■ 趙明慧（重慶工商大學融智學院　重慶　400065）

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金融集聚對經濟增長的非線性效應研究

■ 趙明慧（重慶工商大學融智學院重慶400065）

內容摘要：基于2003-2013年我國省級面板數據，本文通過構建包括面板門限模型（PTR）在內的面板非線性效應模型，對金融集聚與經濟增長的非線性效應進行研究。結果發(fā)現，金融集聚對經濟增長的影響存在閾值轉化特征，閾值范圍內金融集聚可以顯著促進經濟增長，反之則對經濟增長具有一定的抑制作用。另外，金融集聚及其對經濟增長的影響在東、中、西部存在明顯的空間異質性和差異性。最后，給出相關政策建議。

關鍵詞：金融集聚經濟增長面板門限非線性效應

隨著經濟全球化與信息化的發(fā)展，金融業(yè)打破地理因素的限制和同質化的假設，出現不同程度的集聚，表現為不同國家或地區(qū)間世界級金融中心的出現。根據內生經濟增長理論可知，勞動力、資本和技術進步是經濟增長的源泉，具體表現為規(guī)模經濟和經濟效率的提升。理論上，產業(yè)集聚特別是金融業(yè)集聚可以充分利用既有的金融系統(tǒng)、數據信息庫和基礎資源，縮短交易周期，降低交易成本和投融資門檻，促使整個金融體系運營效率和金融資源配置效率的提升。上述理論是以金融業(yè)同質化假設為前提的，但金融業(yè)演進歷程表明，不同地區(qū)間的金融業(yè)具有極端的異質性和不規(guī)則性。那么，我國金融集聚是否對我國經濟增長具有促進作用？再加上我國地區(qū)間經濟發(fā)展的異質性，其金融集聚對不同地區(qū)經濟增長的促進作用是否存在差異性？本文基于2003-2013年我國省級面數據，通過構建面板非線性效應模型，對我國金融集聚與經濟增長的非線性效應進行研究。

表1　模型（1）回歸結果

相關文獻綜述

有關金融集聚的理論研究和實證分析主要體現在金融集聚的產生條件、原因、集聚效應和風險等方面，形成了金融地理學、區(qū)域金融等理論。Gehrig（1998）通過實證分析發(fā)現，不同地域間的金融集聚是同時存在的，信息外部性和不對稱信息是促進金融集聚形成的重要因素。Davis （1990）通過對金融服務業(yè)的調研，發(fā)現金融業(yè)集聚現象在各類型的金融服務業(yè)中比較明顯。包括會計業(yè)、保險精算等金融行業(yè)通過集聚的形成，可以更加貼近市場，減小交易成本，實現外部經濟，提升經濟效率。任英華等（2010）通過構建金融集聚影響因素空間計量模型，針對我國28個省域金融集聚影響因素進行實證研究，結果表明區(qū)域創(chuàng)新、經濟基礎對金融集聚具有顯著促進作用，而對外開放水平、人力資本對金融集聚的影響效應具有一定的周期性。

有關金融集聚對經濟增長影響效應的研究文獻也比較豐富，多數學者認為金融業(yè)在地理空間上的集聚可以促進經濟增長，劉軍（2007）通過實證分析，研究認為金融集聚通過形成金融集聚效應、金融擴散效應和金融功能促進區(qū)域經濟水平增長。林江鵬等（2008）根據金融集聚的具體理論內涵，對金融集聚對區(qū)域經濟發(fā)展的影響效應進行實證分析，發(fā)現金融集聚的促進作用明顯。丁藝等（2010）分別從銀行、證券、保險三個方面度量了金融集聚程度，對金融集聚對區(qū)域經濟增長的影響進行實證研究，發(fā)現金融集聚對我國區(qū)域經濟增長具有明顯的促進作用。孫維峰等（2012）在對1979-2010年我國金融集聚程度進行測度的基礎上，利用單位根檢驗和協(xié)整檢驗進行實證分析，發(fā)現金融集聚和區(qū)域經濟增長之間存在著長期穩(wěn)定均衡的促進作用，但不存在短期的因果關系。豆曉利（2013）采用空間計量方法，從銀行業(yè)、證券業(yè)和保險業(yè)三個維度，對2003-2010年金融集聚對區(qū)域經濟增長的支持作用進行了分析，結果表明我國金融集聚呈現的空間地理特征，對區(qū)域經濟增長具有溢出作用。部分學者認為這種促進作用具有階段性特征，陳得文（2015）基于面板平滑轉換模型（PSTR）實證檢驗了1998-2012年金融集聚對我國區(qū)域經濟增長的非線性效應，結果表明金融集聚與我國區(qū)域經濟增長之間存在顯著的轉換關系，且金融集聚效應存在明顯的空間差異。

綜上所述，既有研究主要運用靜態(tài)面板模型，采用單位根協(xié)整檢驗、空間計量等方法對金融集聚與經濟增長的影響機制進行分析，多為線性效應，不能全面解釋我國金融集聚空間異質性與經濟增長之間可能存在的非線性效應。鑒于此，本文將從我國金融集聚的空間異質性的角度，構建包括面板門限（PTR）模型在內的非線性效應模型，實證分析金融集聚對經濟增長的作用機理和影響效應。

計量模型設定、變量說明與數據處理

（一）計量模型設定

根據研究假設，金融集聚對經濟增長的影響可能存在閾值特征，本文設定如下簡約型非線性效應模型（1），被解釋變量是人均GDP（LNGDP），核心變量是金融集聚水平（LNSCA），基本變量是人力資本水平（LNHUM）、固定資產投資（LNINV），控制變量是對外開放程度（LNOPEN）、政府財政支出水平（LNSPE）。LNRGDPit=β0+β1LNSCAit+β2LNOPENit+ β3LNHUMit+β4LNINVit+β5LNSPEit+β6(LNSCA)2it+μi+εit（1）

式中，LNRGDPit表示i地區(qū)t時期的人均GDP水平，并取對數；LNSCAit表示i地區(qū)t時期的金融集聚程度；LNOPENit表示i地區(qū)t時期的對外開放程度；LNHUMit表示i地區(qū)t時期的人力資本水平；LN INVit表示i地區(qū)t時期的固定資產投資額度；LNSPEit表示i地區(qū)t時期的財政支出水平；(LNSCA)2it表示i地區(qū)t時期的人均GDP水平的平方，用來測定和分析金融集聚對經濟增長可能存在的非線性效應；μi表示地區(qū)i的地區(qū)差異性；εit表示隨機干擾項。

上述非線性效應模型中金融集聚閾值測定是由模型設定決定的，并且不能推導出閾值的置信區(qū)間，所測度參數的有效性也較差。因此，本文進一步選用Hansen （2000）提出的面板門限模型，則得到如下非線性效應模型（2）：

LNRGDPit=β0+β1LNOPENit+ β2LNHUMit+β3LN INVit+β4LNSPEit+ α1LNSCAit·I{LNSCAit≤η1}+α2LNSCAit· I{η1≤LNSCAit≤η2}+…+μi+εit（2）

其中，LNSCAit·I{ηn≤LNSCAit≤ηn+1}為示性函數，表示金融集聚可能存在的門限值，且模型（2）中金融集聚的門限個數設定為多個。

（二）變量說明

被解釋變量。本文采用人均GDP水平來表示地區(qū)經濟增長水平，采用2003年居民消費價格指數為基準，構建2003-2013年的居民消費價格指數表，對統(tǒng)計年鑒中查詢得到的2003-2013年的人均GDP進行平減，以消除價格因素的影響。

解釋變量。金融集聚水平（LNSCA），考慮到數據的可得性和完整性，本文采用金融業(yè)固定資產投資額來表示各地區(qū)金融集聚水平，金融業(yè)固定資產投資額越大，該地區(qū)金融集聚水平就越高，反之則越低。為消除價格因素影響，以2003年固定資產投資價格指數為基準，構建2003-2013年固定資產投資價格指數表，對金融業(yè)固定資產投資額進行平減。

人力資本水平（LNHUM），本文采用李梅，柳士昌（2012）的做法，用測算得到的樣本區(qū)間內我國各地區(qū)勞動力的平均受教育年限表示我國各地區(qū)勞動力的人力資本。計算公式為hum=p r×6+m r×9+hr×12+c r×16，其中p r、m r、h r、c r分別表示我國當年從事勞動人員的學歷比重，即小學學歷人員所占比重、初中學歷人員所占比重、高中學歷人員所占比重、大專及以上學歷人員所占比重。

固定資產投資（LN INV），本文采用社會固定資產投資額對該指標進行度量，為消除價格因素影響，以2003年固定資產投資價格指數為基準，構建2003-2013年固定資產投資價格指數表，對社會固定資產投資額進行平減。外開放程度（LNOPEN）運用歷年各地區(qū)進出口總額占GDP的比重表示。財政支出水平（LNSPE）數據直接取自《中國經濟與社會發(fā)展數據庫》，同樣需要進行數據平減，已消除價格因素的影響。

（三）數據處理

本文研究對象為我國30個省、自治區(qū)和直轄市（除去香港、澳門和臺灣地區(qū)，西藏地區(qū)由于數據不全也沒有包括在內）。根據數據的可獲得性，將樣本區(qū)間確定為2003-2013年。數據主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國經濟與社會發(fā)展數據庫》、《中國勞動力統(tǒng)計年鑒》。另外，為反映金融集聚對經濟增長影響的地域差異性，將我國進行地域劃分為東、中、西三個部分。為減小數據波動性，對所有變量進行去自然對數處理。

表2　門限效應檢驗結果

表3　面板門限模型估計結果

實證結果及分析

（一）基本非線性模型分析

對模型（1）進行計量回歸，為比較結果的穩(wěn)健性，將面板最小二乘法（POLS）、面板固定效應（FE）和面板隨機效應（RE）的統(tǒng)計結果置于表1所示。根據回歸結果可知，三個模型中核心變量金融集聚和金融集聚的二次項的系數都不同，說明金融集聚對經濟增長的影響效應存在拐點，即金融集聚對經濟增長的非線性影響效應是存在的。面板最小二乘法受制于面板數據可能存在的異方差，導致回歸結果有偏。另外，對面板固定效應（FE）回歸結果與面板隨機效應（RE）回歸結果進行豪斯曼檢驗，其原假設是隨機效應。豪斯曼檢驗統(tǒng)計量拒絕原假設，即拒絕了隨機效應的原假設，于是本文選擇面板固定效應模型進行分析。

據表1可知，固定效應模型下，金融集聚的影響效應為0.38，且通過了顯著性水平為10%的顯著性檢驗。金融集聚的二次項系數為-0.02，并且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗。說明金融集聚對經濟增長的影響存在拐點，且拐點為9.5，金融集聚與經濟增長的相關關系圖成“倒U型”的形狀。當金融集聚水平（LNSCA）低于9.5時，金融業(yè)集聚程度的提高可以顯著促進經濟增長；反之當地區(qū)間金融集聚程度超過拐點9.5時，金融集聚的增加反而對經濟增長有微弱的抑制作用。金融業(yè)本身包括銀行業(yè)、證券業(yè)和保險業(yè)，對于我國金融市場而言銀行業(yè)在金融體系結構中占有較大份額。2003年以來，我國銀行業(yè)相繼改革重組，形成了當前國有銀行、股份制銀行、城市商業(yè)銀行三個梯度的銀行業(yè)結構。其對于實現金融業(yè)市場化、利率市場化的實現具有顯著的推動作用，與此同時以北京、上海、廣州、深圳為金融中心的金融業(yè)集聚程度快速提高，為我國經濟增長提供了相對穩(wěn)定的金融支持和保障。另外，經濟增長受勞動力、資本和技術等基本生產要素外，還受人力資本、對外開放程度、財政支出、基礎設施等因素的影響。所以當金融集聚水平達到拐點時，其他影響因素的不確定會導致金融體系臃腫，運營效率和支付效率降低，反過來抑制經濟水平的上升。

其他解釋變量中，人力資本（LNHUM）對經濟增長具有正向影響效應，且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計性檢驗，回歸系數為0.24。人力資本的提升是樣本期間內我國創(chuàng)新能力和技術水平提升的表現，反向說明現階段我國教育業(yè)的發(fā)展逐漸與我國經濟發(fā)展相靠攏。固定資產投資（LNINV）對經濟增長也具有顯著的正向影響，同樣通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計性檢驗，但影響程度微弱，影響系數僅為0.08。投資在促進我國經濟發(fā)展的“投資”、“消費”和“進出口”的“三駕馬車”中所占比重較大，但近年來我國積極進行產業(yè)結構調整、經濟結構轉型，投資和進出口呈下降趨勢，對經濟增長的促進作用略顯乏力。對外開放程度（LNOPEN）對經濟增長的影響效應為負，但影響程度較小，影響系數僅為-0.04。改革開放以來，我國積極引進外資，加快對外開放的速度和步伐，但所引進的外資受地理位置的影響多數集中在我國的沿海地區(qū)，吸引了我國中西部地區(qū)大量的勞動力向東部沿海地區(qū)轉移，擠占了中西部地區(qū)的勞動力資源和投資，反過來抑制當地經濟水平的提高。財政支出（LNSPE）與經濟增長呈現正相關變動的關系，回歸系數為0.16，且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計性檢驗。我國政府財政支出主要用于城鎮(zhèn)基礎設施建設、教育和醫(yī)療等方面，基礎設施的完善、教育水平的提高和醫(yī)療水平的完善可以顯著促進經濟發(fā)展。

（二）門限效應分析

本文首先對模型（1）進行回歸分析，以探究和確定金融集聚和經濟增長之間是否存在一定的非線性效應，然后根據數理統(tǒng)計方法求出金融集聚的拐點。但模型（1）是外在設定的，拐點是由模型（1）內生決定的，因此并非最優(yōu)拐點，為此本文采用模型（2）對其進行進一步估計。根據Hansen（2000）的門限值和門限個數的確定方面，運用sta ta12.0軟件，進行門限效應檢驗，分別按照不存在門限值（原假設）或存在一個門限值（備擇假設）、只存在一個門限值（原假設）或存在兩個門限值（備擇假設）兩種條件進行假設檢驗，具體結果如表2所示。

根據表2可知，模型（2）回歸分析后發(fā)現金融集聚（LNSCA）存在單一門限，值為9.635。在門限值范圍內，金融集聚水平的提升有利于地區(qū)經濟增長的實現，金融集聚效應表現為正；在門限值之外，金融集聚水平對地區(qū)經濟增長具有一定的抑制作用。這和陳得文（2010）的研究結論一致?？梢园l(fā)現模型（2）和模型（1）的研究結論一致，但金融集聚在各自測度的同門限值下對經濟增長影響程度是不同的。在影響經濟增長的控制變量中，人力資本（LNHUM）、固定資產投資（LN INV）和財政支出（LNSPE）在金融集聚的門限值內外對經濟增長的影響效應均為正，但固定資產投資的影響程度相對較低，這和模型（1）的研究結論一致。隨著對外開放程度（LNOPEN）的不斷加深，經濟增長幅度或經濟增長的規(guī)模在下降。另外，按照金融集聚水平的門限值在地域上進行劃分，發(fā)現只有北京、天津、上海、山東、遼寧等省份跨越了金融集聚水平的門限值，而山西、內蒙古、河南等省份的金融集聚水平處在門限值內，如表3所示。地區(qū)經濟發(fā)展水平的差異體現在兩個層面，一是經濟總量方面的差異，二是影響經濟發(fā)展的其他因素的差異，這些影響因素主要包括人力資本、基礎設施、社會保障。諸如人力資本、基礎設施和社會保障水平都存在一定的門檻，只有越過相應門檻值后，金融集聚才能顯著促進經濟水平的提升；反之，高水平金融集聚程度下，缺乏一定程度的人力資本、基礎設施和社會保障，將會導致金融集聚的負向溢出，對經濟發(fā)展產生一定的抑制作用。

結論與政策建議

本文基于2003-2013年我國省級面板數據，通過構建包括面板門限模型（PTR）在內的面板非線性效應模型，對金融集聚與經濟增長的非線性效應進行研究。結果發(fā)現，金融集聚對經濟增長的影響存在閾值轉化特征，閾值范圍內金融集聚可以顯著促進經濟增長，反之則對經濟增長具有一定的抑制作用。另外，金融集聚及其對經濟增長的影響在東、中、西部存在明顯的空間異質性和差異性。為此，提出如下相關政策建議。

首先，我國金融業(yè)發(fā)展具有集聚特征和空間差異性，表明中央和地方政府在制定政策時應以統(tǒng)籌區(qū)域協(xié)調發(fā)展為前提，合理布局我國金融資源，以充分發(fā)揮金融資源在協(xié)調我國區(qū)域經濟差距的效應；其次，由于金融集聚對經濟增長的非線性效應，應充分協(xié)調人力資本、基礎設施、社會保障與金融集聚之間均衡發(fā)展的關系。對于處在金融集聚閾值范圍內的地區(qū)來講，應快速推進其他影響經濟增長相關因素的改進和發(fā)展，尤其在教育、醫(yī)療、基礎設施等方面加大投資建設力度。而對于跨越金融集聚閾值的地區(qū)而言，在保證當前金融集聚質量的前提下，以實現金融集聚的升級發(fā)展。最后，人力資本、固定資產投資和財政支出對于經濟實現增長就具有一定的推動作用，尤其是在金融業(yè)方面加大人力資本投入、金融資產投資和財政支出傾向。特別是在金融業(yè)發(fā)展不發(fā)達的中西部地區(qū)，在加大基礎設施建設的同時，更應在教育建設方面加大力度。

參考文獻：

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9.陳得文.金融集聚對區(qū)域經濟增長影響效應研究—基于PSTR模型的實證檢驗[J].金融發(fā)展評論，2015（1）

10.李梅，柳仕昌.對外直接投資逆向技術溢出的地區(qū)差異和門檻效應—基于中國省際面板數據的門檻回歸分析[J].管理世界，2012（1）

中圖分類號：◆F832.5

文獻標識碼：A