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)
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。
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。
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)
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。
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)
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。
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(γ1
(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。
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
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。
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。
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。
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。