■任曉怡

毋庸置疑，產(chǎn)業(yè)發(fā)展與金融發(fā)展是密切相關(guān)的。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心組成部分，在經(jīng)濟(jì)生活中發(fā)揮著重要的作用。金融發(fā)展能夠促進(jìn)資源優(yōu)化配置機(jī)制的有效形成，并在資源配置中起著基礎(chǔ)性的作用。除此之外，金融體系能夠有效吸納社會(huì)資金，并能夠識(shí)別出真正有發(fā)展?jié)摿Φ捻?xiàng)目和企業(yè)，促進(jìn)創(chuàng)新的產(chǎn)生，進(jìn)而對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和升級(jí)產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。換言之，金融體系通過(guò)動(dòng)員儲(chǔ)蓄、風(fēng)險(xiǎn)分散、資本導(dǎo)向機(jī)制等方式作用于產(chǎn)業(yè)發(fā)展和升級(jí)。隨著國(guó)家近年來(lái)對(duì)中部地區(qū)的投入力度加大，中部地區(qū)金融和產(chǎn)業(yè)發(fā)展都取得了不錯(cuò)的成績(jī)，因此，對(duì)于中部地區(qū)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行深入研究就具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動(dòng)關(guān)系的研究一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者熱衷的課題。例如：Hicks（1969）指出金融發(fā)展能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和國(guó)家經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步；Rajan&Zingales(1998)從行業(yè)的外部融資角度研究了金融發(fā)展與行業(yè)發(fā)展的影響；Wurgler(2000)采用1963～1995年間 65個(gè)國(guó)家的制造業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，從金融體系的資金投向視角對(duì)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了研究；Fisman&Love指出金融發(fā)展在行業(yè)資源配置方面發(fā)揮著重要的作用。而在國(guó)內(nèi)研究方面，林毅夫等（2002）對(duì)制造業(yè)與金融發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了研究；范方志和張立軍(2003)對(duì)中國(guó)東部、中部和西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和金融發(fā)展的互動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了研究；蔡紅艷和閻慶民（2004）對(duì)中國(guó)不同行業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整與金融發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了研究。

值得指出的是，現(xiàn)有的文獻(xiàn)大多采用傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)方法進(jìn)行研究，沒(méi)有把空間相關(guān)性考慮在內(nèi)，這樣的研究結(jié)果將是有偏的。因?yàn)橐粋€(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)將不可避免地受到臨近地區(qū)的影響，傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)對(duì)空間均質(zhì)性的假定并不符合經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的實(shí)際情況，因此必須把經(jīng)濟(jì)變量的空間效應(yīng)納入考量。有鑒于此，本文采用空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法，構(gòu)建空間自回歸模型和空間誤差模型，對(duì)中部地區(qū)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行研究。

一、金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動(dòng)關(guān)系的空間計(jì)量模型

（一）指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

由于在經(jīng)濟(jì)生活中第一產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比較小，因此本文在對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展進(jìn)行研究時(shí)只選取了第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)進(jìn)行分析。根據(jù)Cobb&Douglas在1928年所提出的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)的經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出受資本、勞動(dòng)和技術(shù)進(jìn)步的影響，而由于技術(shù)進(jìn)步受到眾多因素的影響，并不是一個(gè)在短期內(nèi)波動(dòng)劇烈的變量，通常假定技術(shù)是一個(gè)常量，在對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出進(jìn)行研究時(shí)只考慮資本投入和勞動(dòng)投入的影響。因此借鑒柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，本文在構(gòu)建金融發(fā)展（資本投入）與產(chǎn)業(yè)發(fā)展（產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出）互動(dòng)關(guān)系的模型時(shí)，也將勞動(dòng)投入考慮在內(nèi)。

本文采用年末貸款余額衡量金融發(fā)展；采用第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值衡量第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；采用第二、三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)衡量勞動(dòng)投入。

本文數(shù)據(jù)選取2003年至2012年間中部地區(qū)（湖南省、湖北省、河南省、安徽省、江西省和山西?。┕?0個(gè)城市的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，所有數(shù)據(jù)均為市轄區(qū)數(shù)據(jù)。本文采用matlab軟件進(jìn)行空間模型運(yùn)算。

（二）模型設(shè)定

由于考慮了各因素的空間相關(guān)性，因此對(duì)空間計(jì)量模型不能采用傳統(tǒng)的最小二乘法進(jìn)行估計(jì)，否則結(jié)果將會(huì)是有偏的 （Anselin，1988）。為了解決參數(shù)估計(jì)值有偏的問(wèn)題，本文采取極大似然法（ML）來(lái)對(duì)空間模型進(jìn)行估計(jì)。

（1）空間自回歸模型

空間自回歸模型主要研究某個(gè)區(qū)域是否存在空間上的溢出效應(yīng)。

設(shè)y2c為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，x1為年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額，x2為產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)。那么對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展與金融發(fā)展的關(guān)系建立空間計(jì)量模型，其空間自回歸模型（SAR）表達(dá)式為：

其中，a2、b2分別為 lnx1、lnx2的回歸系數(shù)。C 為常數(shù)項(xiàng)，a2代表城市金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的彈性系數(shù)，b2代表城市第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的彈性系數(shù)。ρ為空間相關(guān)系數(shù)，表示周邊地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)本地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響。W為空間權(quán)重矩陣。

設(shè)y3c為第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，構(gòu)建第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與金融發(fā)展互動(dòng)關(guān)系的空間自回歸模型如下：

其中，a3、b3分別表示解釋變量 lnx1、lnx2的回歸系數(shù)。C為常數(shù)項(xiàng)，a3代表城市金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的彈性系數(shù)，b3代表城市第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的彈性系數(shù)，ρ為空間相關(guān)系數(shù)，表示周邊地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值對(duì)本地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的影響。W為空間權(quán)重矩陣。

（2）空間誤差模型

構(gòu)建第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展與金融發(fā)展的空間誤差模型如下：

其中，y2c為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，x1為年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額，x2為產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)，C為常數(shù)項(xiàng)。a2、b2分別為lnx1、lnx2的回歸系數(shù)，a2代表城市金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的彈性系數(shù)，b2代表城市第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)對(duì)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的彈性系數(shù)。λ為第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值誤差項(xiàng)的空間自回歸系數(shù)，W為空間權(quán)重矩陣。

第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展與金融發(fā)展的空間誤差模型同理構(gòu)建如下：

其中，a3、b3分別表示解釋變量 lnx1、lnx2的回歸系數(shù)。a3代表城市金融機(jī)構(gòu)年末貸款余額對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的彈性系數(shù)，b3代表城市第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)對(duì)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的彈性系數(shù)，C為常數(shù)項(xiàng)，λ為空間誤差項(xiàng)的回歸系數(shù)。W為空間權(quán)重矩陣。

（三）空間權(quán)重矩陣W的設(shè)定

空間權(quán)重矩陣的設(shè)定十分關(guān)鍵，因?yàn)槠淠軌蚍从匙兞恐g的空間相關(guān)性。目前大部分的空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)均采用傳統(tǒng)的二進(jìn)制權(quán)重矩陣，即對(duì)相鄰的區(qū)域取權(quán)值1，而不相鄰的地區(qū)則取權(quán)值0。這種二進(jìn)制空間權(quán)重矩陣只考慮到直接相鄰的區(qū)域?qū)Ρ镜貐^(qū)的影響，而在實(shí)際經(jīng)濟(jì)生活中，本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)并不僅僅受到相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)影響，就算是地理上沒(méi)有直接接壤的地區(qū)，即相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r也會(huì)對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)有一定的影響，只是這種影響會(huì)隨著地理距離的增加而減弱。因此，有必要采用高階空間權(quán)重矩陣，充分考慮到各城市間的相互影響程度隨著空間距離的增加而逐漸減弱的情況，以更好地解釋經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。有鑒于此，本文采用四階三角剖分空間權(quán)重矩陣，由中部地區(qū)80個(gè)城市的經(jīng)緯度坐標(biāo)根據(jù)Delaunay三角剖分算法計(jì)算得到。Delaunay三角剖分算法能夠滿足最大化最小角與最接近規(guī)則化的三角網(wǎng)唯一性的特點(diǎn)，并且排除空間四點(diǎn)共圓冗余性，能夠充分反映出中部地區(qū)城市在地理空間上的分布關(guān)系。

二、中部金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系的計(jì)量分析

（一）空間相關(guān)性分析

空間計(jì)量模型充分考慮到空間相關(guān)性，不僅能夠反映區(qū)域產(chǎn)業(yè)自身發(fā)展情況，而且能夠反映區(qū)域產(chǎn)業(yè)受到周邊區(qū)域發(fā)展的影響。對(duì)于這種空間上的溢出效應(yīng)，可以采用Moran’s I指數(shù)來(lái)進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。Moran’s I指數(shù)是空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)里最常用的衡量經(jīng)濟(jì)變量在各區(qū)域間的空間相關(guān)性的分析方法。如果Moran’s I指數(shù)大于0，那么經(jīng)濟(jì)變量存在空間正相關(guān)；如果Moran’s I指數(shù)小于0，則經(jīng)濟(jì)變量為空間負(fù)相關(guān)；如果Moran’s I指數(shù)取值為0，那么所研究的經(jīng)濟(jì)變量并不存在空間相關(guān)性。Moran’s I指數(shù)的絕對(duì)值越大，說(shuō)明研究變量之間的空間相關(guān)性越強(qiáng)。當(dāng)Moran’s I指數(shù)的正態(tài)統(tǒng)計(jì)量Z值大于1.96，那么所研究的經(jīng)濟(jì)變量統(tǒng)計(jì)顯著，在95%的水平下存在空間正相關(guān)，如果Z值小于-1.96，則研究變量同樣通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，在95%的情況下存在空間負(fù)相關(guān)，如果Z值介于1.96和-1.96之間，那么變量并沒(méi)有通過(guò)95%水平下的顯著性檢驗(yàn)，即并不存在顯著的空間相關(guān)性。

結(jié)果顯示，中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的Moran’s I指數(shù)均為正值，且正態(tài)統(tǒng)計(jì)量Z值均大于1.96，其P值也小于1%，說(shuō)明我國(guó)中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在顯著的空間相關(guān)性，而且這種相關(guān)為空間正相關(guān)。換言之，中部六省80個(gè)城市的第二產(chǎn)業(yè)存在產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象，相鄰地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展能夠促進(jìn)本地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展。

另外，我國(guó)中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的Moran’s I指數(shù)的正態(tài)統(tǒng)計(jì)量Z值均大于1.96，P值也趨近于0，這說(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)在中部地區(qū)80個(gè)城市的分布情況并不是隨機(jī)的，而是存在顯著的空間正相關(guān)，在空間上產(chǎn)生了集聚。與第二產(chǎn)業(yè)相比較，其空間集聚的程度更低。

（二）空間計(jì)量分析

由于第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展都存在空間上的溢出效應(yīng)，因此本文采用極大似然法（ML）來(lái)對(duì)空間自回歸模型（SAR）和空間誤差模型（SEM）進(jìn)行估計(jì)，對(duì)中部地區(qū)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的空間計(jì)量分析，以更好地解釋金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。

（1）金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的空間計(jì)量分析

首先采用2003年、2008年、2012年的數(shù)據(jù)對(duì)中部地區(qū)金融發(fā)展與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行空間計(jì)量分析，其結(jié)果如表1、表2、表3所示。

表1 2003年中部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的結(jié)果

如表1所示，在2003年，SEM模型的擬合優(yōu)度較好，而SAR模型的擬合系數(shù)較低。這表明SEM模型較SAR模型更優(yōu)，SEM模型能夠更好地反映區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系，因此采用SEM模型來(lái)進(jìn)行解釋。其中l(wèi)nx1的回歸系數(shù)通過(guò)了10%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)，表明lnx1的回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著，即對(duì)于中部地區(qū)80個(gè)城市而言，貸款余額對(duì)城市第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展有顯著的推動(dòng)作用，換言之，城市金融發(fā)展推動(dòng)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展。Lnx2的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明雖然城市第二產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)能夠促進(jìn)城市第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但是這個(gè)促進(jìn)作用并不顯著，這也可以從另一方面說(shuō)明中部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)正在從勞動(dòng)密集型向資本密集型和技術(shù)密集型轉(zhuǎn)型，故此第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展受到產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)的影響并不顯著。此外，從兩個(gè)變量的回歸系數(shù)來(lái)看，lnx2的回歸系數(shù)比lnx1的回歸系數(shù)更小，這表明第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力的增加對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用已經(jīng)比金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用更小。空間回歸系數(shù)通過(guò)了1%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)，空間上的溢出效應(yīng)十分顯著。這種空間溢出效應(yīng)表現(xiàn)為周邊城市的誤差沖擊對(duì)本城市的誤差沖擊為正，換言之，不可觀測(cè)變量所組成的誤差沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正影響。對(duì)2003年而言，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展不僅受到本地區(qū)金融發(fā)展、勞動(dòng)力資源發(fā)展的影響，而且還受到相鄰地區(qū)誤差沖擊的影響。這種誤差沖擊影響對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有空間集聚作用。

表2 2008年中部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的結(jié)果

如表2所示，在2008年間，SEM模型的擬合系數(shù)更大，表明SEM模型更加適合解釋2008年金融發(fā)展與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實(shí)際情況。其中l(wèi)nx1的回歸系數(shù)通過(guò)了5%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)，表明lnx1的回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著。Lnx2的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。與2003年的回歸結(jié)果相似，雖然在2008年城市金融發(fā)展與第二產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)的增加均對(duì)本地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展有著促進(jìn)作用，但勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用并不顯著。從回歸系數(shù)來(lái)看，金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用比2003年的促進(jìn)作用略有下降，這是因?yàn)?008年國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)，受到金融危機(jī)的影響，金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用有所下降。與此同時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)的增加對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用也比2003年要小，這也進(jìn)一步說(shuō)明了中部地區(qū)的第二產(chǎn)業(yè)正在轉(zhuǎn)型升級(jí)，特別是中部地區(qū)重點(diǎn)發(fā)展的重工業(yè)，對(duì)勞動(dòng)力的依賴程度正在逐步降低?？臻g回歸系數(shù)通過(guò)了1%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)明在2008年中部六省80個(gè)城市第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)十分顯著，第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展依然受到周邊城市誤差沖擊的影響。

表3 2012年中部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的結(jié)果

如表3所示，在2012年間，SEM模型更加適合解釋2012年金融發(fā)展與第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實(shí)際情況。其中l(wèi)nx1回歸系數(shù)通過(guò)了5%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)，lnx1的回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著。lnx2的回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著。與2003年和2008年的計(jì)量分析結(jié)果一樣，城市金融發(fā)展與第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力發(fā)展均促進(jìn)本地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但第二產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力對(duì)產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用并不顯著。Lnx2的回歸系數(shù)較2008年時(shí)更小，表明勞動(dòng)力因素對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用越來(lái)越小。單純依靠就業(yè)人數(shù)的增加并不能夠滿足第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的需要?？臻g回歸系數(shù)通過(guò)了1%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)。表明中部地區(qū)80個(gè)城市的第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到相鄰城市的誤差沖擊影響，這種誤差沖擊影響表現(xiàn)為不可觀測(cè)參數(shù)。由于受到誤差沖擊影響，第二產(chǎn)業(yè)在空間上表現(xiàn)出集聚的現(xiàn)象。表明第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展形勢(shì)良好，產(chǎn)生空間集聚。

（2）金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的空間計(jì)量分析

接著采用2003年、2008年、2012年的數(shù)據(jù)對(duì)中部地區(qū)金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行空間計(jì)量分析，結(jié)果如表4、表5、表6所示。

表4 2003年中部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的結(jié)果

如表4所示，在2003年間，SEM模型的擬合系數(shù)更大，表明SEM模型能夠更好地解釋金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系。其中代表年末貸款余額的lnx1的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這表明雖然金融發(fā)展能夠促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，但是這個(gè)促進(jìn)作用并不顯著。代表第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)的lnx2的回歸系數(shù)同樣沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。與金融發(fā)展相比，勞動(dòng)力對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用更大，這表明中部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)主要還是勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，故此受到勞動(dòng)力的影響更加巨大?？臻g回歸系數(shù)通過(guò)了1%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)，空間回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著。這表明相鄰城市對(duì)本城市誤差沖擊表現(xiàn)為空間正相關(guān)，能夠促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)集聚。促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的空間集聚的因素更多的表現(xiàn)為相鄰城市的誤差沖擊，這種誤差沖擊為空間上的不可測(cè)值。

如表5所示，在2008年間，SEM模型更加適合解釋2008年金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的實(shí)際情況。其中代表年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額的lnx1的回歸系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。回歸系數(shù)為負(fù)表明金融發(fā)展并沒(méi)有促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，這主要是因?yàn)樵诮鹑谖C(jī)期間，中部地區(qū)將絕大部分的金融資源都投入到第二產(chǎn)業(yè)，而投入到第三產(chǎn)業(yè)的金融資源非常少，故此金融發(fā)展不但沒(méi)有促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，反而對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展起到負(fù)面的作用。代表第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)的lnx2的回歸系數(shù)通過(guò)了5%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)，lnx2的回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著。計(jì)量結(jié)果表明2008年中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)勞動(dòng)力投入能夠顯著促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展。空間回歸系數(shù)通過(guò)了1%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)。這表明在2008年第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出顯著的空間集聚現(xiàn)象，相鄰城市的誤差沖擊對(duì)本城市的第三產(chǎn)業(yè)有促進(jìn)作用，這種促進(jìn)作用表現(xiàn)為空間正相關(guān)。

表6 2012年中部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展影響的結(jié)果

如表6所示，2012年SEM模型比SAR模型的適合力更強(qiáng)。其中代表年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額的lnx1的回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)不顯著，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。代表第三產(chǎn)業(yè)從業(yè)人員數(shù)的lnx2的回歸系數(shù)通過(guò)了10%置信水平下的顯著性檢驗(yàn)，lnx2的回歸系數(shù)統(tǒng)計(jì)顯著。這表明雖然2012年中部地區(qū)80個(gè)城市金融發(fā)展與勞動(dòng)力投入對(duì)第三產(chǎn)業(yè)有促進(jìn)作用，但勞動(dòng)力投入對(duì)金融發(fā)展的促進(jìn)作用更為顯著?？臻g回歸系數(shù)也通過(guò)了1%水平下的顯著性檢驗(yàn)。表明在2012年間，中部地區(qū)城市間第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展表現(xiàn)出空間集聚效應(yīng)。相鄰城市對(duì)本城市的第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展有促進(jìn)作用。

三、結(jié)論

綜上所述，本文對(duì)中部地區(qū)80個(gè)城市金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系分別利用傳統(tǒng)OLS模型、空間自回歸模型和空間誤差模型進(jìn)行分析，得出以下結(jié)論：

第一，空間誤差模型（SEM）對(duì)中部地區(qū)金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)發(fā)展互動(dòng)關(guān)系的解釋力更強(qiáng)。從2003年至2012年的回歸結(jié)果來(lái)看，SEM模型的擬合系數(shù)均大于SAR模型的擬合系數(shù)，說(shuō)明SEM模型的擬合優(yōu)度更好，模型更具有解釋力。這表明第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展都存在空間相關(guān)性，并且是空間正相關(guān)。這種空間正相關(guān)性不僅受可觀測(cè)因素影響，還受到不可觀測(cè)因素的作用。正是由于受到不可觀測(cè)因素的影響比較大，所以SEM模型的擬合系數(shù)較SAR模型更高，SEM模型為更優(yōu)的模型選擇。

第二，區(qū)域金融發(fā)展對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展有促進(jìn)作用。由計(jì)量結(jié)果來(lái)看，除了2008年金融危機(jī)期間，中部地區(qū)金融發(fā)展并沒(méi)有促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，其他時(shí)候本地金融發(fā)展對(duì)當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)發(fā)展均有促進(jìn)作用。資本投入能夠促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，換言之，中部地區(qū)80個(gè)城市的金融發(fā)展能夠促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。與第三產(chǎn)業(yè)相比，金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響更大。這主要是由于中部地區(qū)的發(fā)展重點(diǎn)為第二產(chǎn)業(yè)，大量的資源都投放到相關(guān)的行業(yè)，使得第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展受到金融發(fā)展的影響更大。但是隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，未來(lái)第三產(chǎn)業(yè)應(yīng)該在經(jīng)濟(jì)中占據(jù)更重要的位置，金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)力度小并不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。

第三，勞動(dòng)力投入對(duì)區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展有促進(jìn)作用。由計(jì)量結(jié)果來(lái)看，勞動(dòng)力投入對(duì)區(qū)域的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有促進(jìn)作用。對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)而言，勞動(dòng)力的促進(jìn)效果在逐步減弱，并且這個(gè)促進(jìn)作用并不顯著。這表明中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)正在經(jīng)歷由勞動(dòng)密集型向資本密集型和技術(shù)密集型轉(zhuǎn)型，預(yù)計(jì)未來(lái)勞動(dòng)力投入對(duì)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響將進(jìn)一步減少。反之，勞動(dòng)力增加對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)力度則在逐步增強(qiáng)，未來(lái)中部地區(qū)服務(wù)業(yè)需要加快轉(zhuǎn)型升級(jí)，發(fā)展資本密集型和技術(shù)密集型的高端服務(wù)業(yè)。

第四，第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)在空間上表現(xiàn)出集聚。計(jì)量結(jié)果表明從2003年至2012年，中部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展都產(chǎn)生了空間集聚。相鄰城市的產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)本地的產(chǎn)業(yè)發(fā)展有促進(jìn)作用。這種促進(jìn)作用不僅僅是由于資本投入和勞動(dòng)力投入而產(chǎn)生，還因?yàn)榇嬖诳臻g誤差沖擊，而這種空間誤差屬于不可測(cè)量的因素。第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的這種空間正相關(guān)性表明了中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚正在逐步形成，有效地促進(jìn)了地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

綜上所述，中部地區(qū)的區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在空間溢出效應(yīng)，且表現(xiàn)為空間正相關(guān)。資本投入與勞動(dòng)力都對(duì)產(chǎn)業(yè)發(fā)展有促進(jìn)作用。但是中部地區(qū)金融發(fā)展對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)力度大于對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)力度，長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級(jí)。因此為了更好促進(jìn)中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，需要培育多層次的資本市場(chǎng)，擴(kuò)大資本市場(chǎng)的總體規(guī)模，降低資金的使用成本，改善資本在產(chǎn)業(yè)間的流動(dòng)，特別是要大力支持戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，并給予一定的優(yōu)惠政策，加快中部地區(qū)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。

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