張秀艷

(吉林大學 數(shù)量經(jīng)濟研究中心/商學院，吉林 長春 130012)

一、問題的提出

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟體系的核心，金融與實體經(jīng)濟的良性循環(huán)推動經(jīng)濟成長。傳統(tǒng)的金融集聚理論認為，金融集聚影響實體經(jīng)濟主要表現(xiàn)在集聚效應、功能效應和擴散效應[1]。作為產(chǎn)業(yè)集聚的伴隨物，金融集聚隨著產(chǎn)業(yè)集聚的形成而發(fā)展，并通過支持產(chǎn)業(yè)集聚加速經(jīng)濟發(fā)展。一種演進的觀點認為[2]-[4]，金融集聚是金融行業(yè)規(guī)模、功能、層次的有序演變過程，也是金融資源與區(qū)位地理環(huán)境、產(chǎn)業(yè)條件協(xié)調(diào)組合的時空動態(tài)變化結果，其直接促成了金融資產(chǎn)總量的變化和金融組織體系運行效率的改善。學者們對金融集聚的研究主要聚焦于兩個方面：一是金融集聚的動因，二是金融集聚與經(jīng)濟增長間的關聯(lián)機制。

金融集聚的動因主要緣于信息不對稱、交易成本、規(guī)模經(jīng)濟和空間外部性，金融集聚的動因與其功能效應相輔相成、相得益彰。具體體現(xiàn)在三個層面：第一，區(qū)別于其他產(chǎn)業(yè)集聚，金融業(yè)具有明顯的信息服務特征，信息溢出和信息不對稱極大程度上促成了金融集聚。Porteous[5]與Corbridge 等[6]認為，金融集聚有利于建立客戶間的長期合作伙伴關系，從而降低信息傳遞失真的風險和信息交流的成本，越趨近于信息無縫連接，越能有效解決信息不對稱，從而有利于金融資源合理配置。反之，充分的信息溢出和信息流動使得信貸資金配置更加合理化，又更進一步促成了金融集聚。Zhao[7]基于信息腹地理論并結合中國經(jīng)濟現(xiàn)實情境，指出信息不對稱和信息溢出不僅能促進金融集聚的形成，還是劃分區(qū)域等級、標度金融中心的決定因素。第二，金融集聚能夠產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟性，提高金融機構和相關企業(yè)整體運行效率。王丹和葉蜀君[8]認為，聚集在特定地區(qū)的金融機構不僅掌握了豐富的金融信息，能夠消除機會主義，形成規(guī)模經(jīng)濟效益，且隨著金融市場規(guī)模的擴大，進一步提升了金融產(chǎn)品的流動性，降低投資風險，從而提高整體運行效率。黃解宇和楊再斌[1]從金融本身的特點和空間經(jīng)濟學整合分析認為，以空間外部性為基礎的金融業(yè)，在信息不對稱和規(guī)模經(jīng)濟的雙向推進作用下，趨向金融集聚；同時，金融業(yè)的高流動性和逐漸成為經(jīng)濟主導的特征，加速了金融集聚的形成。第三，金融集聚客觀上追逐金融資源配置效率，實現(xiàn)功能效應。Kindleberger[9]與劉軍等[3]認為，金融資源與區(qū)位地理環(huán)境以及產(chǎn)業(yè)協(xié)調(diào)融合所形成的網(wǎng)絡化空間結構，能夠有效降低流動性風險，完善資金配置風險轉移功能，提升金融中介機構的專業(yè)化交易，從而優(yōu)化金融資源配置。

關于金融集聚與經(jīng)濟增長間的關聯(lián)機制，正如戈德史密斯[10]所言，“經(jīng)濟與金融發(fā)展之間存在著一種粗略的平衡關系”。金融集聚是金融發(fā)展演化過程中必然的結果，金融中心是金融集聚的具象表現(xiàn)形式，金融業(yè)空間集聚和區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展相互促進[11]，產(chǎn)業(yè)結構與金融集聚相互影響、互為推力。一方面，金融集聚作為產(chǎn)業(yè)集聚的一種表現(xiàn)形式，通過與實體經(jīng)濟的交互融合而開拓市場，并基于專業(yè)化、規(guī)范化而充分發(fā)揮資源效用，進而促進經(jīng)濟良性發(fā)展；另一方面，金融機構由于自身的趨利性，會基于信息優(yōu)勢合理篩選優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，并基于收益最大化實現(xiàn)資金配置，通過規(guī)模經(jīng)濟效應和空間外部性，實現(xiàn)金融資源配置效率的提高和創(chuàng)新效率的改善，促進區(qū)域經(jīng)濟增長。Beck等[12]與Nourzad[13]實證研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻，研究發(fā)現(xiàn)，相比于資本存量的增加，金融體系健全更易于提升全要素生產(chǎn)率，且發(fā)達經(jīng)濟體的表現(xiàn)更加突出。余泳澤等[14]與張浩然[15]著眼于金融集聚的形成機制和空間特征，以地理距離作為權重矩陣，實證研究金融集聚的空間外溢效應，結果表明，金融集聚對工業(yè)生產(chǎn)率有顯著的空間外溢效應，但此外溢效應存在邊界有界性。洪功翔等[16]采用區(qū)位熵和空間計量方法測度我國東、中、西部的金融集聚程度，研究結果表明，銀行業(yè)、證券業(yè)和保險業(yè)的集聚效應存在區(qū)域異質性。張克雯[17]通過建立雙向互動關系模型驗證金融集聚與經(jīng)濟增長間的關系，發(fā)現(xiàn)二者相互促進但存在城市差異性。也有一些不同的、值得深思的研究視角和研究結果，陳享光[18]基于馬克思的社會經(jīng)濟發(fā)展理論，對比分析貨幣金融資本積累和虛擬金融資本積累，認為金融資本的過度積累，會使矛盾在發(fā)展過程中逐漸積累，最終導致落入發(fā)展陷阱。

目前，我國聚焦于創(chuàng)新驅動經(jīng)濟體系建設，致力于推動經(jīng)濟發(fā)展質量、效率、動力變革，金融發(fā)展必然成為經(jīng)濟增長的驅動力。然而，我國經(jīng)濟增長存在周期性和階段性特征[19]，金融影響實體經(jīng)濟發(fā)展的表現(xiàn)也呈現(xiàn)出復雜性[20]，金融資源呈現(xiàn)出行業(yè)和地理空間的集聚特征明顯，甚至有些地區(qū)呈現(xiàn)出虹吸現(xiàn)象。一方面，金融集聚是需求反映的表現(xiàn)，其追逐金融資源配置效率，客觀上有助于全要素生產(chǎn)率的提升，促進經(jīng)濟增長；另一方面，金融集聚也是供給引導的結果，不完備的市場、信貸約束和所有權優(yōu)勢等因素造成了金融資源行業(yè)偏袒嚴重，潛在存在一定程度的金融資源錯配或擁擠的不經(jīng)濟，由此導致的非效率難免對生產(chǎn)率產(chǎn)生負面影響。從區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展層面來看，不同的經(jīng)濟發(fā)展水平會導致金融集聚的區(qū)域非均衡性，諸如地域依賴、不對稱信息、規(guī)模經(jīng)濟、人力資本水平和技術創(chuàng)新能力等因素，金融集聚的經(jīng)濟績效也表現(xiàn)出區(qū)域異質性。

考察金融集聚影響經(jīng)濟增長主要關注兩大主題：一是金融集聚對產(chǎn)業(yè)或行業(yè)生產(chǎn)率提升的影響；二是金融集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的貢獻。針對主題一，已有經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)[21]，中國金融集聚對工業(yè)生產(chǎn)率的影響存在直接負效應和間接正效應，間接正效應會阻滯直接負效應的不利影響，但依賴于R&D資本的中介傳導有效性，因此，金融集聚影響生產(chǎn)率提升的關鍵仍在于創(chuàng)新能力和R&D資本投入水平。同時，直接負效應的經(jīng)驗研究結果，在一定程度上印證了金融資源錯配和擁擠的不經(jīng)濟，也表明傳統(tǒng)金融集聚理論對中國經(jīng)濟現(xiàn)實缺乏解釋力。那么，基于主題二檢驗中國金融集聚影響區(qū)域經(jīng)濟增長的特殊表現(xiàn)，同樣具有吸引力。因此，本文試圖考察我國金融集聚影響區(qū)域經(jīng)濟增長的門限效應和空間效應，以期獲得我國金融集聚區(qū)域異質性和非均衡性的經(jīng)驗證據(jù)，尤其是實現(xiàn)瓶頸期或陷阱區(qū)的測度。另外，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關聯(lián)性問題是經(jīng)濟學研究的經(jīng)典課題之一，現(xiàn)有文獻為本文提供了研究基礎，但在闡釋二者關系的實證研究中，因衡量金融發(fā)展指標不同和經(jīng)濟增長水平的差異，使得相關研究難以獲得一致的結論，并且關于金融集聚影響經(jīng)濟增長的機理研究尚缺乏足夠的數(shù)理邏輯，因此，對制定金融和經(jīng)濟調(diào)控政策所提供的經(jīng)驗依據(jù)稍顯不足，這也是本文的研究初衷所在，本文試圖從數(shù)理的角度厘清金融集聚引導經(jīng)濟增長的最優(yōu)路徑。

二、數(shù)理模型

本節(jié)將基于內(nèi)生經(jīng)濟增長模型，在生產(chǎn)函數(shù)中引入金融資源投入要素，構建數(shù)理模型，對經(jīng)濟增長進行動態(tài)最優(yōu)化分析，以期獲得金融集聚引導下的經(jīng)濟增長路徑。

假設前提：金融集聚是金融發(fā)展演化過程中必然的結果，演進形成的金融集聚追逐金融資源配置效率，客觀上有助于金融資源總量的增加和金融系統(tǒng)效率的改善。因此，為簡化問題，在下述數(shù)理模型推導過程中，金融集聚等同于金融發(fā)展。

(一)最優(yōu)路徑分析

設定生產(chǎn)函數(shù)如式(1)所示：

(1)

結合資本增量方程、人力資本積累方程、技術生產(chǎn)函數(shù)和消費者效用函數(shù)，可得最優(yōu)化分析的目標函數(shù)和約束條件如式(2)：

(2)

其中，C表示消費，ρ表示消費者的主觀時間偏好率，是消費者對未來各種消費的非忍耐性。φ(0<φ<1)表示儲蓄向投資轉化的比率，取決于金融部門的發(fā)展程度或系統(tǒng)效率；δ代表資本折舊率。AH表示人力資本積累效率系數(shù)，(1-u)H為投入到人力資本開發(fā)活動中的人力資本量，可以視為人力資本積累。B表示不變的技術系數(shù)，λ表示人力資本的彈性系數(shù)且λ∈(0,1)，φ表示技術的外部性程度且φ∈(0,1)；F表示金融部門向實體經(jīng)濟提供的金融資源數(shù)量，θ表示金融產(chǎn)品在技術創(chuàng)新過程中的外部性。

最優(yōu)增長的現(xiàn)值Hamilton函數(shù)為：

J=U(C)+ω1[φKα(AuH)β-φC-δK]+ω2B[(1-u)H]λAφFθ+ω3AH(1-u)H

(3)

基于控制變量的最優(yōu)條件、歐拉方程和橫截性條件，推導可得：(1)限于篇幅，具體推導過程略，如有需要請聯(lián)系作者。

(4)

進一步可得gY=gC=gK，且最優(yōu)路徑時gA和gC關于gF的表達式分別為：

(5)

(6)

(二)結果分析

式(5)和式(6)表明，金融集聚促使gF(金融資源增長率)提升，能夠提高平衡路徑上的長期穩(wěn)態(tài)經(jīng)濟增長率(消費增長率、實物資本增長率)和技術進步率。對式(5)、式(6)求偏導，得到?gA/?AH>0，?gA/?u<0，?gA/?θ>0，和?gC/?AH>0，?gC/?u<0，?gC/?θ>0，表明這三個參數(shù)對經(jīng)濟增長率的作用與對技術進步率的作用方向一致，即隨著人力資本積累效率(AH)的增加、投入到人力資本開發(fā)活動的人力資本占比(1-u)的增加、金融資源在技術創(chuàng)新過程中外部性(θ)的增強，會促進技術進步率的提高和實現(xiàn)經(jīng)濟長期穩(wěn)態(tài)增長。同時，由公式(6)可知，經(jīng)濟的長期穩(wěn)態(tài)增長本質上源于技術進步和人力資本積累。

綜上，經(jīng)濟增長源于實物資本投入、技術創(chuàng)新和人力資本積累，金融集聚影響經(jīng)濟增長主要通過兩種途徑：一是儲蓄投資轉化率，金融集聚會提升金融系統(tǒng)效率，加強金融市場“中介人”的作用，便于儲蓄投資轉化，進而提高實物資本增長率、消費增長率、經(jīng)濟增長率和技術進步率；二是金融資源總量的增加，金融集聚會實現(xiàn)金融資源配置效率的提升，增強股權融資，實現(xiàn)資本積累，提高技術進步率，加速經(jīng)濟增長。因此，金融集聚既有水平效應又有增長效應，金融集聚促進實體經(jīng)濟增長，本質上在于資本積累和技術創(chuàng)新。

三、金融集聚的門限效應

(一)模型基礎

更一般化，設定引入金融資源要素的生產(chǎn)函數(shù)形式為：

Y=BKαRβFλLω

(7)

其中，B為常數(shù)，K、R、F、L分別代表實物資本存量、知識資本、金融資源(代表金融集聚程度)和勞動力，對式(7)兩邊取自然對數(shù)有：

lnY=lnB+αlnK+βlnR+λlnF+ωlnL

(8)

(二)變量選取

產(chǎn)出變量(Y)：2000—2017年實際各級地區(qū)生產(chǎn)總值。

資本存量(K)：運用永續(xù)盤存法估算。

知識資本(R)：選用國內(nèi)三種專利受理量作為知識資本的衡量指標。

金融集聚(F)：采用地區(qū)金融產(chǎn)值區(qū)位熵度量金融集聚程度，F(xiàn)=(eij/pj)/(ei/p)，eij為j地區(qū)的i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，pj為j地區(qū)的人口數(shù)，ei為全國i產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，p為全國總人口數(shù)。

勞動力(L)：采用各省市自治區(qū)年末從業(yè)人員數(shù)。

數(shù)據(jù)樣本區(qū)間為2000—2017年，所有指標的基礎數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(http://db.cei.gov.cn)、中國社會經(jīng)濟與發(fā)展統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(http://#cnki.net)和《中國統(tǒng)計年鑒》。除去缺失指標較多的重慶和西藏自治區(qū)，只選取剩下的29個省市自治區(qū)作為研究對象。

(三)門限回歸方程

建立門限回歸模型，對金融集聚和經(jīng)濟增長的非線型特征進行研究。參考現(xiàn)有文獻，對面板數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)各變量均為一階單整變量。對比原始數(shù)據(jù)和差分后數(shù)據(jù)的門限回歸結果，發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)大小、趨勢、顯著性檢驗均無太大差異，為了方便對應影響關系，本文采用原始數(shù)據(jù)測算門限方程回歸結果。門限回歸方程如下：

lnYit=α1lnKit+α2lnRit+α3lnLit+α4lnF×I(lnFit≤γ1)+α5lnF×I(γ1γ2)+εit

(9)

其中，F(xiàn)是門限變量，I(·)是示性函數(shù)，I(F≤γ)=1，I(F>γ)=0；γ1、γ2是門限值，εit是殘差項。

(四)結果分析

第一，由門限方程回歸結果發(fā)現(xiàn)，各個變量的回歸系數(shù)分別是金融集聚(0.178、0.145、0.157)、實物資本(0.323)、勞動力(0.150)和知識資本(0.032)，均在P<0.01水平下顯著。金融集聚對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用，且隨著金融集聚程度不同呈現(xiàn)出明顯的非線性特征，在兩個門限值間(4.857，8.590)存在“瓶頸期”或“陷阱區(qū)”。當金融集聚程度低于低門限值時，金融集聚對經(jīng)濟增長的貢獻為0.178，相對比較明顯；隨著金融集聚程度進一步提高但還沒有達到高門限值時，金融集聚對經(jīng)濟增長的貢獻減少到0.145，呈下降趨勢，這潛在可以理解為是金融資源積累所付出的代價，但這部分“代價”具有滯后效應，當金融集聚程度超出高門限值時，金融集聚對經(jīng)濟增長的貢獻又開始增大到0.157，呈現(xiàn)上升趨勢。

第二，根據(jù)2012—2017年各地區(qū)平均金融集聚區(qū)位熵數(shù)值(如表1所示)，兩個門限值對應的區(qū)位熵(分別為5.074和10.510)將各地區(qū)分為三個區(qū)制，北京、上海、天津、江蘇、浙江、廣東和福建地區(qū)屬于第一區(qū)制，金融集聚區(qū)位熵高于10.510，已經(jīng)超越金融集聚陷阱，因此，金融集聚對經(jīng)濟增長的促進作用會越來越重要。而云南、安徽、河南、吉林、江西、貴州、湖南和甘肅地區(qū)的金融集聚區(qū)位熵屬于第三區(qū)制，低于5.074，這些地區(qū)還未步入“陷阱區(qū)”內(nèi)，雖然金融集聚程度較低，但金融集聚能顯著地促進當?shù)亟?jīng)濟增長。其余地區(qū)處于金融集聚過程中的瓶頸期，金融集聚影響經(jīng)濟增長的作用不明顯，因此，加強這部分地區(qū)的金融集聚程度，快速跨越“陷阱區(qū)”，進一步提升金融集聚對經(jīng)濟增長的促進作用，具有現(xiàn)實意義。

表1 2012—2017年平均金融集聚區(qū)位熵

四、金融集聚的空間效應

(一)空間杜賓模型

基于式(7)和式(8)生產(chǎn)函數(shù)及其對數(shù)形式，通過LM檢驗和Hausman檢驗，確定空間杜賓模型1(地理鄰近)和模型2(經(jīng)濟發(fā)展鄰近)分別包含固定效應和隨機效應；再經(jīng)過時間空間固定效應結合的顯著性檢驗，并根據(jù)LR和Wald統(tǒng)計量結果，確定模型1包含空間時間雙固定效應。最終模型1和模型2的方程分別為式(10)和式(11)：

空間杜賓模型1：

(10)

空間杜賓模型2：

(11)

其中，ρ為空間自相關系數(shù)，w為空間權重系數(shù)，w1為地理上鄰近空間權重矩陣，w2為經(jīng)濟發(fā)展鄰近空間權重矩陣，wlnY和wlnK、wlnR、wlnL、wlnF分別為被解釋變量和解釋變量的空間滯后項，η為常數(shù)項；μ和θ為回歸系數(shù)，分別為空間和時間的特定效應；ξ為服從經(jīng)典假設的誤差項。

由于模型包含被解釋變量和解釋變量的空間效應，為避免空間面板模型采用極大似然估計法造成的估計偏誤，本文借鑒Elhorst提出的引入偏差修正的極大似然估計法，獲得轉換估計結果，如表2所示。

表2 模型估計結果

注：()內(nèi)為概率，***表示p<0.01,**表示p<0.05,*表示p<0.1。

(二)結果分析

第一，由模型1的估計結果可知，實物資本、知識資本、金融集聚和勞動力對本地區(qū)的產(chǎn)出均為正向促進作用。除知識資本外均有顯著空間交互效應，但金融集聚(-0.014)的空間交互效應為負，表明區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟增長受地理鄰近地區(qū)金融集聚程度的負向影響，這一結果的潛在原因可以解釋為，我國金融集聚在地理空間上非均衡分布，地理鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平差距顯著，導致知識資本外溢障礙，獲得金融資源時存在激烈的競爭現(xiàn)象，從而呈現(xiàn)負的空間交互效應。

第二，模型2中金融集聚對本地區(qū)產(chǎn)出的影響略微變小，而空間交互效應發(fā)生了明顯的變化，由負向顯著轉變?yōu)檎蝻@著(0.082)；實物資本的空間交互效應為負相關；勞動力的空間交互效應負相關；知識資本對本地區(qū)產(chǎn)出的影響轉變?yōu)轱@著正相關，空間交互效應轉為正相關。實證結果可以解釋為，經(jīng)濟鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平相當，勞動力流動速度快，實物資本和人才競爭相比地理鄰近地區(qū)更為激烈，但區(qū)域經(jīng)濟平衡發(fā)展可促進知識資本外溢，使得金融集聚既有助于區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展又可以促進經(jīng)濟鄰近地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。綜合模型1和模型2的結果可見，知識資本外溢是否順暢成為金融集聚促進區(qū)域經(jīng)濟增長的關鍵，而知識資本是技術創(chuàng)新的前提，這一實證結果與本文前述數(shù)理模型結果不謀而合。

(三)集聚效應和溢出效應

在分析金融集聚對本地區(qū)產(chǎn)出作用和空間交互效應后，還需討論其直接和間接效應。直接效應亦是集聚效應，表征金融集聚程度對區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟增長的影響；對應的間接效應則指金融集聚的溢出效應，表征金融集聚拉動周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的程度。表3為模型1和模型2的直接和間接效應估計結果。

表3 模型1和模型2的直接效應和間接效應

注：()內(nèi)為概率，***表示p<0.01,**表示p<0.05,*表示p<0.1。

從金融集聚來看，模型1中金融集聚的直接效應為0.039，間接效應為-0.015，均為顯著，這說明金融集聚對本地區(qū)的經(jīng)濟產(chǎn)出有顯著促進作用，而對地理鄰近地區(qū)的經(jīng)濟作用則是反向的，呈現(xiàn)負效應；模型2中金融集聚的直接效應為顯著正效應(0.036)，間接效應為顯著正效應(0.061)，表明金融集聚促進了本地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展，對經(jīng)濟鄰近地區(qū)也具有明顯的拉動作用。綜合模型1和模型2中的結果表明：在我國，金融集聚具有顯著的集聚效應，更傾向對區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟發(fā)展起到促進作用，這就足以解釋我國金融中心不斷集中發(fā)展的現(xiàn)實情境；另外，金融集聚對地理鄰近地區(qū)間起到負向溢出效應，這印證了金融集聚在一定程度上具有虹吸現(xiàn)象和“排他性”，對此應通過積極的供給引導盡可能破解虹吸效應的不利影響。金融集聚對經(jīng)濟鄰近地區(qū)是顯著的、正的溢出效應，并且結合前述的實證結果可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟平衡發(fā)展有助于通過競爭機制實現(xiàn)金融與實體經(jīng)濟的良性互動。

事實上，我國金融發(fā)展東西差距明顯，2000年，金融業(yè)增加值主要集中在川渝、長三角、環(huán)渤海和珠三角地區(qū)。2008年，西部甘肅省增值減少，東部福建省步入集聚程度高的行列。 2016—2017年，由于經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略布局和政策引導，金融資源流動發(fā)生明顯變化，金融集聚的格局也變化較大。2016年間，中西部地區(qū)的金融集聚程度在不斷提升，川渝、長三角、珠三角地區(qū)金融集聚形成較大輻射范圍，特別是湖北省，因處于優(yōu)越的經(jīng)濟地理樞紐位置而成為新的金融集聚中心，但環(huán)渤海地區(qū)集聚程度明顯下降。北京緣于特殊的政治、經(jīng)濟、文化背景，仍處于金融集聚中心地位，但表現(xiàn)出明顯的虹吸現(xiàn)象，進一步基于2016年金融產(chǎn)值繪制的Moran’s I散點圖可以發(fā)現(xiàn)，北京處于第四象限，屬于高值被低值包圍的HL空間關系，佐證了虹吸現(xiàn)象的存在。到2017年，環(huán)繞北京的河北省金融業(yè)增加值顯著提升，金融資源回流明顯，金融集聚程度有所提升，我們相信這一結果與京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略以及河北雄安國家級新區(qū)的設立與發(fā)展息息相關。顯然，伴隨著調(diào)整優(yōu)化城市布局和空間結構，培育創(chuàng)新驅動發(fā)展引擎，金融服務經(jīng)濟發(fā)展更將具有重大現(xiàn)實意義和深遠歷史意義。

五、結論和啟示

第一，金融集聚影響經(jīng)濟增長主要通過金融資源總量的增加和金融系統(tǒng)效率的提高，其本質是資本積累和技術創(chuàng)新。實證研究發(fā)現(xiàn)，知識資本外溢是否順暢成為我國金融集聚促進區(qū)域經(jīng)濟增長的關鍵，因此，有必要加大金融資源投入，并以知識資本，尤其是R&D資本為中介，提高金融資源配置效率，提升全要素生產(chǎn)率，實現(xiàn)創(chuàng)新效率改善和區(qū)域經(jīng)濟增長。特別針對工業(yè)企業(yè)而言，鑒于R&D資本對全要素生產(chǎn)率具有積極影響，可以通過技術創(chuàng)新和工藝改進引導企業(yè)合理分配生產(chǎn)要素，通過提高研發(fā)投入強度和增強技術吸收、消化能力，實現(xiàn)工業(yè)規(guī)模生產(chǎn)優(yōu)勢。同時，由于金融資源分配更多傾向于國有控股企業(yè)和大中型企業(yè)，而民營企業(yè)和小微企業(yè)獲得金融支持的能力相對處于弱勢，潛在的金融資源錯配不利于我國產(chǎn)業(yè)結構調(diào)整、轉型和優(yōu)化升級。有鑒于此，應積極構建并完善多元化、多層級的金融結構體系，突破以銀行為主導的結構體系，金融體系健全更有利于經(jīng)濟增長。

第二，金融集聚影響經(jīng)濟增長具有門限效應，我國金融集聚存在區(qū)域異質性，突破金融集聚影響經(jīng)濟增長的瓶頸期至關重要。金融集聚呈現(xiàn)明顯的地理空間特征，金融集聚對區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展有較強的集聚效應，而對地理相鄰地區(qū)有負的溢出效應，雖然在地理空間上存在資源競爭，但經(jīng)濟平衡發(fā)展有助于通過競爭機制實現(xiàn)金融與實體經(jīng)濟的良性互動。總體而言，我國東部沿海地區(qū)金融集聚程度較高，同時經(jīng)濟發(fā)展水平較高，市場化改革相對徹底，基礎設施和服務的完備化有利于形成規(guī)模經(jīng)濟效應和空間效應，從而更有利于吸納金融資源，但也拉大了東部與其他經(jīng)濟區(qū)域金融業(yè)的差距。鑒于我國區(qū)域間金融集聚程度差異較大，在不過度扭曲整體經(jīng)濟績效的前提下，基于社會公平的考量，區(qū)域政策的制定應積極推動欠發(fā)達地區(qū)從低產(chǎn)值的均衡跳躍至高產(chǎn)值的均衡，各地方政府也應該結合當?shù)亟?jīng)濟基本情況，制定符合當?shù)噩F(xiàn)實的金融發(fā)展計劃。

第三，金融政策的制定應兼顧推動金融發(fā)展和區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。金融集聚同時具有強集聚效應和弱溢出效應，使得金融集聚具有一定程度的排他性，從而呈現(xiàn)金融集聚中心區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展越來越強，而其周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展越來越弱。因此，金融政策的供給引導應有助于充分發(fā)揮金融中心的實踐引領作用，通過創(chuàng)新競爭機制和政策驅動機制加強金融集聚積極的空間效應。重視金融資源的合理分配，協(xié)調(diào)金融資源、人力資本、實物資本和知識資本的有序流動，諸如地理相鄰地區(qū)的實物資本和人力資本的流動，以及經(jīng)濟相鄰地區(qū)的人力資本和知識資本的流動，減弱既有金融集聚中心對地理相鄰地區(qū)的負向溢出效應，促進區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。另外，金融集聚的溢出效應是一種整合效應，很大程度上受行政體制的影響，因此，各級政府間應加強交流合作，充分實現(xiàn)人才、各類資源的共享，充分發(fā)揮金融集聚的正向溢出效應。

第四，就金融發(fā)展而言，應在規(guī)范發(fā)展的基礎上，持續(xù)推動金融自由化改革，引導金融市場合理化、高效化發(fā)展。我國金融發(fā)展水平還較低，資本市場的功能未得到充分利用，金融機構貸款覆蓋面過窄。因此，應積極創(chuàng)新融資工具，擴大金融信貸覆蓋面。毋庸諱言，中小企業(yè)是創(chuàng)新經(jīng)濟發(fā)展的活力源泉，對于存在一定程度金融束縛的民營企業(yè)和中小企業(yè)而言，金融機構應貫徹落實扶優(yōu)限劣的服務方針，建立和完善風險成本分攤機制，具體解決存貸款期限錯配問題，打通其融資瓶頸，從而有的放矢地提升金融服務實體經(jīng)濟的能力。同時，金融機構應主動對接國家發(fā)展戰(zhàn)略，加大對有效益、有競爭力的優(yōu)質企業(yè)的支持力度，穩(wěn)步推進具有良好發(fā)展前景的困難企業(yè)的增效升級，有序推動浪費資源、擾亂秩序的僵尸企業(yè)的整合重組，全方位、多層級實現(xiàn)金融服務與實體經(jīng)濟發(fā)展的互動演化。