紀(jì)玉俊，周素娟

(中國(guó)海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100)

金融產(chǎn)業(yè)集聚、市場(chǎng)化進(jìn)程與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

紀(jì)玉俊，周素娟

(中國(guó)海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100)

作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要產(chǎn)業(yè)，金融產(chǎn)業(yè)集聚可以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而這一增長(zhǎng)效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)與地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程有關(guān)。實(shí)證檢驗(yàn)我國(guó)1992年—2011年各省市金融產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)效應(yīng)；通過(guò)加入市場(chǎng)化進(jìn)程構(gòu)建門檻回歸模型進(jìn)行分析得出，市場(chǎng)化進(jìn)程影響金融產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)發(fā)揮程度，較高的市場(chǎng)化水平可以更好的促進(jìn)金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的發(fā)揮。

市場(chǎng)化進(jìn)程；金融產(chǎn)業(yè)集聚；地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一、引言

產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要作用已經(jīng)得到越來(lái)越多學(xué)者的理論和實(shí)證方面的證實(shí)(Martin和Ottavinno，1999；Fujita和Thisse，2003；Crozet和Koenig，2007；張艷等，2007；潘文卿等，2012)[1-5]。作為其中的一個(gè)重要組成部分，金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究在近些年開始受到重視。劉軍等(2007)、林江鵬等(2008)、張曉燕(2012)、孫維峰等(2012)、劉紅(2008)、丁藝等(2010)、曾獻(xiàn)東等(2011)、潘輝等(2013)分別從不同的角度、采用不同的實(shí)證方法探討了金融產(chǎn)業(yè)集聚所具有的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)[6-13]。

就目前的文獻(xiàn)而言，雖然金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用得到眾多學(xué)者的一致肯定，但是就其作用于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具體路徑來(lái)說(shuō)，還仍有待深入研究。具體來(lái)說(shuō)，兩者之間的作用關(guān)系還會(huì)受到其它相關(guān)因素的影響，而影響因素的差異性會(huì)使得兩者之間的作用關(guān)系發(fā)生變化?？紤]到我國(guó)區(qū)域間較大的差異性以及轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)，市場(chǎng)化進(jìn)程的不同是其中要著重考慮的因素。

市場(chǎng)化會(huì)通過(guò)各種途徑促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)此已有較為深入的研究(陳宗勝等，1999；Havrylyshyn和VanRooden，2000；范莉莉，2008；劉寶清，2010；李秀娥，2013；周興等，2014)[14-19]。正如丁志帆(2014)所認(rèn)為的，市場(chǎng)化進(jìn)程所釋放的制度紅利，不僅激活了微觀主體的經(jīng)濟(jì)活力，更有效地實(shí)現(xiàn)了宏觀經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行[20]。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者從多個(gè)角度研究了市場(chǎng)化進(jìn)程中的金融產(chǎn)業(yè)，肯定了金融產(chǎn)業(yè)在市場(chǎng)化進(jìn)程中對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。李潔(2011)通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在其他條件相同的情況下，市場(chǎng)化程度越高地區(qū)的公司，其自由現(xiàn)金流的過(guò)度投資水平會(huì)越低[21]。進(jìn)一步的，康繼軍等(2014)通過(guò)實(shí)證研究認(rèn)為，中國(guó)各地區(qū)金融市場(chǎng)化改革對(duì)投資增長(zhǎng)的影響存在空間效應(yīng)，為了更好拉動(dòng)中國(guó)的投資增長(zhǎng)，應(yīng)從金融市場(chǎng)化進(jìn)程的整體出發(fā)，綜合考察并制定相關(guān)政策措施[22]。馬穎等(2011)從制度變遷的視角出發(fā)，把改革開放以來(lái)中國(guó)的金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用放在經(jīng)濟(jì)體制改革背景下進(jìn)行探討，說(shuō)明了經(jīng)濟(jì)體制改革通過(guò)打破傳統(tǒng)的財(cái)政兼金融的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，使分權(quán)化體制下的金融資源得以釋放的同時(shí)，形成了市場(chǎng)導(dǎo)向的金融體制，進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程[23]。李正輝等(2012)從金融集聚驅(qū)動(dòng)機(jī)制角度出發(fā)，實(shí)證研究表明，信息不對(duì)稱、規(guī)模經(jīng)濟(jì)和政府政策對(duì)金融集聚都具有顯著性影響，其中信息自由流動(dòng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)對(duì)金融集聚影響效應(yīng)遠(yuǎn)高于政府政策效應(yīng)，間接表明我國(guó)金融集聚程度提高需要依靠市場(chǎng)力量來(lái)驅(qū)動(dòng)[24]。目前關(guān)于金融產(chǎn)業(yè)在市場(chǎng)化進(jìn)程中的研究主要集中在金融市場(chǎng)化(許文彬，2010)[25]、貨幣政策、利率改革(中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與宏觀穩(wěn)定課題組，2007)[26]等方面，對(duì)于金融產(chǎn)業(yè)集聚方面的研究還鮮有涉及。

就實(shí)際情況而言，由于地理?xiàng)l件、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、資源稟賦等因素的差異，我國(guó)各地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程并不完全同步，與此相對(duì)應(yīng)，金融產(chǎn)業(yè)的集聚水平及其增長(zhǎng)效應(yīng)也會(huì)存在差異。如果不考慮市場(chǎng)化進(jìn)程這一因素，很難較好地衡量?jī)烧咧g的影響作用?；诖?，與以往單純研究金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系不同，本文通過(guò)Hansen(1999)提出的門檻回歸模型[27]，把市場(chǎng)化進(jìn)程作為門檻變量，也就是檢驗(yàn)在不同的市場(chǎng)化水平下金融產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。

二、研究方法與模型構(gòu)建

鑒于傳統(tǒng)的線性回歸模型不能很好地分析市場(chǎng)化進(jìn)程背景下金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的階段性，本文采用門檻回歸模型，分階段探討不同的市場(chǎng)化水平下金融產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)。門檻回歸模型是研究非線性關(guān)系的一類重要模型，以單一門檻效應(yīng)為例，其基本表達(dá)形式為：

yit=β1xitI(qit≤γ)+β2xitI(qit>γ)+eit+μi

(1)

上式中， (1≤i≤n,1≤t≤T)，yit為被解釋變量；xit為解釋變量；I(·)為指示函數(shù)，當(dāng)wit≤γ時(shí)，I(γ)=1， 反之，I(γ)=0。β1,2為系數(shù)向量；eit為誤差項(xiàng)；qit為門檻變量；γ為門檻值；μi為個(gè)體效應(yīng)。

以上門檻模型分析方法主要針對(duì)單一門檻而言，多門檻模型相關(guān)檢驗(yàn)方法與之類似，此處不再詳述。

基于以上的分析，可以將門檻模型設(shè)定為：

RGit=F(Qit,Kit,Zit,GTit,XFit) =θ1Kit+θ2GTit+θ3XFit+βiQitI(Zit,γ)+eit

(2)

其中，(i=1,2,…,31；t=1992,1993,…,2011)

θ1，θ2，θ3分別表示各控制變量對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度。

式(9)中，門檻變量(Zit)為市場(chǎng)化進(jìn)程指標(biāo)?？紤]到數(shù)據(jù)的完整性和可得性以及本文研究的實(shí)際需要，本文采用地區(qū)政府干預(yù)度來(lái)衡量地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程，即地區(qū)政府干預(yù)度越高，地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程越低，反之亦然。政府干預(yù)度(Zit)，采用嚴(yán)冀等(2005)學(xué)者普遍使用的政府財(cái)政支出占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來(lái)衡量[28]。βi為金融產(chǎn)業(yè)集聚水平在市場(chǎng)化進(jìn)程下對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響系數(shù)，I(Zit,γ)為指示函數(shù)，γ表示門檻值。被解釋變量(RGit)為各省份人均GDP，解釋變量(Qit)為金融產(chǎn)業(yè)的區(qū)位商，控制變量分別用各省份的人均固定資產(chǎn)投資(GTit)、科技創(chuàng)新水平(Kit)以及人均消費(fèi)水平(XFit)來(lái)表示。

本文選擇的數(shù)據(jù)時(shí)間段為1992年—2011年。從1992年開始，我國(guó)的市場(chǎng)化改革進(jìn)入了快速推進(jìn)時(shí)期，由此可以較好的反映出隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)以及我國(guó)金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的變化。相關(guān)數(shù)據(jù)全部來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)財(cái)政年鑒》以及各省歷年統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

三、門檻回歸模型的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

(一)不考慮市場(chǎng)化進(jìn)程時(shí)金融產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)

為了更好地分析市場(chǎng)化進(jìn)程中金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，首先使用面板數(shù)據(jù)單獨(dú)分析金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。為了體現(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性以及方便本文進(jìn)行對(duì)比研究，除了金融業(yè)區(qū)位商作為解釋變量外，依然采用科技創(chuàng)新能力(Kit)固定資產(chǎn)投資(GTit)和人均消費(fèi)水平(XFit)作為控制變量。

首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)檢驗(yàn)，F(xiàn)檢驗(yàn)結(jié)果表明固定效應(yīng)非常顯著，拒絕混合效應(yīng)的原假設(shè)；通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)得出，樣本數(shù)據(jù)回歸模型拒絕存在隨機(jī)效應(yīng)，所以這一部分的面板數(shù)據(jù)選擇固定效應(yīng)模型，計(jì)量結(jié)果如表1所示。

由表1可以看出，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的固定效應(yīng)檢驗(yàn)具有98%的擬合優(yōu)度，且參數(shù)聯(lián)合檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量和相應(yīng)的P值分別為7 447.69和0.000 0，說(shuō)明參數(shù)整體上相當(dāng)顯著，接受固定效應(yīng)檢驗(yàn)的假設(shè)。

表1 金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的固定效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

變量估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)差T值P值Qit0.0843974▲0.02310873.650.000Kit0.0194126▲0.00502923.860.000CTit0.0000599▲1.94×10-630.880.000XFit0.0001981▲5.29×10-637.440.000C-0.1247410▲0.0271468-4.600.000R2=0.9771 F(4585)=7447.69 P=0.0000

注：“▲”表示1%的顯著性水平。

固定效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，在保持其它條件不變的前提下，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著為正，同時(shí)，科技創(chuàng)新水平、固定資產(chǎn)投資和消費(fèi)水平對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都具有正相關(guān)促進(jìn)作用，且均在99%的顯著性水平上通過(guò)假設(shè)檢驗(yàn)，這與傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)研究結(jié)論相一致。進(jìn)一步的，通過(guò)對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用系數(shù)要顯著大于科技創(chuàng)新水平、固定資產(chǎn)投資以及消費(fèi)水平對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用系數(shù)，金融產(chǎn)業(yè)集聚度每提高一個(gè)單位，區(qū)域人均GDP就會(huì)增加0.084個(gè)單位，說(shuō)明我國(guó)金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)，相較其它因素而言占有較大的比重。

總的來(lái)說(shuō)，固定效應(yīng)的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果顯示了金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)的發(fā)揮程度。我國(guó)自進(jìn)行市場(chǎng)化改革以來(lái)，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用得到眾多學(xué)者的研究與證實(shí)，并且也作用于影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的其它因素效應(yīng)的發(fā)揮。20世紀(jì)90年代，金融改革在市場(chǎng)化進(jìn)程中展開，金融產(chǎn)業(yè)集聚也會(huì)受到市場(chǎng)化改革的影響，相應(yīng)的，也會(huì)對(duì)其促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的發(fā)揮產(chǎn)生重要作用，因此，下文通過(guò)考慮市場(chǎng)化進(jìn)程的影響，對(duì)金融產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行門檻回歸檢驗(yàn)。

(二) 門檻值的估計(jì)

圖1 門檻值的識(shí)別

通過(guò)以上分析，可以把金融產(chǎn)業(yè)集聚在市場(chǎng)化進(jìn)程中區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的門檻模型寫成如下形式：

RGit=θ1Kit+θ2GTit+θ3XFit+β1QitI(Zit≤0.2028)+β2QitI(Zit>0.2028)+eit

(3)

其中，(i=1,2,…,31;t=1992,1993,…,2011)。

(三)門檻模型檢驗(yàn)結(jié)果

金融產(chǎn)業(yè)集聚在市場(chǎng)化進(jìn)程中對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的門檻回歸檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 門檻模型檢驗(yàn)結(jié)果

參數(shù)估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)差P值θ10.0156△0.00620.0125θ20.0001▲0.00000.0000θ30.0002▲0.00000.0000β1(Zit≤0.2028)0.1006▲0.02170.0000β2(Zit>0.2028)-0.04650.02860.1048

注：P值和臨界值都是采用Bootstrap抽樣1 000次的結(jié)果；“△”、“▲”分別表示5%和1%的顯著性水平。

1.門檻模型檢驗(yàn)結(jié)果分析

門檻模型檢驗(yàn)結(jié)果顯示，科技創(chuàng)新水平、固定資產(chǎn)投資以及消費(fèi)都對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向的促進(jìn)作用，并且都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這與表1得出的檢驗(yàn)結(jié)論相一致。

進(jìn)一步地觀察表2可以得出：

當(dāng)市場(chǎng)化進(jìn)程較高，也就是政府干預(yù)度小于0.202 8時(shí)，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用在99%的顯著性水平上通過(guò)了假設(shè)檢驗(yàn)，并且在這一區(qū)間的作用系數(shù)(0.100 6)顯著大于表2中金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用系數(shù)(0.084 4)，這一現(xiàn)象說(shuō)明，在市場(chǎng)化進(jìn)程較高時(shí)，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用有提高的趨勢(shì)，間接表明金融產(chǎn)業(yè)市場(chǎng)化進(jìn)程的加快可以更好地發(fā)揮金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用程度。

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因素是多方面的，但歸納經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的源泉不外乎來(lái)自要素投入和全要素生產(chǎn)率兩大方面的貢獻(xiàn)(琚麗娟等，2013)[29]；市場(chǎng)化進(jìn)程逐步放開生產(chǎn)要素，包括物質(zhì)資本和人力資本要素的自由流動(dòng)，為存量資本的更有效配置提供了可能，提高了存量資本的生產(chǎn)效率(黃怡勝，2011)[30]。對(duì)比表1和表2可以得出，市場(chǎng)化進(jìn)程的加快顯著提高了金融產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)。隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的加快，一方面，金融資源所具有的流動(dòng)性更加靈活，金融資源流向獲利豐富且資本管制較低的領(lǐng)域和地區(qū)傾向明顯，在形成金融產(chǎn)業(yè)集聚的同時(shí)，可以吸引更多的生產(chǎn)要素集聚，使得相關(guān)產(chǎn)業(yè)和地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度較快；另一方面，由于市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)更加激烈，投資者會(huì)更加謹(jǐn)慎地選擇目標(biāo)企業(yè)和投資項(xiàng)目，金融資源會(huì)更加集中投入到具有良好發(fā)展前景的地區(qū)企業(yè)和行業(yè)，相關(guān)企業(yè)和行業(yè)的融資約束減輕，企業(yè)或行業(yè)之間優(yōu)勝劣汰，進(jìn)一步達(dá)到優(yōu)化資源配置的目的，同時(shí)有利于金融資源使用效率的提高；此外，市場(chǎng)化進(jìn)程發(fā)展較快的地區(qū)，金融產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)明顯，金融市場(chǎng)發(fā)展較為完善，金融中介等金融服務(wù)機(jī)構(gòu)的信息收集、風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)以及監(jiān)督機(jī)制相對(duì)成熟，從而可以很大程度上避免金融資源流向的逆向選擇和企業(yè)的道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題，降低企業(yè)融資交易成本，促使金融產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效能的最大化發(fā)揮。

當(dāng)政府干預(yù)度大于0.202 8時(shí)，區(qū)域市場(chǎng)化程度較低，金融產(chǎn)業(yè)在區(qū)域市場(chǎng)化程度較低的區(qū)間處于發(fā)展的初期階段，這一區(qū)間的金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展需要其它相關(guān)產(chǎn)業(yè)或政府部門的扶植，金融產(chǎn)業(yè)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)缺乏顯著的促進(jìn)作用，并且處在區(qū)域市場(chǎng)化程度較低區(qū)間的相關(guān)省份或許也沒(méi)有形成金融產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象。陳邦強(qiáng)等(2007)通過(guò)構(gòu)建金融市場(chǎng)化指數(shù)，實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)中國(guó)金融市場(chǎng)化在短期內(nèi)未能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則促進(jìn)了金融中介市場(chǎng)化和政府改革[31]。通過(guò)表1可以看出，當(dāng)區(qū)域市場(chǎng)化程度較低時(shí)，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用系數(shù)為負(fù)值，這與Loayza和Ranciere(2002)研究結(jié)論相一致，即金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系在長(zhǎng)期來(lái)看是正相關(guān)的，從短期來(lái)看則是負(fù)相關(guān)[32]；雖然觀察值可以看出這一區(qū)間系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但是也存在著這樣一種可能性，那就是，綜合考慮各方面的因素，當(dāng)市場(chǎng)化進(jìn)程較低時(shí)，處于發(fā)展初期階段的金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有負(fù)向影響。

2.進(jìn)一步的探討

一般情況下，處于市場(chǎng)化進(jìn)程緩慢的地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度也相對(duì)較低，金融市場(chǎng)的發(fā)展程度以及對(duì)于金融資源的吸引力薄弱，企業(yè)融資主要以銀行為主，并且經(jīng)營(yíng)效率相對(duì)較低的國(guó)有企業(yè)部門在地區(qū)經(jīng)濟(jì)中占有相當(dāng)大的比重，相應(yīng)的，欠發(fā)達(dá)地區(qū)對(duì)于金融資源的吸收轉(zhuǎn)化率也較弱。地方政府為了發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)，對(duì)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行過(guò)度干預(yù)并把有限的金融資源投向國(guó)有經(jīng)濟(jì)部門，間接制約了非國(guó)有企業(yè)部門的融資渠道，這不僅不利于金融資源效能的發(fā)揮，而且降低了金融資源的配置效率，并進(jìn)一步阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

金融產(chǎn)業(yè)集聚并不是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的充分條件，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的發(fā)揮受到市場(chǎng)化進(jìn)程的限制。如果考慮集聚效應(yīng)，地區(qū)間的要素流動(dòng)不但不能使得區(qū)域差異趨于收斂，反而會(huì)促使區(qū)域差異不斷拉大(陳良文等，2007)[33]。由于地理位置、經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、資源稟賦、政策實(shí)施等原因，我國(guó)各地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程存在較大差異，由此造成了金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用程度也具有空間異質(zhì)性。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響更多地體現(xiàn)在金融的資源配置功能對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響方面。

一方面，市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)，政府對(duì)于經(jīng)濟(jì)的干預(yù)度較低，金融資源的流向也較自由，其對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)也可以較大程度的得以發(fā)揮；欠發(fā)達(dá)地區(qū)面臨的主要經(jīng)濟(jì)發(fā)展問(wèn)題是資源短缺問(wèn)題，市場(chǎng)化進(jìn)程發(fā)展緩慢，加劇了金融資源流出大于流入的窘境，進(jìn)一步導(dǎo)致生產(chǎn)要素等資源的稀缺性，根據(jù)循環(huán)累積因果關(guān)系理論，最終結(jié)果是阻礙地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。這也正如樊綱等(2011)所認(rèn)為的，市場(chǎng)化改革進(jìn)程在地區(qū)之間存在著巨大的不平衡，在一些東部沿海省市，市場(chǎng)化已經(jīng)取得了決定性的進(jìn)展，而在另外一些省份，經(jīng)濟(jì)中非市場(chǎng)的因素還占有重要的地位[34]。

另一方面，正如冉光和(2013)所認(rèn)為的，金融對(duì)各產(chǎn)業(yè)發(fā)展的支持力度并不相同，實(shí)證研究表明金融對(duì)成長(zhǎng)性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展支持較多，對(duì)衰退性行業(yè)的支持則較少，同時(shí)，我國(guó)金融對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展支持效率的區(qū)域性差異比較明顯[35]。東部地區(qū)是我國(guó)市場(chǎng)化改革的先行區(qū)域，相應(yīng)的，其對(duì)于成長(zhǎng)性行業(yè)的敏銳性要高于中西部地區(qū)，隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的深入，正在發(fā)生并且越來(lái)越明顯的一種現(xiàn)象是，我國(guó)東中西部地區(qū)的相關(guān)產(chǎn)業(yè)正在發(fā)生著梯度轉(zhuǎn)移，也就是說(shuō)，中西部地區(qū)正在逐漸承接?xùn)|部沿海地區(qū)淘汰的低附加值或者處于價(jià)值鏈底端的相關(guān)產(chǎn)業(yè)，東部地區(qū)著力發(fā)展具有前沿性并且盈利性成長(zhǎng)性行業(yè)。所以，市場(chǎng)化進(jìn)程中，區(qū)域之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面的差異會(huì)影響金融資源的流向以及金融產(chǎn)業(yè)集聚效率的發(fā)揮，進(jìn)一步地會(huì)造成區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面的差異。

四、結(jié)論與啟示

金融產(chǎn)業(yè)是國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的重要產(chǎn)業(yè)，其空間分布及集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著重要影響。鑒于此，本文首先構(gòu)建了金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的面板數(shù)據(jù)模型，實(shí)證檢驗(yàn)表明金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的促進(jìn)作用；通過(guò)加入市場(chǎng)化進(jìn)程構(gòu)建門檻回歸模型檢驗(yàn)對(duì)比研究得出，市場(chǎng)化進(jìn)程影響金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的發(fā)揮程度，較高的市場(chǎng)化進(jìn)程可以促進(jìn)金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的更好發(fā)揮。因此，在金融產(chǎn)業(yè)集聚作用于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模型構(gòu)建中，納入市場(chǎng)化進(jìn)程這一影響因素是非常有必要的。

市場(chǎng)化加快了金融資源的流動(dòng)性，從而對(duì)金融產(chǎn)業(yè)的空間集聚產(chǎn)生了重要影響。就我國(guó)目前實(shí)際情況而言，市場(chǎng)化水平較高地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度也相對(duì)較快，大量金融資源會(huì)更加迅速地向相應(yīng)地區(qū)集中，進(jìn)一步地形成金融產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象；金融產(chǎn)業(yè)的重要性決定了其空間集聚可以更有利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。所以說(shuō)，市場(chǎng)化進(jìn)程的差異造成了地區(qū)之間金融產(chǎn)業(yè)集聚程度的不平衡性，從而其區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的發(fā)揮也會(huì)受到影響。

為了更好地發(fā)揮金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，一方面，欠發(fā)達(dá)地區(qū)政府應(yīng)加快地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程，盡量減少對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)，積極構(gòu)建促進(jìn)金融資源合理流動(dòng)并能夠有效利用的軟硬環(huán)境，通過(guò)金融產(chǎn)業(yè)集聚形成地區(qū)經(jīng)濟(jì)新的增長(zhǎng)點(diǎn)，從而加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；另一方面，盡管發(fā)達(dá)地區(qū)擁有金融產(chǎn)業(yè)集聚的優(yōu)勢(shì)，但是其對(duì)金融資源的利用率還未達(dá)到與其經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度相匹配的水平，所以發(fā)達(dá)地區(qū)在提高金融資源利用效率的同時(shí)，也要通過(guò)金融產(chǎn)業(yè)向欠發(fā)達(dá)地區(qū)的擴(kuò)散來(lái)達(dá)到金融資源的高效利用，從而促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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(責(zé)任編輯 周吉光)

Marketization Process, Financial Industry Agglomeration and Regional Economic Growth

JI Yu-jun, ZHOU Su-juan

(Ocean University of China, Qingdao, Shandong 266100)

As an important industry in national economy, the financial industry agglomeration can promote regional economic growth, and the realization of the growth effect is related to regional marketization process. Empirically test about the effect of China's financial industry agglomeration on provincial economic growth shows that financial industry agglomeration has promoting effect on the regional economic growth, using data from 1992 to 2011; adding the marketization process to construct threshold regression model to analyze shows that marketization process influences the extent of financial industry agglomeration's growth effect on regional economic, that is to say, a higher level of marketization can better promote the effect of financial industry agglomeration on regional economic growth.

marketization process; financial industry agglomeration; regional economic growth

10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2015.06.006

2015-09-16

http://www.cnki.net/kcms/doi/10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2015.06.006.html

時(shí)間：2015-12-20 15：30

教育部人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地中國(guó)海洋大學(xué)海洋發(fā)展研究院基金資助(2015JDZS02)。

紀(jì)玉俊(1975—)，男，山東青島人，博士，中國(guó)海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，主要研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)集聚。

F429.9

A

1007-6875(2015)06-0032-06