免勞動投入與資本投入產(chǎn)生共線性問題，將選用勞動力質(zhì)量指標(biāo)替代數(shù)量指標(biāo)，以各地區(qū)人力資本水平作為勞動投入的代理變量。而當(dāng)前國內(nèi)外多數(shù)學(xué)者常采

用受教育年限衡量人力資本水平，故本文將采用各地區(qū)就業(yè)人員人均受教育年限來衡量勞動投入，用

減，各項(xiàng)數(shù)據(jù)主要來源于２００３～２０１２年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒、歷年的《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（三）研究方法

常用的面板數(shù)據(jù)實(shí)證模型有混合最小二乘法回歸（ＯＬｓ）、固定效應(yīng)（ＦＥ）和隨機(jī)效應(yīng)（ＲＥ）三種形式，在進(jìn)行實(shí)證時需根據(jù)樣本數(shù)據(jù)具體情況進(jìn)行選擇，其選擇過程如下：①以Ｆ統(tǒng)計(jì)量比較混合回歸模型與固定效應(yīng)模型，其原假設(shè)為不存在個體固定效應(yīng)；②以布羅施和帕甘（Ｂｒｅｕｓｃｈ＆Ｐａｎｇａｌｌ）的拉格朗日乘數(shù)（ＬＭ）檢驗(yàn)比較混合回歸模型與隨機(jī)效應(yīng)模

尉ｕ。表示。考慮到１５至６４歲這一階段從業(yè)人員數(shù)

據(jù)能有效反映出社會人口教育水平的大部分特征，本文將用各地區(qū)這一階段人口受教育年數(shù)總和除以這一階段從業(yè)人口數(shù)來計(jì)算地區(qū)人均受教育年限，其中人口受教育年數(shù)總和＝６×小學(xué)文化人數(shù)＋９×初中文化人數(shù)＋１２×高中文化人數(shù)＋１６×大專以上人數(shù)。

對于資本投入變量，本文選擇各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資來替代資本投人，該指標(biāo)用死。表示。對于對外開放程度變量，本文借鑒蘭宜生¨“、康繼軍等¨６文獻(xiàn)所采用的指標(biāo)，以地區(qū)商品出口值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量地區(qū)的對外開放程度，該指標(biāo)用Ｄｐ。表示；且在計(jì)算各地區(qū)商品出口數(shù)據(jù)時將用人民幣兌換美元的年平均中間價格進(jìn)行相應(yīng)折算處理。對于金融集聚變量，本文以金融集聚區(qū)位熵來反映各地區(qū)的金融集聚程度，該指標(biāo)用Ａ亂表示，具體公式詳見本文第二部分；其中由于２００６年我國各地區(qū)按三次產(chǎn)業(yè)劃分的就業(yè)人口數(shù)據(jù)缺失，本文以２００５年和２００７年各地區(qū)就業(yè)人口均值代替。另外為充分反映我國加入世界貿(mào)易組織后金融、對外貿(mào)易、區(qū)域經(jīng)濟(jì)等發(fā)展產(chǎn)生的諸多變化，本文特將各變量的樣本數(shù)據(jù)選擇區(qū)間設(shè)定為２００２～２０１１年，且為消除價格因素的影響，對所有涉及價格度量的變量均進(jìn)行了指數(shù)平

表１

變量

ＬｎｐｇｄｐＬｎｅｄｕ

ＬｎＴｚＯｐＡｇ

型，其原假設(shè)為不存在個體隨機(jī)效應(yīng)；③以豪斯曼

（Ｈａｕｓｍａｎ）檢驗(yàn)比較固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，其原假設(shè)為隨機(jī)效應(yīng)成立。如果①和②中的檢驗(yàn)均不顯著，則應(yīng)該選用混合最小二乘回歸模型；如果①和②中的檢驗(yàn)至少有１個出現(xiàn)顯著情況，則需進(jìn)行檢驗(yàn)③。在檢驗(yàn)③中，如果檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，則選用固定效應(yīng)模型，否則接受隨機(jī)效應(yīng)模型。本文利用Ｓｔａｔａｌｌ．０計(jì)量軟件進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，并按照上述檢驗(yàn)方法選擇模型。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析（一）主要變量的數(shù)據(jù)特征

本文對全國３１個地區(qū)的各變量進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)性描述，具體結(jié)果見下表ｌ：

基于全國３１個地區(qū)的各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

均值

９．６０４５

２．３３３３０．５１０７０．１８１７１．２１９６

樣本數(shù)量

３１０

３１０３１０３１０３１０

標(biāo)準(zhǔn)差

０．６４３９

０．１４０２０．１４４３０．２２０５０．７１７９

最小值

８．０５６１１．６１９９

最大值

１１．２７７ｌ

２．５９４２０．８９３５

０．２６３２

０．０１４８０．４１８６

０．９８８６

４．０３５９

（二）金融集聚與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證結(jié)果及區(qū)域差異分析

在實(shí)證檢驗(yàn)中為反映出全國地區(qū)、東部地區(qū)、中部地區(qū)和西部地區(qū)的金融集聚對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長的影響程度，本文故將東部、中部和西部三大區(qū)域各省市的人均ＧＤＰ分別作為（５）式中的因變量，以各大區(qū)域各省市的勞動投入、資本投入、對外開放程度和金融集聚程度作為自變量進(jìn)行回歸，三大區(qū)域面板數(shù)據(jù)的估計(jì)方法與進(jìn)行全國整體地區(qū)估計(jì)方法一致。

通過對全國整體、東部、中部和西部的四個面板數(shù)據(jù)的實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：四個面板數(shù)據(jù)的回歸方程都接受固定效應(yīng)模型，但它們的殘差都存在異方差性和序

列自相關(guān)性（檢驗(yàn)結(jié)果略）。對此，為了消除面板估計(jì)模型存在的殘差異方差性和序列自相關(guān)性，本文采用可行的廣義最小二乘法（ＦＧＬＳ）對全國整體及三大區(qū)域方程進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。這一方法能得到有效的估計(jì)結(jié)果，具體結(jié)果見下表２。

從表２方程１中的解釋變量系數(shù)的估計(jì)值可以看出：第一，人力教育投入水平對我國整體實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)，且系數(shù)估計(jì)值通過了ｌ％的顯著性檢驗(yàn)，這表明了人力資本投入是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長的重要變量；第二，資本投入也對我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長起著正向作用，且通過了１％的顯著性檢驗(yàn)，這表明投資仍然對我國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要影響；第三，對外開放

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程度也是我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的重要原因之一，其通過了１％的顯著性檢驗(yàn)，這表明我國在加入世界貿(mào)易組織之后對外開放的程度明顯能影響我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展；第四，金融集聚程度同樣顯著正向地促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增

長，其對我國經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度達(dá)到０．２１０２，且通過了ｌ％的顯著性檢驗(yàn)，這也說明了金融集聚能對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)揮重要金融支持的功能。

表２面板數(shù)據(jù)的ＦＧＬＳ回歸分析結(jié)果

自變量常數(shù)項(xiàng)

方程１

５．２２５１“＋３８．０１

Ｌｎｅｄｕ

方程２方程３方程４

８．１４０５…

２４．３４

４．２３８３…

１６．００

５．３４７ｌ…

４２．４９

１．２９１６…

１８．１０１．５８８５“＋３４．０５

１．１０９５—１０．６９

１．７３７９…

１５．１５

１．０３４４…

１９．７８

ＩＪＩｌＴｚ

２．０３０７…

３２．８ｌ

１．５３３７…

３４．４９

２．３７９９…

３８．８８０．７８１９＋

１．６６

０ｐ

１．５９３８…

１８．７９

１．０１２２…

２１．９９

２．０２０５…

１７．６７

Ａｇ

０．２１０２…

１３．７５３１０

Ｏ．２７７６…

１６．３１１１０

０．１９６７…

２２．７４

０．１１９１…

２．６９１２０

ｏｂｓ８０

參數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)

Ｗａｌｄｃｈｉ２（４）＝４１３７．６１Ｗａｌｄｃｈｉ２（４）＝１２０９３．２Ｗａｌｄｃｈｉ２（４）＝４７５５．３５Ｗａｌｄｃｈｉ２（４）＝２９０７．１

Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２＝０．００００Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２＝０．００００

Ｐｒｏｂ＞ｃｈｉ２＝０．００００

Ｐｍｂ＞ｃｈｉ２＝Ｏ．００００

注：方程１為全國數(shù)據(jù)；方程２為東部地區(qū)數(shù)據(jù)；方程３為中部地區(qū)數(shù)據(jù)；方程４為西部地區(qū)數(shù)據(jù)。系

數(shù)值下方的數(shù)值為系數(shù)的ｚ檢驗(yàn)值，…表示變量通過了１％顯著水平的檢驗(yàn)，”表示變量通過了５％顯著水平

的檢驗(yàn)，‘表示變量通過了１０％顯著水平的檢驗(yàn)。

此外，東部、中部和西部三大區(qū)域數(shù)據(jù)的估計(jì)系數(shù)值也分別在表２方程２、方程３和方程４中列出，通過對三個方程回歸的相關(guān)檢驗(yàn)，也可以得出這三個回歸估計(jì)結(jié)果與方程１的結(jié)果一樣都是顯著的。對于東部和西部地區(qū)而言，資本投入對其區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)的正效應(yīng)更加明顯，其系數(shù)分別達(dá)到了２．０３０７和２．３７９９，這顯示出東部地區(qū)投資拉動實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效應(yīng)十分強(qiáng)勁，而西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施等較為落后，一旦對該區(qū)域進(jìn)行資本投入則會明顯地促進(jìn)其區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展；對于中部地區(qū)而言，對外開放程度的效應(yīng)大于其他解釋變量，這表明作為我國區(qū)域的中間地帶，開放的區(qū)域更能帶動?xùn)|西區(qū)域的商品流通，進(jìn)而能促進(jìn)本區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

通過比較東部、中部和西部地區(qū)金融集聚對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的系數(shù)，本文發(fā)現(xiàn)三大區(qū)域金融集聚對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長都呈現(xiàn)正效應(yīng)，且都通過１％的顯著性檢驗(yàn)。但不同區(qū)域的估計(jì)系數(shù)具有明顯差異：東部地區(qū)為０．２７７６，中部地區(qū)為０．１９６７，西部地區(qū)為０．１１９１，這表明金融集聚促進(jìn)東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)是最大的，中部次之，西部地區(qū)最低。結(jié)合三大區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)

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濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀，這也顯示出金融集聚程度的差異能導(dǎo)致不同地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長程度的差異，金融集聚程度越高的地區(qū)，其對地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的作用更大。

五、研究結(jié)論與政策含義（一）研究結(jié)論

本文首先運(yùn)用計(jì)算產(chǎn)業(yè)集聚度的區(qū)位熵方法測度了我國３１個�。ㄊ校┑慕鹑诩壑笖�(shù)，并用２００２—２０１１年各省級面板數(shù)據(jù)研究了金融集聚對我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的作用，也進(jìn)一步比較了我國東部、中部和西部地區(qū)金融集聚對各區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)的差異程度。通過以上的分析可得出以下結(jié)論：第一，金融集聚對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長有明顯的促進(jìn)作用，不同地區(qū)的金融集聚程度能導(dǎo)致區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)差距。從各省份來看，越是金融集聚度高的地區(qū)，其實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展越好，反之亦然。從區(qū)域來看，金融集聚水平較高的東部地區(qū)，金融集聚促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)較大，而中部和西部地區(qū)的金融集聚對實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用較弱。這暗示出金融集聚是伴隨實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展而變化的，金融集聚的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)越能得到顯現(xiàn)。第二，金融集聚系數(shù)與人力資本教育投

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