朱成科，袁望喜，袁 超

（1.合肥學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，合肥 230601;2.淮北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽淮北 235000）

長江三角洲地區(qū)，共41 個城市，區(qū)域國土面積占全國的2.3%，人口數(shù)量達(dá)到全國的1/7。截至2021 年，長三角地區(qū)固定資產(chǎn)投資同比增速高于全國平均增速3.2%，生產(chǎn)總值占比達(dá)到全國的24.1%，進(jìn)出口總額占比36.1%，占據(jù)著中國整體經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的核心地位，也進(jìn)一步凸顯出長三角地區(qū)在國家現(xiàn)代化建設(shè)大局和全方位開放格局中戰(zhàn)略地位。

長三角地區(qū)是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展最活躍、開放程度最高、創(chuàng)新能力最強(qiáng)的區(qū)域，在推動中國政治、市場、經(jīng)濟(jì)、社會等領(lǐng)域發(fā)展起著至關(guān)重要的作用①。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，是推動長三角經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要特征和活力源泉，是實現(xiàn)區(qū)域一體化發(fā)展的重要保障。隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，長三角高質(zhì)量一體化發(fā)展必然離不開長三角地區(qū)金融業(yè)的服務(wù)和支撐。金融一體化是長三角經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)容，是區(qū)域一體化進(jìn)程的必然趨向。[1]目前，長三角區(qū)域金融整體實力較強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)體量較大、金融資源豐富，一體化趨勢逐步顯現(xiàn)。但區(qū)域內(nèi)部金融發(fā)展存在較大差異，上海、江蘇、浙江的金融水平顯著高于安徽。行政區(qū)劃分割形成地方保護(hù)壁壘，導(dǎo)致要素流動效率低下，金融合作的深度和對外開放的程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。各區(qū)域間金融資金價格趨同度不高，金融發(fā)展不平衡、金融資源差異、信息共享平臺缺乏等現(xiàn)狀仍很明顯。因此，本文通過測度長三角金融一體化水平，了解長三角地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展趨勢，進(jìn)而分析影響長三角金融一體化發(fā)展因素，為加快金融一體化發(fā)展提供理論支持和決策參考。

1 文獻(xiàn)綜述

金融一體化是指國與國（地區(qū)）之間的金融活動相處滲透、相處影響而形成一個聯(lián)動整體的發(fā)展態(tài)勢。國外學(xué)者較早關(guān)注區(qū)域金融一體化的理論研究：Kindleberger[2]提出“金融中心論”，表明區(qū)域內(nèi)會產(chǎn)生金融中心，金融中心會聚集并優(yōu)化配置金融資源，從而促進(jìn)金融一體化；Oxelheim[3]則提出金融依賴?yán)碚?，即金融一體化的本質(zhì)是金融依賴，可根據(jù)依賴的直接和間接程度來判斷一體化的程度，通過研究調(diào)查金融一體化對宏觀經(jīng)濟(jì)波動的影響；Makoto[4]發(fā)現(xiàn)金融一體化對產(chǎn)出波動有顯著的正向影響，而對消費(fèi)波動的影響不顯著。國內(nèi)學(xué)者白欽先[5]是區(qū)域金融一體化理論探究的開創(chuàng)者，認(rèn)為區(qū)域間金融資源合理配置，能促進(jìn)國家、地區(qū)的經(jīng)濟(jì)長期可持續(xù)增長。張鳳超[6]對金融一體化理論進(jìn)行構(gòu)建，建議研究金融一體化時將“金融”和“區(qū)域”有機(jī)融合，注重多學(xué)科的交叉結(jié)合。此外，張小東[7]通過理論分析和經(jīng)驗證據(jù)得出，區(qū)域的金融發(fā)展對緩解融資約束起積極作用，對成長期企業(yè)并購形成明顯的支持。

關(guān)于長三角區(qū)域金融一體化的研究中，馬子玉[8]從宏觀視角探究長三角金融發(fā)展對該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)果表明金融水平的提升促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。林東杰、武英濤[9，10]從微觀視角研究長三角金融對企業(yè)的發(fā)展，顯示長三角地區(qū)的金融發(fā)展對企業(yè)投資有著顯著的正向影響。從銀行信貸聚合的視角，林鍵[11]提出了信貸一體化是金融一體化的關(guān)鍵突破口，推進(jìn)長三角金融一體化需著力打破制約信貸資源自由流動的邊界壁壘?；诮鹑谛实囊暯?，左川[12]研究發(fā)現(xiàn)金融基礎(chǔ)設(shè)施的積極引入有利于深化長三角區(qū)域的金融一體化進(jìn)程。陸岷峰[13]立足于金融科技視角，認(rèn)為技術(shù)手段能緩解單位與整體區(qū)域之間的矛盾問題，積極發(fā)揮科技金融在金融發(fā)展的作用，有利于金融一體化快速落實。

伴隨著區(qū)域金融一體化實證研究的深入，國內(nèi)外金融一體化測度方法獲得持續(xù)發(fā)展與創(chuàng)新。其中Feldstein 和Horioka[14]首次利用儲蓄與投資的相關(guān)性來測量OECD 區(qū)域金融一體化程度。Worthington[15]運(yùn)用VAR模型研究歐盟各國股票市場一體化，結(jié)果表明一體化程度較高；Hoffman[16]基于價格和數(shù)量的金融一體化綜合指標(biāo)，對歐元區(qū)的19個成員國進(jìn)行面板回歸分析，發(fā)現(xiàn)金融一體化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)由于利率管制因素，采用數(shù)量法F-H 模型測量區(qū)域金融一體化居多。李喆、齊明[17-18]使用F-H 模型測量了京津冀區(qū)域金融協(xié)調(diào)發(fā)展程度，研究發(fā)現(xiàn)京津冀金融一體化水平有所提升。對于長三角區(qū)域，楊鳳華[19]和趙素艷[20]用F-H 模型測量了長三角金融一體化水平，得出長三角一體化水平逐年上升，且發(fā)展趨勢較好。何三峰[21]應(yīng)用F-H模型和GMM估計方法測量成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)金融一體化水平，研究發(fā)現(xiàn)政府行為對區(qū)域發(fā)展存在制約影響。而李泉[22]通過F-H 模型以及估計差分GMM模型推算出中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的金融協(xié)調(diào)發(fā)展系數(shù)，實證結(jié)果表明地方政府的行為有利于中原經(jīng)濟(jì)區(qū)區(qū)域金融協(xié)調(diào)發(fā)展。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對金融一體化的研究較為豐富，為本文的研究提供很好的借鑒作用，但仍存在不足之處：一是學(xué)者們對區(qū)域金融一體化的研究多為定性分析，定量測度分析不多；二是國內(nèi)對于長三角區(qū)域金融一體化發(fā)展水平測度的研究較少，且大多以長三角區(qū)域三省一市的省級數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究。因此，本文選取了2010—2021 年長三角區(qū)域的41 個地級市面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用F-H 模型和GMM估計方法測量長三角金融一體化程度，分析長三角金融一體化發(fā)展影響因素，并據(jù)此提出促進(jìn)長三角金融一體化的政策建議。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選取

2.1 模型選擇

測量金融一體化的主要方法有價格法、制度分析法和數(shù)量法，其中數(shù)量法是目前測算中國城市群金融一體化最可行的方法[23]，它基于微觀經(jīng)濟(jì)主體決策，包括方法有“儲蓄-投資（F-H）相關(guān)性檢驗法”和“收入-消費(fèi)相關(guān)性檢驗法”，但在實際運(yùn)用方面，學(xué)者們更加偏愛儲蓄-投資（F-H）相關(guān)性檢驗法，其優(yōu)點(diǎn)：相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)容易收集，且可利用區(qū)域內(nèi)部的儲蓄、投資數(shù)據(jù)來測度區(qū)域金融一體化程度。[24]然而該方法存在內(nèi)生性變量缺陷，為消除內(nèi)生因素帶來的影響，引入了有條件的儲蓄-投資（FH）相關(guān)性檢驗。[25]綜上分析，本文采用數(shù)量法中的F-H 模型對長三角區(qū)域金融一體化發(fā)展水平進(jìn)行測度。

2.2 F-H模型構(gòu)建

F-H 模型是由Feldstein 和Horioka[14]提出用來檢驗金融資本的跨區(qū)域流動性，通過測算儲蓄和投資之間相關(guān)系數(shù)從而衡量金融一體化程度，該相關(guān)系數(shù)介于0到1之間，系數(shù)越大（?。┱f明該區(qū)域儲蓄和投資依賴性越強(qiáng)（弱），當(dāng)?shù)貎π罡啵ㄉ伲┯糜谠摰貐^(qū)投資，即區(qū)域金融一體化的程度越低（高）。F-H模型分為無條件的F-H模型和有條件的F-H模型，其中無條件的F-H模型公式為

式中：I為投資；Y為地區(qū)生產(chǎn)總值；S為儲蓄；ε為誤差項；β是儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)，即F-H系數(shù)。

若儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)β 越趨近于1，說明投資與儲蓄相關(guān)性越強(qiáng)，此時該地區(qū)與其他地區(qū)的資金流動程度越弱，即該地區(qū)金融一體化程度越低；若相關(guān)系數(shù)β 越趨近于0，說明投資與儲蓄相關(guān)性越弱，此時該地區(qū)與其他地區(qū)的資金流動程度越高，即該地區(qū)金融一體化水平越高。

2.2.1 無條件的F-H模型

無條件的F-H 模型研究某一區(qū)域的金融一體化發(fā)展程度，但不考慮區(qū)域內(nèi)部的其他因素對金融一體化發(fā)展造成的影響。由于中國的主要融資方式以間接融資為主，且資本市場絕大部分由銀行體系控制。Genevieve[26]研究中國各省間的金融整合時使用銀行存貸款之間相關(guān)性系數(shù)來代替儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)。因此，本文將儲蓄（S）用地區(qū)金融機(jī)構(gòu)年末人民幣存款余額(D)代替，投資（I）用金融機(jī)構(gòu)年末人民幣貸款余額(L)代替，即把投資與儲蓄之間的相關(guān)性轉(zhuǎn)換成金融機(jī)構(gòu)存貸款之間的相關(guān)性。

替換后的無條件的F-H模型公式為

其中：L/Y為投資率；D/Y為儲蓄率；β是地區(qū)儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)。

2.2.2 有條件的F-H模型

一個地區(qū)的投資和儲蓄會受到地方政府以及經(jīng)濟(jì)周期因素的影響，因此無條件的F-H 模型存在內(nèi)生性問題，為解決其問題，引入了有條件的F-H 模型。有條件的F-H 模型就是在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，剔除了地方政府和經(jīng)濟(jì)周期的影響因素。

首先，剔除地方政府的影響因素，具體模型公式為

Fit反映的是第i 個地區(qū)在t時期的地方政府的影響因素，用一般公共預(yù)算支出f 占地方GDP 比重衡量。將公式（4）和（5）中生成的殘差序列進(jìn)行回歸，得到公式（6）

然后，剔除經(jīng)濟(jì)周期和地方政府因素影響因素，具體模型公式如下

yit反映的是第i個地區(qū)在t時間內(nèi)受到經(jīng)濟(jì)周期波動的影響，采用的是HP濾波方法，該方法理論基礎(chǔ)是時間序列的譜分析方法，可作用于地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)，濾去GDP波動，即用地區(qū)i的GDP趨勢減去本區(qū)域的GDP 趨勢，從而平滑周期波動。將公式（8）和（9）中生成的殘差序列再次進(jìn)行回歸，得

其中：β′是剔除地方政府的影響因素后的有條件的儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)，β′′是剔除了經(jīng)濟(jì)周期和地方政府因素影響后得到的有條件的儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)，即為排除了內(nèi)生因素干擾的儲蓄與投資的相關(guān)系數(shù)。

2.2.3 動態(tài)面板數(shù)據(jù)F-H 模型

金融發(fā)展是一個動態(tài)的進(jìn)程，經(jīng)濟(jì)指標(biāo)可能會受過去的某些要素作用，即經(jīng)濟(jì)指標(biāo)具有滯后性，而靜態(tài)面板在進(jìn)行回歸分析和檢驗的過程中容易引起誤差，所以，在解釋變量中加入滯后項，可增加估計結(jié)果的精確性。引入滯后項后的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型如下。

無條件F-H模型（2）的動態(tài)面板模型為

剔除地方政府影響因素后的有條件F-H模型（6）的動態(tài)面板模型如下

剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素后的有條件F-H模型（10）的動態(tài)面板模型為

式（12）與式（13）中的誤差項由μi和εit構(gòu)成，μi反映個體效應(yīng)，εit反映異質(zhì)性沖擊。由于動態(tài)面板模型中的滯后項與誤差項的個體效應(yīng)μi相關(guān)，導(dǎo)致出現(xiàn)內(nèi)生性現(xiàn)象，為此采用一階差分以消除個體效應(yīng)，故得到動態(tài)無條件的F-H模型一階差分如：

剔除地方政府影響因素的動態(tài)有條件的F-H 模型一階差分如下

剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素的動態(tài)有條件的F-H模型一階差分為

2.3 數(shù)據(jù)選取與指標(biāo)說明

為測量長三角區(qū)域金融一體化水平，選取2010—2021年長江三角洲地區(qū)的41個城市面板數(shù)據(jù)，其中，i表示地區(qū)，t表示時間。結(jié)合F-H模型應(yīng)用情況，選擇的數(shù)據(jù)包括：城市生產(chǎn)總值(Y)、金融機(jī)構(gòu)年末人民幣存款余額(D)、金融機(jī)構(gòu)年末人民幣貸款余額(L)、一般公共預(yù)算支出(f)。數(shù)據(jù)主要源于國家統(tǒng)計局、各地級市的統(tǒng)計年鑒以及國民經(jīng)濟(jì)與社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

根據(jù)F-H 模型構(gòu)建相關(guān)變量，投資率(L/Y)it由各城市的金融機(jī)構(gòu)年末人民幣貸款余額(L)除各城市生產(chǎn)總值(Y)所得，儲蓄率(D/Y)it由各城市的金融機(jī)構(gòu)年末人民幣存款余額(D)除各城市生產(chǎn)總值(Y)所得；Fit由一般公共預(yù)算支出(f)占地方GDP 比重衡量；yit根據(jù)公式（7）用城市生產(chǎn)總值(Y)及HP濾波法求得。

3 實證研究

3.1 單位根檢驗

為避免非平穩(wěn)序列帶來的偽回歸問題，在模型估計前使用單位根方法檢驗數(shù)據(jù)變量的平穩(wěn)性。本文主要采用LLC 檢驗、IPS 檢驗、Fisher-ADF 檢驗和Fisher-PP 檢驗分別對序列(D/Y)it、(L/Y)it、Fit、yit序列進(jìn)行檢驗，如表1所示。

表1 單位根檢驗結(jié)果

表1 是變量(D/Y)it、(L/Y)it、Fit、yit的水平序列以及一階差分序列的單位根檢驗，顯示得出在1%的顯著性水平下(D/Y)it、(L/Y)it、Fit、yit的水平序列的P 值均大于0.01，接受非平穩(wěn)的原假設(shè)，沒有通過顯著性檢驗。進(jìn)而進(jìn)行一階差分單位根檢驗，檢驗結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)，即一階差分序列在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，通過了面板數(shù)據(jù)單位根檢驗。即(D/Y)it、(L/Y)it、Fit、yit都是一階單整序列。

3.2 面板協(xié)整檢驗

由上述單位根檢驗結(jié)果可知，原始序列是非平穩(wěn)的，因此，利用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗來判斷變量L/Y、D/Y是否存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，如表2 所示。Kao 檢驗、Pedroni 檢驗和Westerlund 檢驗結(jié)果均得出：在1%的顯著性水平上變量L/Y、D/Y之間具備長期穩(wěn)定關(guān)系，協(xié)整檢驗通過。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

3.3 面板數(shù)據(jù)回歸分析

表3顯示的是長三角地區(qū)動態(tài)差分GMM模型回歸其相關(guān)性檢驗結(jié)果。表中得出的系數(shù)0.383 4為無條件的儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)β，0.344 1為有條件的儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)β′′。由儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)的定義知，若儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)越趨近于0，說明地區(qū)之間的資金流動程度越強(qiáng)，即該地區(qū)金融一體化水平越高。若儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)越趨近于1，說明該地區(qū)與本地的資金流動程度越強(qiáng)，地區(qū)之間存在很少資金流動，即該地區(qū)金融一體化水平越低。

表3 動態(tài)面板模型估計結(jié)果

由動態(tài)差分GMM 模型的回歸結(jié)果得出：無條件的F-H 模型儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)β為0.38，說明長三角地區(qū)金融資源的流動性較好，金融一體化發(fā)展水平相對較高。且在1%的置信水平下顯著，說明在統(tǒng)計意義下，該動態(tài)面板回歸模型較理想，滯后一期(L/Y)系數(shù)與無條件的F-H 模型儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)（D/Y系數(shù)）相應(yīng)的t統(tǒng)計量均顯著。剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素后得到的有條件的F-H 模型儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)β′′為0.34，與無條件的儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)β相比，下降了0.04，長三角金融一體化水平有所提升，說明地方政府干預(yù)對長三角區(qū)域金融一體化發(fā)展有負(fù)面影響。剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素后，長三角金融一體化水平上升的原因可能在于以下幾點(diǎn)：

第一，長三角作為中國改革開放的先行先試區(qū)，政府部門是推進(jìn)長三角地區(qū)金融一體化的主要角色，其作用必不可少。中央及地方政府制定并實施的一系列發(fā)展政策，對長三角區(qū)域合作與金融業(yè)發(fā)展起到積極作用。2010 年6 月國家發(fā)展和改革委員會印發(fā)《長江三角洲地區(qū)區(qū)域規(guī)劃》后，長三角地區(qū)各省市紛紛出臺關(guān)于貫徹落實區(qū)域規(guī)劃的實施方案。2018 年11 月長三角一體化上升為國家戰(zhàn)略之后，“三省一市”一體化合作迎來嶄新發(fā)展時期，一定程度上推動了金融市場的融合發(fā)展。但長三角區(qū)域因地方政府間行政壁壘問題，導(dǎo)致資源的跨區(qū)配置遇到了不同程度的阻滯狀況，大大降低了金融資本流動[27]。正常情況下地方政府僅在轄區(qū)范圍內(nèi)履行職責(zé)，不涉及政府合作這一范疇。地方政府合作主要依照中央政府發(fā)布的各類政策來具體展開，而此類政策的時效性強(qiáng)、規(guī)范性弱，政策供給力度和政府協(xié)商機(jī)制欠缺，且需依靠相關(guān)職能部門自上而下進(jìn)行協(xié)調(diào)，執(zhí)行力差，致使許多金融資源無法有效合理配置，最終制約著長三角區(qū)域金融一體化發(fā)展。

第二，在現(xiàn)有的政績考核機(jī)制和財政分權(quán)體制影響下，地方政府干預(yù)金融業(yè)運(yùn)行，導(dǎo)致資金市場配置效率損失，金融功能受到抑制。[28]此情況同樣導(dǎo)致長三角區(qū)域內(nèi)金融信貸業(yè)務(wù)受到制約，因為地方政府干預(yù)使國有企業(yè)更容易得到貸款，民營中小企業(yè)面臨更嚴(yán)重的“信貸歧視”。[29]再加上長三角地區(qū)金融協(xié)調(diào)發(fā)展機(jī)制沒有實現(xiàn)一體化，地方政府為了自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展，利用行政管理手段限制金融開放力度，從而制約區(qū)域內(nèi)城市間金融合作的廣度和深度，不利于區(qū)域金融協(xié)調(diào)發(fā)展。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文基于2010—2021 年長三角地區(qū)41 個城市的面板數(shù)據(jù)，通過F-H 模型和GMM 估計方法對長三角區(qū)域金融一體化水平進(jìn)行測度，可以得出以下結(jié)論：

一是根據(jù)長三角區(qū)域原始數(shù)據(jù)動態(tài)面板模型進(jìn)行差分GMM 的檢驗結(jié)果，得出無條件的相關(guān)系數(shù)β為0.38，低于0.5水平，說明長三角地區(qū)儲蓄與地方資本有一定的相關(guān)性，金融資源的流動性較好，金融一體化發(fā)展水平相對較高。

二是剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素，得到有條件的相關(guān)系數(shù)β′′為0.34，與無條件的儲蓄-投資相關(guān)系數(shù)β相比下降了0.04，系數(shù)取值向0靠近，長三角區(qū)域金融一體化發(fā)展水平有所提升，表明地方政府干預(yù)不利于長三角區(qū)域金融一體化發(fā)展。

4.2 建議

根據(jù)上文研究結(jié)論，為加快推進(jìn)長三角金融一體化進(jìn)展，現(xiàn)提出以下建議。

政府“適度介入”，構(gòu)建區(qū)域金融新體制。經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展離不開政府的作用，政府承擔(dān)著推動經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展、管理社會事務(wù)的重大職責(zé)。然而區(qū)域金融一體化發(fā)展應(yīng)秉持市場主導(dǎo)，政府引導(dǎo)的原則。政府要以政策為導(dǎo)向，建立完善的區(qū)域金融體制。先由中央政府的介入，在國家層面設(shè)立長三角金融一體化建設(shè)領(lǐng)導(dǎo)小組，主要負(fù)責(zé)長三角金融一體化規(guī)劃編制、區(qū)域性政策法規(guī)的制定以及全局性的指導(dǎo)監(jiān)督。地方政府則增強(qiáng)金融資源流動效率，鼓勵企業(yè)按照市場規(guī)則形成合作制度，如股份制合作、簽訂戰(zhàn)略協(xié)議等形式，讓市場機(jī)制在要素流動、資源配置中起主導(dǎo)作用，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同和效益最大化。在尊重市場競爭的基礎(chǔ)上，構(gòu)建各類社會力量參與的協(xié)同發(fā)展機(jī)制，為長三角一體化高質(zhì)量發(fā)展貢獻(xiàn)金融力量，助推長三角一體化的有效開展。

打破行政壁壘，加強(qiáng)區(qū)域合作。在現(xiàn)有行政管理體制下，金融業(yè)跨區(qū)域合作的阻礙頗多。為打破公共資源跨區(qū)域交易壁壘、優(yōu)化交易服務(wù)。一是加強(qiáng)長三角公共資源交易一體化建設(shè)。制定區(qū)域統(tǒng)一的公共資源交易市場主體信息庫數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)，推進(jìn)公共資源交易市場主體信息共享，實現(xiàn)市場主體“一地注冊、區(qū)域通用”，如醫(yī)?！耙豢ㄍā?、政務(wù)服務(wù)“一網(wǎng)通辦”、公共交通“一碼通行”等。二是實現(xiàn)區(qū)域合作內(nèi)容精準(zhǔn)對接。利用大數(shù)據(jù)技術(shù)、云計算、區(qū)塊鏈、人工智能等新興技術(shù)構(gòu)建線上合作機(jī)制，并研發(fā)智能招標(biāo)系統(tǒng)來整合和匹配項目招引清單，實現(xiàn)長三角地區(qū)各產(chǎn)業(yè)功能區(qū)的精準(zhǔn)匹配，提高項目招標(biāo)效率。通過金融數(shù)據(jù)一體化打破區(qū)劃行政壁壘模式，促進(jìn)公共資源交易的一體化，從而推動實體經(jīng)濟(jì)資源要素區(qū)域內(nèi)自由流動。

推進(jìn)金融開放，避免區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)“內(nèi)卷化”。長三角作為中國金融開放先行區(qū)之一，區(qū)域城市間經(jīng)濟(jì)和金融開放水平仍存在一定差距?；诖?，長三角區(qū)域?qū)ν庖^續(xù)加強(qiáng)金融開放力度，發(fā)揮“一帶一路”建設(shè)、長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展、長三角一體化發(fā)展三大國家戰(zhàn)略疊加優(yōu)勢，因地制宜，探索出各具特色的金融開放道路。如上海市加快跨境貿(mào)易平臺建設(shè)，深化跨境電商綜合試驗區(qū)建設(shè)，建設(shè)數(shù)字貿(mào)易交易促進(jìn)平臺。浙江省構(gòu)筑一批高水平開放發(fā)展平臺，支持杭州建設(shè)國際組織和總部經(jīng)濟(jì)集聚區(qū)，加快推進(jìn)寧波“一帶一路”綜合試驗區(qū)建設(shè)，深化與中東歐國家投資貿(mào)易合作等。江蘇省利用制造業(yè)發(fā)達(dá)的優(yōu)勢，大力推進(jìn)新一代信息技術(shù)，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)高級化、產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化，建設(shè)世界級產(chǎn)業(yè)集群。安徽省則進(jìn)一步擴(kuò)大制造業(yè)、服務(wù)業(yè)領(lǐng)域?qū)ν忾_放，打造連接長三角和中部地區(qū)的國際商協(xié)會聯(lián)盟、資本市場平臺、貿(mào)易中心、高能級展會等市場化要素對接平臺。長三角區(qū)域?qū)?nèi)要鼓勵區(qū)域內(nèi)企業(yè)聯(lián)合發(fā)起設(shè)立中試孵化母基金，打造G60 科技創(chuàng)新走廊，促進(jìn)區(qū)域人才引育、協(xié)同創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)發(fā)展一體化。積極發(fā)揮長三角金融業(yè)發(fā)展聯(lián)盟、各省市金融聯(lián)合會、金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展研討會以及論壇等的作用，整合長三角金融各業(yè)態(tài)資源，為長三角一體化高質(zhì)量發(fā)展貢獻(xiàn)金融力量，助推長三角金融一體化的有效開展。

注釋：

①2019年12月中共中央國務(wù)院印發(fā)《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》。