廣東區(qū)域金融空間溢出效應的理論分析與實證研究

牛潤盛

近年來，廣東省內(nèi)金融資源供給與金融資源需求在空間分布上差異明顯。珠三角地區(qū)中心城市金融產(chǎn)業(yè)規(guī)模集中，而粵東西北地區(qū)的金融產(chǎn)業(yè)數(shù)量和規(guī)模明顯偏低。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟運行的核心與樞紐，過大的區(qū)域金融發(fā)展差異必然會加劇區(qū)域經(jīng)濟增長的不平衡，對和諧社會的構(gòu)建與區(qū)域協(xié)調(diào)可持續(xù)戰(zhàn)略的實施形成巨大障礙。針對廣東區(qū)域金融發(fā)展差異的基礎，深入探討區(qū)域金融的空間溢出效應，為縮小區(qū)域金融差異提出合理化建議，對于促進廣東區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的理論價值和現(xiàn)實意義。

一、文獻綜述

不同的區(qū)域資源稟賦，政策傾斜，經(jīng)濟發(fā)展水平必然導致區(qū)域金融差異。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟核心，金融發(fā)展差異過大，就會影響區(qū)域經(jīng)濟的協(xié)調(diào)和可持續(xù)發(fā)展。陸文喜和李國平 （2004）檢驗了中國省際金融發(fā)展的收斂問題，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展存在階段性和區(qū)域性的收斂特性。①陸文喜，李國平．中國區(qū)域金融發(fā)展的收斂性分析［J］．數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2004，（2）：125-128．李敬、冉光和等 （2006，2007）認為區(qū)域金融發(fā)展與金融交易效率、商品交易效率、區(qū)域人均受教育年限及社會福利是造成中國的區(qū)域金融差異的主要原因。②李敬，冉光和，萬廣華．中國區(qū)域金融發(fā)展差異的解釋——基于勞動分工理論與Sharpley值分解方法［J］．經(jīng)濟研究， 2007， （5）： 42-54．冉光和，李敬等．中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的區(qū)域差異——基于東部和西部面板數(shù)據(jù)的檢驗和分析［J］．中國軟科學，2006，（2）：102-110．崔光慶、王景武 （2006）認為由于中央政府的制度政策和地方政府選擇性地執(zhí)行政策，區(qū)域金融發(fā)展差異外生性很強。③崔光慶，王景武．中國區(qū)域金融差異與政府行為：理論與經(jīng)驗解釋［J］．金融研究，2006，（6）：79-89．陳恩，黃桂良（2010）使用β收斂、σ收斂、俱樂部收斂研究了改革開放以來廣東 （1978～2008年）區(qū)域收斂性，結(jié)果表明廣東省區(qū)域金融發(fā)展之間的全局β收斂、σ收斂、俱樂部收斂不顯著，但存在條件β收斂和欠發(fā)達城市俱樂部收斂。當然金融發(fā)展存在區(qū)域差異的同時，也存在空間溢出效應 （或空間相關性），而空間溢出效應可以適度減弱區(qū)域金融差異。④陳恩，黃桂良．廣東區(qū)域金融發(fā)展的收斂性分析［J］．當代財經(jīng)，2010， （1）：58-65．劉軍、黃解宇等 （2007）認為金融發(fā)展存在金融集聚和金融擴散效應。金融集聚通過金融功能和規(guī)模經(jīng)濟促進經(jīng)濟增長；金融擴散效應通過涓流效應和極化效應向空間相關區(qū)域溢出。⑤劉軍，黃解宇，曹利軍．金融集聚影響實體經(jīng)濟機制研究［J］．管理世界，2007，（4）：152-153．方咸明等人 （2010）將銀行貸款，股票總市值，保費收入作為資本投資，與勞動力投入一并納入生產(chǎn)函數(shù)，分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的空間相關性，發(fā)現(xiàn)解釋變量空間外溢顯著。⑥方先明．基于空間模型的金融支持與經(jīng)濟增長研究——來自中國省域1998～2008年的證據(jù)［J］ ．金融研究，2010，（10）： 68-82．李林等人 （2011年）研究發(fā)現(xiàn)東部、中部、西部的金融集聚程度依次下降，在空間計量模型 （SLM，SEM，SDM）的基礎上發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展的存在顯著地空間溢出效應。⑦李林．金融集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長溢出作用的空間計量分析［J］．金融研究，2011，（5）：113-123．

二、金融空間溢出效應理論分析

（一）金融集聚與溢出效應

空間經(jīng)濟學家對產(chǎn)業(yè)集聚經(jīng)濟效應做了比較多的研究。1957年繆爾達爾（Mydral）提出二元經(jīng)濟空間結(jié)構(gòu)的集聚——擴散效應 （或溢出效應）。集聚效應指的是勞動力、資本、技術、貿(mào)易等要素因為收益率差異或其他因素從落后區(qū)域轉(zhuǎn)移到發(fā)達區(qū)域。當集聚效應的作用發(fā)揮到一定程度，就會因為經(jīng)濟中心發(fā)展減緩，成本上升，利潤下降而產(chǎn)生擴散效應，促使資源向外轉(zhuǎn)移，刺激落后地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

金融發(fā)展也有金融集聚與擴散的過程。當金融發(fā)展到一定程度時，金融機構(gòu)和金融資源會聚集于某一區(qū)域，形成一定程度的金融集聚，進而形成區(qū)域金融中心。在金融中心城市成長初期階段，其功能應該是以集聚為主，主要依靠其集聚能力吸收盡量多的資金，才能有能力去輻射周邊地區(qū)；在金融集聚發(fā)展到高級階段，金融中心城市的擴散作用才能得到更大的體現(xiàn)。金融中心在擴散過程中不斷得到發(fā)展，更重要的是金融中心城市通過擴散效應，在與其他城市的相互聯(lián)系、相互作用中，帶動了整個區(qū)域的經(jīng)濟發(fā)展。⑧韓霜：金融極化效應和擴散效應的研究［D］，《武漢理工大學》，2010年版。

（二）金融空間溢出的轉(zhuǎn)化機制及驅(qū)動因素

金融集聚引起資本、勞動力、利潤、生活成本的變化，使金融向外溢出。第一，資本邊際收益↓—本地投資↓—經(jīng)濟發(fā)展↓—金融周邊溢出。第二，金融勞動力工資↓—高效率金融勞動力↓—金融、經(jīng)濟發(fā)展↓—金融周邊溢出。第三，金融機構(gòu)間競爭↑—金融機構(gòu)利潤↓—金融機構(gòu)向外轉(zhuǎn)移—金融周邊溢出。第四，生活成本↑，土地租金↑，交通擁堵現(xiàn)象↑—金融吸引力↑—金融周邊溢出。金融集聚向金融溢出轉(zhuǎn)化。金融空間溢出主要驅(qū)動力有以下幾種。

1．產(chǎn)業(yè)生命周期和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。金融產(chǎn)業(yè)作為資金供給方，其后向聯(lián)系明顯。當一個地區(qū)的其他產(chǎn)業(yè) （比如制造業(yè)）因為產(chǎn)業(yè)生命周期的影響而向其他地區(qū)轉(zhuǎn)移時，金融需求和金融業(yè)的后向聯(lián)系受到影響。為了保證提供資金并獲取收益，金融產(chǎn)業(yè)也會加入轉(zhuǎn)移的隊伍中，產(chǎn)生資本、金融機構(gòu)等的擴散。

2．競爭壓力加大。區(qū)域內(nèi)金融機構(gòu)之間的激烈競爭會降低金融產(chǎn)品價格，壓縮利潤；機構(gòu)間以提高工資等手段爭奪金融人才的行為加劇，從而提高金融機構(gòu)的經(jīng)營成本；為了應對競爭，增加利潤，金融機構(gòu)嘗試推出高風險產(chǎn)品假定各區(qū)域初始條件相等，集聚從零開始發(fā)展，所以金融極化效應和擴散效應存在一個先后關系。但是在現(xiàn)實中，每個地區(qū)之間的發(fā)展是不平衡的，即極化效應和擴散效應更多時候同時存在。競爭愿望加強，客觀上增加了機構(gòu)的信用風險、市場風險和聲譽風險。這些都促使某些金融機構(gòu)從本地區(qū)向外轉(zhuǎn)移。

3．區(qū)域金融環(huán)境惡化。當區(qū)域經(jīng)濟實力和人民生活水平增加緩慢甚至下滑，市場日趨飽和，生活成本上升，環(huán)境惡化，交通擁堵時，該區(qū)域?qū)鹑诋a(chǎn)業(yè)的吸引力下降，金融產(chǎn)業(yè)開始尋求對外擴散。

4．其它不確定因素。其它不確定因素指政權變動、戰(zhàn)爭、金融危機等，這些事件可能帶來大范圍、大規(guī)模的金融擴散，例如次貸危機導致美國大量金融人才流失，金融機構(gòu)撤并遷移。

（三）金融空間溢出的結(jié)果

金融空間溢出會產(chǎn)生市場擠出、成本關聯(lián)、技術溢出等效應。

1．市場擠出效應。新進者往往對原有的金融機構(gòu)構(gòu)成威脅，例如搶走一部分客戶和市場份額。面對激烈的競爭，雙方都需要采取一定對策。當新進者和在位者采取壓縮利潤等方法應對競爭時，很可能造成金融機構(gòu)虧損，而需求卻不見明顯上升。這樣，市場就將一部分金融企業(yè)從集聚地 “擠出”。金融企業(yè)減少，橫向企業(yè)和上下游企業(yè)的發(fā)展也難免受到影響，可能被迫退出地區(qū)市場，引發(fā)市場擠出的連鎖反應，進而阻礙區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

2．成本關聯(lián)效應。對于金融從業(yè)人員，隨著他們不斷從集聚區(qū)外進入，使得勞動力資源供過于求，員工工資提升緩慢，而城市經(jīng)濟的快速發(fā)展又使得生活成本不斷上升，當金融從業(yè)人員的收入增加難以彌補生活成本上升的幅度時，就可能使得一部分金融勞動力資源流失。對于金融機構(gòu)，隨著競爭加劇，同樣導致機構(gòu)利潤可能被壓縮，難以彌補城市經(jīng)濟發(fā)展帶來的諸如土地租金上升、通勤費用增加等問題，引起機構(gòu)撤并及其他金融資源流失。

3．技術溢出效應。金融產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展過程中，機構(gòu)之間交流增加，容易對彼此的金融產(chǎn)品創(chuàng)新、服務方式、管理技巧等進行模仿。另外，金融從業(yè)人員在機構(gòu)之間的流動也可能造成金融創(chuàng)新和知識外溢。除了金融集群內(nèi)的溢出外，技術溢出效應還表現(xiàn)為金融知識、管理技巧等在產(chǎn)業(yè)間的溢出，例如，其他產(chǎn)業(yè)的企業(yè)有意或無意地通過各種渠道了解到金融機構(gòu)嚴密審慎的風險管理體系，進而加以調(diào)整用于自身企業(yè)的管理當中。這樣，本地區(qū)金融機構(gòu)通過先進技術獲得的額外利潤將減少，競爭優(yōu)勢也逐步縮小。

4．金融功能空間劃分效應。金融溢出促進區(qū)域城市功能的分化，形成三類功能迥異的城市：一級城市為經(jīng)濟金融管理中心型城市，統(tǒng)轄整個區(qū)域內(nèi)部產(chǎn)業(yè)布局分工；二級城市為區(qū)域金融經(jīng)濟服務型城市，即中心城市下級協(xié)調(diào)城市；三級城市為生產(chǎn)制造功能型城市，為基礎產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移集聚城市。三類城市成為城市網(wǎng)絡上的各個節(jié)點，各自發(fā)揮作用，金融資源及其他生產(chǎn)要素在節(jié)點城市集聚或轉(zhuǎn)移。

金融空間溢出效應最顯著的表現(xiàn)為，相鄰地區(qū)金融發(fā)展有正向促進效應。為此，本文用金融發(fā)展差異的商品交易效率、金融交易效率、地方公共財政支出作為自變量，利用空間計量的面板數(shù)據(jù)模型，研究廣東金融發(fā)展的空間溢出效應，為縮小廣東區(qū)域金融差異，加強區(qū)域金融合作，提供理論依據(jù)。⑨牛潤盛．經(jīng)濟增長目標下的廣東財政支出、銀行信貸效率研究 ［J］．廣東廣播電視大學學報，2012，（6）．

三、空間計量模型

（一）模型設定

空間經(jīng)濟計量學所研究的空間效應包括空間自相關或空間依賴性和空間差異性?？臻g相關性來自于兩方面 （Anselin，1988）。一是不同地區(qū)經(jīng)濟變量樣本數(shù)據(jù)的采集可能存在空間上的測量誤差；二是相鄰地區(qū)間的經(jīng)濟聯(lián)系客觀存在，隨著區(qū)域一體化和經(jīng)濟全球化，地區(qū)間經(jīng)濟聯(lián)系更加緊密。在空間計量模型中，空間自相關性表現(xiàn)為誤差項和因變量的滯后項。⑩Anselin ， L．（1988）．Spatial Econometrics： Methods and Models ［M］．Dordrecht： Kluwer Academic．相應地，空間經(jīng)濟計量模型有兩種即空間滯后模型 （Spatial Lag Model，SLM） 和空間誤差模型 （Spatial Error Model，SEM）， 基本形式如下?？臻g滯后模型 （SLM）：

空間誤差模型 （SEM）：

其中y為因變量，X為自變量向量 （包括常數(shù)項），β為變量系數(shù)，ρ和λ分別為空間自回歸系數(shù)和空間自相關系數(shù)，μ為隨機誤差項向量，ε為服從正態(tài)分布隨機誤差向量。 IT為T維單位時間矩陣，WN為N×N的空間權重矩陣 （n為地區(qū)數(shù)），權數(shù)系數(shù)可以根據(jù)實際情況決定。Anselin（2003）認為空間誤差模型和空間滯后模型的經(jīng)濟意義在于：這兩個模型所反映的空間相關性都是全局性的，考察范圍內(nèi)任何兩個地區(qū)之間都存在相關性，并且相關強度服從距離衰減規(guī)律；?Anselin， L．a(chǎn)nd Bera， A． （1998）．Spatial dependence in linear regression models with an introduction to spatial econometrics．In Ullah， Amman and Giles， David E．A．， editors， Handbook of Applied Economic Statistics， p．237-289．Marcel Dekker， New York．空間滯后模型（SLM）意味著一個地區(qū)經(jīng)濟增長的所有解釋變量，都會通過空間傳導機制作用于其他地區(qū)，而空間誤差模型 （SEM）反映了區(qū)域外溢是隨機沖擊的作用結(jié)果。?Anselin， L．a(chǎn)nd Le Gallo， J．（2004）．Panel Data Spatial Econometrics with PySpace．Spatial Analysis Laboratory （SAL）．Department of Agricultural and Consumer Economics， University of Illinois，Urbana-Champaign，IL．

（二）空間相關性檢驗及模型選擇

空間相關性的檢驗主要有Moran's I、LMerr、Lmlag、Lratios、Walds和空間相關指數(shù)Moran's I等統(tǒng)計量，都以極大似然函數(shù)為假設檢驗標準，原假設H0：ρ＝0或λ＝0。然而，這些檢驗都是針對單個截面回歸模型。為適用面板數(shù)據(jù)模型的檢驗，用分塊對角矩陣C＝IT?WN代替這些統(tǒng)計量計算公式中的空間權重矩陣。在模型選擇問題上，對OLS方法估計不考慮空間相關性的受約束模型的誤差進行空間相關性檢驗，如果Lmlag（LMerr）比LMerr（或Lmlag）統(tǒng)計量顯著，則選擇空間滯后模型 （或空間誤差模型）。面板數(shù)據(jù)回歸有固定效應和隨機效應。隨機效應模型適用于樣本隨機地抽取自總體；固定效應模型適用于回歸分析局限于特定個體的情況 （Baltagi，2001）。Baltagi， B．H．（2001）．Econometric Analysis of Panel Data （Second Edition）．John Wiley ＆ Sons，Chichester，United Kingdom．對廣東21個市的金融發(fā)展空間計量分析，所考察的截面單位是總體的特定單位，因此選擇空間固定效應模型應更加合適 （Elhorst，2003）。Elhorst．J．P．（2003）．Specification and Estimation of Spatial Panel Data Models ［J］．International Regional Science Review．26：244-268．

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)說明

本文數(shù)據(jù)來源于 《2011廣東省統(tǒng)計年鑒》、 《2007廣東省統(tǒng)計年鑒》、及廣東省統(tǒng)計信息網(wǎng)，用2000至2010年廣東省相關數(shù)據(jù)進行分析。使用的軟件是Eviews和MATLAB。Anselin， L．a(chǎn)nd Le Gallo， J．（2004）．Panel Data Spatial Econometrics with PySpace．Spatial Analysis Laboratory （SAL）．Department of Agricultural and Consumer Economics， University of Illinois，Urbana-Champaign，IL．借鑒已有文獻的研究結(jié)論選取變量 （李敬、冉光和等，2007），因變量區(qū)域金融發(fā)展水平用金融機構(gòu)年末貸款／地區(qū)GDP表示，自變量選取商品市場交易效率K1、金融市場交易效率K2、人均受教育年限Edu、社會福利水平指數(shù)W。對于商品市場交易效率系數(shù)K1，用交通條件來間接地反映，單位面積的貨物周轉(zhuǎn)量（公里／萬平方公里），金融市場交易效率K2主要指的是銀行的貸款效率，用銀行總貸款與銀行總存款的比值。由于缺失廣東省人均受教育和社會福利指數(shù)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，用地方財政支出G作為替代變量。

（二）權重設定：經(jīng)濟權重和地理空間權重

空間權重矩陣是空間計量模型的關鍵，也是地區(qū)間空間影響方式的體現(xiàn)。本文選用的經(jīng)濟空間權重矩陣 （W），是由地理空間權重w（由地理座）與經(jīng)濟權重的乘積。其中，地理空間權重W1由地理坐標計算所得，經(jīng)濟權重W2由各市GDP所占比重均值為對角矩陣。這樣，空間計量模型就綜合考慮了經(jīng)濟因素、地理因素。

（三）實證分析

利用橫截面加權回歸方法分析面板數(shù)據(jù)，等到的混合效應模型如下 （用Eviews得到）。

從回歸結(jié)果來看，DW＝0．383，存在自相關，可能是空間相關引起的。空間回歸誤差檢驗結(jié)果顯示，除了LMLAG的檢P值不顯著外，其他檢驗值在1%的顯著水平上，拒絕原假設，存在空間自相關 （表1）。

表1 空間相關性檢驗

同時由于空間誤差項檢驗值大于空間滯后項檢驗值， 即LMERR＝25．121＞LMLAG＝2．5285，因此選用空間誤差模型 （SEM）。SEM的4個固定效應模型如表2。

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

1．傳統(tǒng)方法得到混合效應模型 （存在空間自相關）與SEM空間和時間固定效應

模型相比，混合效應模型的自變量系數(shù)的絕對值都較大，高估了自變量對金融發(fā)展的影響作用。這主要考慮了傳統(tǒng)面板模型而未考慮空間維度的相關性和異質(zhì)性。

表2 空間誤差模型 （SEM）結(jié)果

圖1 SEM空間和時間固定效應模型的空間效應系數(shù)

圖2 SEM空間和時間固定效應模型的時間效應系數(shù)

2．SEM的4個模型中，空間誤差參數(shù)λ的估計值統(tǒng)計檢驗顯著。說明廣東21市的金融發(fā)展有明顯的空間溢出效應，某一區(qū)域的金融發(fā)展通過空間誤差項對鄰近或可輻射的區(qū)域產(chǎn)生正的溢出效應，即促進鄰近或可輻射的區(qū)域金融發(fā)展。

3．SEM模型4中，商品市場交易效率K1、金融市場交易效率K的系數(shù)分別為0．029，1．127對金融發(fā)展水平的影響為正面的，提高商品交易效率和金融市場交易效率都有利于地方金融的發(fā)展。而社會福利水平指數(shù)、受教育程度的替代變量G的系數(shù)-0．039，對金融發(fā)展水平影響為負，與已有文獻結(jié)果相反，這可能是因為財政支出除了包括改善城鄉(xiāng)居民社會福利條件、提高教育科學水平的支出外，還包括基礎建設支出、行政事業(yè)支出等其他支出，從使替代變量G整體對金融發(fā)展水平影響為負。

4．SEM模型4中，從空間固定效應看，廣州、深圳、珠海、汕頭、佛山、韶關、梅州、東莞、中山、江門等10個城市的空間效應系數(shù)大于0，即這10個城市的自發(fā)性金融發(fā)展水平高于廣東省平均水平，并且除了汕頭、韶關、梅州外，其余7市都屬于珠三角，這與實際相吻合。從時間固定效應看，除了2001、2007和2008年的時間效應系數(shù)為負外，其余7個年度的時間效應系數(shù)為正，說明金2007年底爆發(fā)的全球金融危機對廣東省的金融發(fā)展負面影響，但經(jīng)過調(diào)整，2009年開始又恢復繼續(xù)上升的金融發(fā)展水平。

（二）政策建議

為了充分利用金融溢出效應，協(xié)調(diào)區(qū)域金融發(fā)展，本文具體建議如下。

第一，充分發(fā)揮區(qū)域金融中心輻射作用，加快區(qū)域經(jīng)濟一體化。加強廣州、深圳金融中心建設，增強廣州、深圳金融中心在全省乃至華南地區(qū)的輻射能力、窗口示范作用。加快金融一體化的發(fā)展，加強珠三角地區(qū)對粵東西北地區(qū)帶動作用加強粵東西北地區(qū)的金融服務能力和金融基礎設施建設。各地市要發(fā)展多層次的金融市場體系，加快金融創(chuàng)新，提高信貸資金的使用效率，引導金融資源向高效行業(yè)、產(chǎn)業(yè)流動。欠發(fā)達地區(qū)加快升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，實施優(yōu)惠財稅政策激勵金融支持地方經(jīng)濟又好又快發(fā)展。

第二，完善市場交易環(huán)境，提高落后地區(qū)的商品和金融交易的效率。改善欠發(fā)達地區(qū)通信、交通基礎設施環(huán)境，加強市場經(jīng)濟體制、法律制度、信用體系建設，建立一個公平，公正，合理，有序的市場秩序。提高欠發(fā)達地區(qū)的商品和金融市場的交易效率，創(chuàng)新金融產(chǎn)品和金融服務，滿足企業(yè)多元化資金需求。

第三，財政資金向民生領域和欠發(fā)達地區(qū)傾斜，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)。優(yōu)先支持科技和教育發(fā)展，完善城鎮(zhèn)醫(yī)療衛(wèi)生服務體系和新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，健全社會保障制度，妥善解決失地農(nóng)民和農(nóng)民工社會保障。加快欠發(fā)達地區(qū)社會福利制度建設，支持農(nóng)村地區(qū)社會事業(yè)的發(fā)展，促進教育事業(yè)的發(fā)展，支持貧困地區(qū)改善生產(chǎn)生活條件，促進貧困地區(qū)經(jīng)濟和社會發(fā)展。全省統(tǒng)籌規(guī)劃，調(diào)整財政支出和投資結(jié)構(gòu)，加大轉(zhuǎn)移支付力度，縮小地區(qū)差距，促進區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。