中國金融業(yè)區(qū)域集聚與全要素生產(chǎn)率增長
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析

林春

（遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧沈陽110036）

●區(qū)域發(fā)展

中國金融業(yè)區(qū)域集聚與全要素生產(chǎn)率增長
——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析

林春

（遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧沈陽110036）

文章使用2000-2014年31個(gè)?。ㄊ?、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)矩估計(jì)的方法探討產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。又因金融業(yè)全要素生產(chǎn)率由其內(nèi)部構(gòu)成要素金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步和金融業(yè)技術(shù)效率決定，進(jìn)一步探討了產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)兩者的影響。得出結(jié)論如下：從全國層面來看，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)我國金融業(yè)的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率具有顯著地促進(jìn)作用；從區(qū)域?qū)用鎭砜?，東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率具有顯著的促進(jìn)作用；而中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集聚卻對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率產(chǎn)生了顯著的抑制作用，只對(duì)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。最后，依據(jù)實(shí)證結(jié)論提出政策建議。

金融產(chǎn)業(yè)集聚；全要素生產(chǎn)率；技術(shù)進(jìn)步；技術(shù)效率

一、文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

金融作為現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)發(fā)展的核心虛擬資源，在跨地區(qū)間的交易流動(dòng)速度變得越來越快，便相應(yīng)產(chǎn)生了金融集聚的現(xiàn)象，這種現(xiàn)象便成為當(dāng)下金融產(chǎn)業(yè)組織發(fā)展的基本形式。金融產(chǎn)業(yè)集聚通過極化和擴(kuò)散效應(yīng)促進(jìn)其產(chǎn)業(yè)成長，并且加快金融創(chuàng)新的速度，帶動(dòng)了區(qū)域金融發(fā)展。較早研究金融產(chǎn)業(yè)集聚可追溯到Powell（1915）［1］出版的《貨幣市場的演進(jìn)》專著，它里面詳細(xì)論述了倫敦金融機(jī)構(gòu)的集聚過程，并將金融機(jī)構(gòu)的專業(yè)化發(fā)展作為城市化功能演進(jìn)的一部分（Gras，1922）［2］。Marshall（1920）［3］也相繼闡述了企業(yè)集聚的三大優(yōu)勢，這也再次奠定了金融產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展基礎(chǔ)。Porteous（1995）［4］采用了實(shí)證的方法研究了金融中介的區(qū)位，并闡述了銀行聚集對(duì)區(qū)域非均衡發(fā)展的重要作用。同樣Gehrig（1998）［5］采用了市場摩擦理論證實(shí)金融活動(dòng)在地理上集聚趨勢的必要性，Naresh et al.（2002）［6］、Taylor（2003）［7］和Cook et al.（2004）［8］等對(duì)倫敦金融服務(wù)業(yè)的集聚實(shí)證研究也得出地理鄰近和人際關(guān)系是金融集聚的關(guān)鍵性結(jié)論。這也同集聚所帶來的知識(shí)溢出效應(yīng)結(jié)論不謀而合（Audress&Feldman，1996）［9］。Baldwin&Krugman（2002）［10］認(rèn)為金融業(yè)產(chǎn)生集聚現(xiàn)象也不亞于工業(yè)領(lǐng)域，因?yàn)榻鹑谕y特征的相似之處恰似是該現(xiàn)象更好的描述（Clark，2005）［11］。因此，金融產(chǎn)業(yè)集聚的作用也備受各國專家和學(xué)者的關(guān)注。

國內(nèi)有關(guān)金融產(chǎn)業(yè)集聚的研究出現(xiàn)相對(duì)較晚，學(xué)者們更多論述金融集聚的發(fā)展現(xiàn)狀以及對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，但金融集聚對(duì)自身發(fā)展是通過什么影響的？以及影響的效果如何？在現(xiàn)有的文獻(xiàn)梳理中并沒有給出合適的答案，但卻間接給予我們相關(guān)的思考啟迪。產(chǎn)業(yè)聚集本身就是一種優(yōu)勢，并能夠?qū)?jīng)濟(jì)績效產(chǎn)生積極的影響（徐康寧，2006）［12］。制造業(yè)方面：從全國層面，陳柳（2010）［13］得出的結(jié)論是制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長，并且通過技術(shù)效率而非技術(shù)進(jìn)步；從地區(qū)層面，呂宏芬和劉斯敖（2012）［14］得出結(jié)論是東部制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率增長顯著促進(jìn)，而中部和西部卻有所差異；從省域?qū)用?，江蘇省（徐濤，2013）［15］、廣東?。ê档龋?015）［16］和重慶市（周立新和毛明明，2016）［17］也都得出兩者促進(jìn)的一致結(jié)論；從行業(yè)層面，林冰等（2015）［18］也仍然驗(yàn)證出兩者促進(jìn)的一致結(jié)論。服務(wù)業(yè)方面：從全國及地區(qū)層面，袁丹和雷宏振（2015）［19］得出結(jié)論是服務(wù)業(yè)集聚對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的全要素生產(chǎn)率提高都具有促進(jìn)作用；從行業(yè)細(xì)分層面，童馨樂等（2009）［20］和周文博等（2013）［21］得出的結(jié)論是服務(wù)業(yè)集聚是通過促進(jìn)服務(wù)業(yè)的技術(shù)進(jìn)步提高其全要素生產(chǎn)率的增長；從具體行業(yè)—物流層面，舒輝等（2014）［22］也得出了兩者促進(jìn)的結(jié)論，并發(fā)現(xiàn)集聚的空間外溢效應(yīng)還可以促進(jìn)周邊地區(qū)全要素生產(chǎn)率的增長。那么相對(duì)上面的實(shí)證結(jié)論，我們似乎已經(jīng)厘清了問題答案的脈絡(luò)，金融業(yè)的產(chǎn)業(yè)集聚通過促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長來提高其自身的發(fā)展，但這樣的結(jié)論是否可靠和準(zhǔn)確呢？所謂準(zhǔn)確的結(jié)論是離不開有力的證據(jù)支持，故筆者嘗試下文采用2000-2014年省級(jí)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析，來展開對(duì)答案可靠性和合理性的詳細(xì)論述。

二、金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的估算與產(chǎn)業(yè)集聚的衡量

（一）金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的估算

1.模型建立與指標(biāo)選擇

通過對(duì)已有金融機(jī)構(gòu)效率研究方法的回顧與梳理，發(fā)現(xiàn)大部分學(xué)者集中在Malmquist指數(shù)方法來研究銀行業(yè)效率，包括鄭錄軍和曹廷求（2005）［23］、蔡躍洲和郭梅軍（2009）［24］、柯孔林和馮宗憲（2013）［25］、沈悅和郭品（2015）［26］、林春（2016）［27］等。故此本文也同樣采用Malmquist指數(shù)模型，一方面是我國金融業(yè)發(fā)展環(huán)境和政策調(diào)控的復(fù)雜性，很難用恰當(dāng)?shù)纳a(chǎn)函數(shù)模型來描述；另一方面是Malmquist指數(shù)方法將全要素生產(chǎn)率分解成生產(chǎn)效率變動(dòng)和技術(shù)變動(dòng)兩個(gè)部分，有利于挖掘金融業(yè)全要素生產(chǎn)率變化背后的原因。具體函數(shù)形式如下：

Effch(yt+1,xt+1,yt,xt)×Techch(yt+1,xt+1,yt,xt)

對(duì)于使用Malmquist指數(shù)方法來測算金融業(yè)的全要素生產(chǎn)率，主要是投入與產(chǎn)業(yè)指標(biāo)的恰當(dāng)選擇。借鑒已有銀行效率研究的指標(biāo)選擇基礎(chǔ)，并結(jié)合金融業(yè)自身發(fā)展的特點(diǎn)，本文將金融業(yè)固定資產(chǎn)投資和從業(yè)人員分別作為資本投入指標(biāo)和勞動(dòng)力投入指標(biāo)，金融業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標(biāo)，以此來測算我國金融業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并進(jìn)一步展開全面分析。以上數(shù)據(jù)均來源于2000-2015年的《中國金融年鑒》和國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等。

2.測算結(jié)果評(píng)價(jià)分析

從表1的測算結(jié)果來看，在2000-2014年期間，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均增長率分別為全國的13.4%、東部的9%、中部的12.8%和西部的18.1%。顯然，西部的增長要好于中部和東部，而東部增長相對(duì)最差。這主要?dú)w因于國家的西部大開發(fā)和金融扶貧戰(zhàn)略的政策調(diào)整，促使該地區(qū)的金融發(fā)展得到了有效的供給，呈現(xiàn)出了快速的增長趨勢；中部地區(qū)受惠于崛起計(jì)劃影響，金融的發(fā)展環(huán)境得到了有效的改善，其增長趨勢也相對(duì)明顯；而東部地區(qū)因其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的多元優(yōu)勢，金融供給呈現(xiàn)出飽和態(tài)勢，其增長相對(duì)緩慢。進(jìn)一步從全要素生產(chǎn)率內(nèi)部構(gòu)成要素的技術(shù)效率與技術(shù)進(jìn)步來看。技術(shù)進(jìn)步：在2000-2014年期間，其平均增長率分別為全國的2.8%、東部的3.3%、中部的2.1%和西部的2.8%。顯然，東部要好于中部和西部。東部地區(qū)金融發(fā)展較早，相應(yīng)的金融需求提出了更為嚴(yán)格的多樣化和專業(yè)化挑戰(zhàn)，促使該地區(qū)的金融產(chǎn)品不斷創(chuàng)新和完善，故在此方面要好于中西部地區(qū)。技術(shù)效率：在2000-2014年期間，其平均增長率分別為全國的10.3%、東部的5.4%、中部的10.5%和西部的14.8%。顯然，西部要好于中部和東部。這也說明了西部受惠于國家政策的顯著作用效果，改善了原有金融投資環(huán)境，即從廣度上提升了該地區(qū)的金融業(yè)技術(shù)效率，使其規(guī)模增長相對(duì)較快。再次從地區(qū)（東部、中部和西部）金融業(yè)全要素生產(chǎn)率內(nèi)部波動(dòng)差異來看，全要素生產(chǎn)率波動(dòng)：中部最小，東部最大；技術(shù)進(jìn)步波動(dòng)：西部最小，中部最大；技術(shù)效率波動(dòng)：西部最小，中部最大。

表12000 -2014年各地區(qū)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成指數(shù)變化

（二）產(chǎn)業(yè)集聚的衡量

關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚的衡量方法有很多，包括區(qū)位熵指數(shù)、產(chǎn)業(yè)集中指數(shù)（CRn）、哈萊-克依指數(shù)（HKI）、洛侖茲曲線法、赫芬達(dá)爾指數(shù)（HHI）和地理集中指數(shù)法等等。綜合上述衡量方法的各自特點(diǎn)，并考慮到數(shù)據(jù)的可得性和應(yīng)用的廣泛性，本文這里采用Haggett et al.（1977）［28］提出的區(qū)位熵來計(jì)算地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)集聚程度。其計(jì)算方法如下：

其中，p為產(chǎn)業(yè)，q為地區(qū)，F(xiàn)IDpq為q地區(qū)p產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵，Epq為q地區(qū)p產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值（億元），按照價(jià)格指數(shù)將產(chǎn)值變量折算為2000年的不變價(jià)，Eq為q地區(qū)的總產(chǎn)值，Ekp為全國P產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值，Ek為全國的總產(chǎn)值。若FIDpq＞1時(shí)，表明p產(chǎn)業(yè)在q地區(qū)的集聚水平趨勢顯著；若FIDpq≤1時(shí)，表明p產(chǎn)業(yè)在q地區(qū)的集聚水平較低。文中p選取為金融業(yè)。

通過上面公式計(jì)算我國各地區(qū)的金融業(yè)區(qū)位熵值，其結(jié)果參見表2。從整體來看，我國金融業(yè)的區(qū)位熵指數(shù)平均值約為0.859 7，說明了我國金融業(yè)處于較低的集聚水平行列?？梢?，深化區(qū)域金融體制改革勢在必行，增強(qiáng)金融服務(wù)供給體的質(zhì)量和效率，提升整體的金融集聚發(fā)展水平。從地區(qū)來看，東部地區(qū)的金融業(yè)區(qū)位熵指數(shù)平均值為1.150 6，說明了該地區(qū)的金融集聚水平趨勢明顯，尤其是個(gè)別省份如北京市和上海市分別高達(dá)2.586 0和2.145 8；中部地區(qū)金融業(yè)區(qū)位熵指數(shù)平均值為0.602 1，說明了該地區(qū)的金融集聚水平較低，黑龍江省僅僅為0.377 3；西部地區(qū)金融業(yè)區(qū)位熵指數(shù)平均值為0.764 9，優(yōu)于中部劣于東部，說明了該地區(qū)的金融集聚水平也比較偏低，內(nèi)蒙古自治區(qū)也僅僅為0.434 9。上述結(jié)論足以驗(yàn)證了金融發(fā)展與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的密切關(guān)系。東部地區(qū)因具有良好的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢和金融發(fā)展環(huán)境，故金融集聚水平走在地區(qū)發(fā)展的前列；而中西部地區(qū)因?qū)ν忾_放較晚和經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，故金融集聚水平相對(duì)要落后。不過，近些年的國家金融政策調(diào)整也在逐漸傾向于中西部地區(qū)，包括政策性金融、開發(fā)性金融和普惠金融等，都對(duì)該地區(qū)的金融發(fā)展環(huán)境有所改善，促進(jìn)了該地區(qū)金融集聚水平的進(jìn)一步提升。

表22000 -2014年我國各地區(qū)金融業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚分布

三、產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證分析

（一）模型設(shè)定與變量選取

為了檢驗(yàn)產(chǎn)業(yè)集聚與中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，本文嘗試建立如下模型：

考慮到產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是一個(gè)動(dòng)態(tài)的過程，以及考慮到信貸期限結(jié)構(gòu)、外商直接投資水平、人力資本水平、城鎮(zhèn)化水平和政府干預(yù)程度等因素對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的重要影響，將上述模型修正為：

其中，TFP代表金融業(yè)全要素生產(chǎn)率；EFFCH代表金融業(yè)技術(shù)效率；TECH代表金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步；FID代表金融產(chǎn)業(yè)集聚水平?？刂谱兞窟x擇說明如下：信貸期限結(jié)構(gòu)（LOAN）：表示為各地區(qū)中長期貸款與各地區(qū)短期貸款的比值；對(duì)外開放程度（OPEN）：表示為各地區(qū)進(jìn)出口總額（按當(dāng)期匯率折算）與各地區(qū)GDP的比值；工業(yè)化程度（INDUS）：表示為各地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)增加值與各地區(qū)GDP的比值；通貨膨脹率（IR）：表示為CPI的環(huán)比增長率，其公式為：環(huán)比增長率=（本年CPI－上年CPI）/上年CPI；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECON）：表示為各地區(qū)人均可支配收入的自然對(duì)數(shù)；社會(huì)消費(fèi)水平（SOC）：表示為人均消費(fèi)性支出的自然對(duì)數(shù)；政府干預(yù)（GOV）：表示為各地區(qū)財(cái)政支出與各地區(qū)GDP的比值。

（二）計(jì)量方法說明與數(shù)據(jù)來源

計(jì)量方法說明：對(duì)于已有相關(guān)跨國文獻(xiàn)的實(shí)證回顧中，考慮到內(nèi)生性問題的解決，會(huì)致力于去尋找合適的產(chǎn)業(yè)集聚工具變量，但將中國這個(gè)區(qū)域差異較大的國家作為考量對(duì)象，工具變量法在消除內(nèi)生性問題上仍然存在很多缺陷，即使解決了產(chǎn)業(yè)集聚在模型中的內(nèi)生性問題，也不能保證其他變量的內(nèi)生性影響，故依然對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生偏差。綜合上面解釋變量的內(nèi)生性問題解決和本文所采用短面板數(shù)據(jù)的局限性，廣義矩估計(jì)成為解決兩者問題困擾的最優(yōu)方法選擇。而對(duì)于廣義矩估計(jì)方法的具體應(yīng)用上，Blundell&Bond（1998）認(rèn)為一定條件下的系統(tǒng)矩估計(jì)（SYS-GMM）比差分矩估計(jì)（DIF-GMM）更準(zhǔn)確。因此，本文擬采用系統(tǒng)矩估計(jì)方法對(duì)其模型進(jìn)行估計(jì)，并通過Hansen檢驗(yàn)值來判斷是否存在工具變量的過度識(shí)別和AR（2）檢驗(yàn)值來判斷殘差項(xiàng)是否自相關(guān)，以此來確保估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性和合理性。

本文所使用的數(shù)據(jù)是包括中國31個(gè)省（市、自治區(qū)）2000-2014年的面板數(shù)據(jù)，以上所使用的數(shù)據(jù)均來源于2001-2015年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國金融年鑒》、各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒和2000-2014年國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及國家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站、Wind數(shù)據(jù)庫等，并采用CPI指數(shù)消除物價(jià)因素。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1.描述性分析

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從被解釋變量來看，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）的最大值為5.832，最小值為0.105，說明我國地區(qū)間的金融業(yè)發(fā)展差異相對(duì)還是比較大的。進(jìn)一步從其內(nèi)部構(gòu)成指標(biāo)的技術(shù)效率（EFFCH）和技術(shù)進(jìn)步（TECH）來看，技術(shù)效率的影響波動(dòng)較大，而技術(shù)進(jìn)步相對(duì)影響較小，說明我國有待于從金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步方面來改善全要素生產(chǎn)率的提高。從解釋變量來看，產(chǎn)業(yè)集聚（FID）的最大值3.413，最小值0.129，說明我國各地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)集聚的差異較大，應(yīng)該注重地區(qū)間的均衡、協(xié)調(diào)發(fā)展。從控制變量來看，工業(yè)化程度（INDUS）、通貨膨脹率（IR）、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（ECON）、社會(huì)消費(fèi)水平（SOC）的最大值和最小值之間差距不大，而信貸期限結(jié)構(gòu)（LOAN）、對(duì)外開放程度（OPEN）和政府干預(yù)（GOV）卻表現(xiàn)出較大的差異性，說明了國家在新一輪的地區(qū)差異政策調(diào)整上應(yīng)該有所針對(duì)性，設(shè)定合理的地區(qū)貸款期限結(jié)構(gòu)，保證資金的良性循環(huán)；加大中西部地區(qū)的對(duì)外開放力度，保證新活力的不斷注入；繼續(xù)推進(jìn)簡政放權(quán)力度，實(shí)現(xiàn)市場發(fā)展的自由化。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

2.產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率影響（全國層面）

表4為全國層面的估計(jì)結(jié)果，下面對(duì)其結(jié)果展開具體分析：

（1）從金融業(yè)全要素生產(chǎn)率來看，金融產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值為0.071 7，并在1%水平上顯著，說明金融產(chǎn)業(yè)集聚水平提高對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長具有正向的顯著促進(jìn)作用，集聚水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率就會(huì)增加約0.071 7個(gè)百分點(diǎn)。其控制變量的結(jié)果表明：信貸期限結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放程度、工業(yè)化程度和政府干預(yù)對(duì)其產(chǎn)生了正向的顯著促進(jìn)作用；而通貨膨脹率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和社會(huì)消費(fèi)水平卻對(duì)其產(chǎn)生了抑制作用，但社會(huì)消費(fèi)水平不顯著?？梢?，近年來我國通脹壓力增大，導(dǎo)致人們對(duì)投資的不明朗預(yù)期，阻礙了整體資本市場的運(yùn)作能力，故應(yīng)嚴(yán)格控制通脹的合理區(qū)間，加強(qiáng)居民消費(fèi)支出的導(dǎo)向作用，推進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，創(chuàng)造有利的金融發(fā)展生態(tài)環(huán)境，促進(jìn)金融業(yè)服務(wù)效率的提升。

表4 產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證結(jié)果（全國層面）

（2）從金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步來看，金融產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值為0.247 5，并在5%水平上顯著，說明金融產(chǎn)業(yè)集聚水平提高對(duì)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步增長具有正向的顯著促進(jìn)作用，集聚水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步就會(huì)增加約0.247 5個(gè)百分點(diǎn)。其控制變量的結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和通貨膨脹率對(duì)其產(chǎn)生了正向的顯著促進(jìn)作用；而信貸期限結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放程度和社會(huì)消費(fèi)水平對(duì)其產(chǎn)生了負(fù)向的顯著抑制作用，工業(yè)化程度和政府干預(yù)也表現(xiàn)出負(fù)向抑制，但不顯著。可見，調(diào)整中長期與短期貸款的結(jié)構(gòu)、適度的對(duì)外招商引資、提高社會(huì)消費(fèi)水平、加快推進(jìn)工業(yè)化的進(jìn)程以及減少政府相關(guān)行政干預(yù)力度都會(huì)促進(jìn)金融業(yè)內(nèi)部技術(shù)進(jìn)步的改善，增強(qiáng)金融業(yè)內(nèi)在的發(fā)展動(dòng)力。

（3）從金融業(yè)技術(shù)效率來看，金融產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值為0.212 3，并在1%水平上顯著，說明金融產(chǎn)業(yè)集聚水平提高對(duì)金融業(yè)技術(shù)效率增長具有正向的顯著促進(jìn)作用，集聚水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，金融業(yè)技術(shù)效率就會(huì)增加約0.212 3個(gè)百分點(diǎn)。其控制變量的結(jié)果表明：信貸期限結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放程度、工業(yè)化程度、社會(huì)消費(fèi)水平和政府干預(yù)都對(duì)其產(chǎn)生了正向的顯著促進(jìn)作用；而通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻對(duì)其產(chǎn)生了抑制作用，但經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較為顯著。可見，控制通脹回歸合理化區(qū)間和調(diào)整地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的平衡性都對(duì)金融業(yè)發(fā)展具有積極的作用效果，提升金融發(fā)展的軟實(shí)力。

3.產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率影響（地區(qū)層面）

表5為地區(qū)層面的估計(jì)結(jié)果，下面對(duì)其結(jié)果展開具體分析：

（1）從金融業(yè)全要素生產(chǎn)率來看，東部地區(qū)：金融產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值為0.160 6，并在10%水平上顯著，說明東部金融產(chǎn)業(yè)集聚水平提高對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長具有正向的顯著促進(jìn)作用，集聚水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率就會(huì)增加約0.160 6個(gè)百分點(diǎn)。其控制變量的結(jié)果表明：對(duì)外開放程度、工業(yè)化程度、通過膨脹率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府干預(yù)對(duì)其產(chǎn)生了正向的顯著促進(jìn)作用；而信貸期限結(jié)構(gòu)和社會(huì)消費(fèi)水平卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用。中西部地區(qū)：金融產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值為-0.735 5，并在1%水平上顯著，說明中西部金融產(chǎn)業(yè)集聚水平對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長具有負(fù)向的顯著抑制作用，這也說明了該地區(qū)現(xiàn)有金融業(yè)發(fā)展水平的滯后性。其控制變量的結(jié)果表明：信貸期限結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放程度、工業(yè)化程度、社會(huì)消費(fèi)水平和政府干預(yù)都對(duì)其產(chǎn)生了正向的促進(jìn)作用，但信貸期限結(jié)構(gòu)和社會(huì)消費(fèi)水平較顯著；而通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用。由此可以看出，較發(fā)達(dá)的東部與較落后的中西部對(duì)其影響是有所差異化的，東部應(yīng)該調(diào)整適度的貸款期限結(jié)構(gòu)和控制一定程度上的社會(huì)消費(fèi)水平；而中西部地區(qū)應(yīng)進(jìn)一步提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和調(diào)整通脹回歸理性區(qū)間，共同推進(jìn)地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展空間。

（2）從金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步來看，金融產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值為0.360 8，并在5%水平上顯著，說明東部金融產(chǎn)業(yè)集聚水平提高對(duì)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步的增長具有正向的顯著促進(jìn)作用。集聚水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步就會(huì)下降約0.360 8個(gè)百分點(diǎn)。其控制變量的結(jié)果表明：對(duì)外開放程度、工業(yè)化程度、通過膨脹率、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府干預(yù)都對(duì)其產(chǎn)生了正向的顯著促進(jìn)作用；而信貸期限結(jié)構(gòu)和社會(huì)消費(fèi)水平卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用。中西部地區(qū)：產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值為0.206 7，并在1%水平上顯著，說明中西部金融產(chǎn)業(yè)集聚水平提高對(duì)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步的增長具有正向的顯著促進(jìn)作用，集聚水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步就會(huì)增加約0.206 7個(gè)百分點(diǎn)。其控制變量的結(jié)果表明：通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)其產(chǎn)生了正向的顯著促進(jìn)作用；而信貸期限結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放程度、工業(yè)化程度、社會(huì)消費(fèi)水平和政府干預(yù)卻對(duì)其產(chǎn)生了負(fù)向的抑制作用，但工業(yè)化程度和政府干預(yù)不顯著。由此可以看出，在金融技術(shù)進(jìn)步方面東部與中西部的影響因素也存在較大的差異性，東部應(yīng)微調(diào)貸款期限結(jié)構(gòu)和社會(huì)消費(fèi)的合理化水平；而中西部應(yīng)加大調(diào)整力度，強(qiáng)調(diào)多方面、全方位的金融環(huán)境發(fā)展與完善，為該地區(qū)金融業(yè)內(nèi)部的技術(shù)進(jìn)步創(chuàng)造便利條件。

（3）從金融業(yè)技術(shù)效率來看，東部地區(qū)：金融產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值0.674 0，并在5%水平上顯著，說明東部金融產(chǎn)業(yè)集聚水平提高對(duì)金融業(yè)技術(shù)效率的增長具有正向的顯著促進(jìn)作用，集聚水平每提高1個(gè)百分點(diǎn)，金融業(yè)技術(shù)效率就會(huì)增加約0.674 0個(gè)百分點(diǎn)。其控制變量的結(jié)果表明：信貸期限結(jié)構(gòu)、工業(yè)化程度、通貨膨脹率和社會(huì)消費(fèi)水平都對(duì)其產(chǎn)生正向顯著作用，但通貨膨脹率和社會(huì)消費(fèi)水平較為顯著；而對(duì)外開放程度、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和政府干預(yù)卻對(duì)其產(chǎn)生了負(fù)向抑制作用，但政府干預(yù)不顯著。中西部地區(qū)：金融產(chǎn)業(yè)集聚的系數(shù)值為-2.804 7，并在5%水平上顯著，說明中西部金融產(chǎn)業(yè)集聚水平提高對(duì)金融業(yè)技術(shù)效率的增長具有負(fù)向顯著作用，這可能同該地區(qū)的金融業(yè)集聚水平較低有關(guān)。其控制變量的結(jié)果表明：信貸期限結(jié)構(gòu)、對(duì)外開放程度、社會(huì)消費(fèi)水平和政府干預(yù)都對(duì)其產(chǎn)生正向作用，但對(duì)外開放程度和社會(huì)消費(fèi)水平不顯著；而工業(yè)化程度、通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平卻對(duì)其產(chǎn)生抑制作用，但工業(yè)化程度不顯著。東部與中西部比較來看，東部應(yīng)該控制對(duì)外開放的寬度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展的熱度，并推進(jìn)市場化的經(jīng)濟(jì)自由度，加快金融機(jī)構(gòu)服務(wù)該地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率；而中西部地區(qū)需加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展步伐，提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力，推進(jìn)地區(qū)工業(yè)化發(fā)展進(jìn)程，加大調(diào)控地區(qū)通貨膨脹力度，為區(qū)域金融發(fā)展提高良好的軟環(huán)境建設(shè)。

表5 產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)證結(jié)果（地區(qū)層面）

四、結(jié)論與政策建議

本文使用2000-2014年31個(gè)?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）的面板數(shù)據(jù)，采用系統(tǒng)矩估計(jì)的方法探討我國金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。又因金融業(yè)全要素生產(chǎn)率由其內(nèi)部構(gòu)成要素金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步和金融業(yè)技術(shù)效率決定，進(jìn)一步探討了金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步和金融業(yè)技術(shù)效率的影響。得出結(jié)論如下：從全國層面的估計(jì)結(jié)果來看，產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)我國金融業(yè)的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率具有正向的顯著促進(jìn)作用，可見金融集聚水平的增加對(duì)金融業(yè)自身效率的提高具有至關(guān)重要的作用。從區(qū)域?qū)用娴墓烙?jì)結(jié)果來看，東部地區(qū)的金融產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)金融業(yè)的全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率影響同全國估計(jì)結(jié)果保持一致，均表現(xiàn)出正向的顯著促進(jìn)作用；而中西部地區(qū)的金融產(chǎn)業(yè)集聚卻對(duì)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率產(chǎn)生了顯著的抑制作用，只有對(duì)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，這也主要源于該地區(qū)的金融發(fā)展整體滯后，缺失有效的金融軟硬環(huán)境的建設(shè)，導(dǎo)致了地區(qū)金融集聚水平偏低，阻礙了金融業(yè)技術(shù)效率的改善，進(jìn)而抑制了金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

本文得出的政策建議是：①在秉承“十三五”規(guī)劃的浪潮中，應(yīng)該繼續(xù)推進(jìn)金融業(yè)的全面改革，讓金融機(jī)構(gòu)資金有效供給為實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要提供更深層次的服務(wù)，避免出現(xiàn)資金錯(cuò)配和空轉(zhuǎn)的現(xiàn)象，創(chuàng)造更多的金融業(yè)增加值，提升地區(qū)金融集聚水平。②在夯實(shí)金融機(jī)構(gòu)傳統(tǒng)功能的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步加強(qiáng)金融產(chǎn)品的研發(fā)與創(chuàng)新和多渠道融資平臺(tái)建設(shè)，包括互聯(lián)網(wǎng)金融、政策性金融、普惠金融、合作金融等多種融資平臺(tái)，來滿足不同層次客戶的金融消費(fèi)需求，以此增強(qiáng)金融供給的能力，實(shí)現(xiàn)金融業(yè)的內(nèi)質(zhì)提升。③同時(shí)，國家應(yīng)該進(jìn)一步協(xié)調(diào)區(qū)域金融的發(fā)展政策實(shí)施方略，增加對(duì)中西部地區(qū)金融供給的改革措施，從廣度和深度上來提升區(qū)域金融競爭力的水平，逐步縮小同東部地區(qū)金融發(fā)展的差距，實(shí)現(xiàn)地區(qū)間金融發(fā)展均衡的增長路徑。

［1］Powell E T.The Evolution of the Money Market［M］.Lon?don:Frank Cass and Co，1915：75-82.

［2］Gras N S B.The Development of Metropolitan Economy in Europe and America［J］.American Historical Review，1922，27（4）：695-708.

［3］Marshall A.Principles of economics：an introductory volume［M］.London：Macmillan Publishers Limited，1920：42.

［4］Porteous D J.The Geography of Finance：Spatial Dimen?sions of Intermediary Behaviour［M］.Aldershot：Avebury，1995：67.

［5］Gehrig T.Screening，cross-border banking，and the allocation of credit［J］.Research in Economics，1998，52（4）：387-407.

［6］Naresh R Pandit，Gary A S.Cook G M P Swann.A Compari?son of Clustering Dynamics in the British Broadcasting and Financial Services Industries［J］.International Journal of the Economics of Business，2002，9（2）：195-224.

［7］Taylor P J.Financial Services Clustering and its Sigonificance for London［M］.London：Corporation of Iondon，2003：6-53.

［8］Cook G A S，Pandit N R，Beaverstock J V，et al.The Clus?tering of Financial Services in London［J］.Journal of Finan?cial Services Marketing，2004，7（3）：230-245.

［9］Audress D，F(xiàn)eldman M.Spillovers and the Geography of In?novation and Production［J］.American Economic Review，2006，86（3）：630-640.

［10］Baldwin R，Krugman P.Agglomeration，Integration and Tax Harmonization［J］.European Economic Review，2002，48（1）：1-23.

［11］Clark G L.Money Flows Like Mercury：The Geography of Global Finance［J］.Geografiska Annaler，2005，87（2）：99-112.

［12］徐康寧.產(chǎn)業(yè)聚集形成的源泉［M］.北京：人民出版社，2006：66.

［13］陳柳.中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率增長［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010，13（12）：60-66.

［14］呂宏芬，劉斯敖.我國制造業(yè)集聚變遷與全要素生產(chǎn)率增長研究［J］.浙江社會(huì)科學(xué)，2012（3）：22-30.

［15］徐濤.產(chǎn)業(yè)集聚、企業(yè)特征與制造業(yè)技術(shù)進(jìn)步——基于江蘇省制造業(yè)行業(yè)的研究［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2013（2）：7-12.

［16］胡玫，劉春生，陳飛.產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)中國企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響——基于廣東省制造業(yè)的實(shí)證研究［J］.經(jīng)濟(jì)問題，2015（4）：78-82.

［17］周立新，毛明明.產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率增長——基于重慶制造行業(yè)面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］.重慶大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2016，22（1）：33-39.

［18］林冰，劉福祥，趙洪寶.產(chǎn)業(yè)集聚的生產(chǎn)率效應(yīng)對(duì)中國制造業(yè)出口競爭力影響研究［J］.華東經(jīng)濟(jì)管理，2015，29（10）：109-115.

［19］袁丹，雷宏振.產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)效率的影響——理論與實(shí)證分析［J］.軟科學(xué)，2015，29（12）：36-39.

［20］童馨樂，楊向陽，陳媛.中國服務(wù)業(yè)集聚的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析：基于勞動(dòng)生產(chǎn)率視角［J］.產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2009（6）：30-37.

［21］周文博，樊秀峰，韓亞峰.服務(wù)業(yè)地理集聚對(duì)全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證分析［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2013（15）：120-124.

［22］舒輝，周熙登，林曉偉.物流產(chǎn)業(yè)集聚與全要素生產(chǎn)率增長——基于省域數(shù)據(jù)的空間計(jì)量分析［J］.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2014（3）：98-105.

［23］鄭錄軍，曹廷求.我國商業(yè)銀行效率及其影響因素的實(shí)證分析［J］.金融研究，2005（1）：91-101.

［24］蔡躍洲，郭梅軍.我國上市商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2009（9）：52-65.

［25］柯孔林，馮宗憲.中國商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率增長及其收斂性研究——基于GML指數(shù)的實(shí)證分析［J］.金融研究，2013（6）：146-159.

［26］沈悅，郭品.互聯(lián)網(wǎng)金融、技術(shù)溢出與商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率［J］.金融研究，2015（3）：160-175.

［27］林春.我國政策性銀行效率影響因素及收斂性研究［J］.北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)：社會(huì)科學(xué)版，2016（3）：99-107.

［28］Haggett P，Cliff A D，F(xiàn)rey A.Locational analysis in human geography.［J］.Geographical Review，1977，68（2）：363-367.

［責(zé)任編輯：張青］

Regional Agglomeration and Total Factor Productivity Growth of Chinese Financial Industry—An Empirical Analysis Based on the Provincial Panel Data

LIN Chun
（School of Economics，Liaoning University，Shenyang 110036，China）

This paper，using the panel data of 31 provinces’（municipalities and autonomous regions）in China from 2000 to 2014，employs the system GMM estimation method to probe into the impact of industrial agglomeration on the total factor pro?ductivity（TFP）of financial industry.The paper also further discusses the influence of industrial agglomeration on technical progress and technical efficiency because the total factor productivity of financial industry is decided by its internal compo?nents of financial industry technical progress and financial industry technical efficiency.The conclusions are as follows：From a national perspective，industrial agglomeration has a significant role in promoting the TFP of financial industry，the technical progress and the technical efficiency；From a regional perspective，industrial agglomeration in the coastal areas has played a positive role in promoting the TFP of financial industry，the technical progress and the technical efficiency；While industrial agglomeration in the central and western regions has an inhibitory effect on the TFP of financial industry and the technical effi?ciency，and only can promote significantly the technical progress.Finally，this paper，based on the empirical conclusions，proposes some policy suggestions.

financial industry agglomeration；total factor productivity；technical progress；technical efficiency

F830；F207

A

1007-5097（2016）11-0060-07

10.3969/j.issn.1007-5097.2016.11.009

2016-05-06

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（14BJY193）

林春（1985-），男，遼寧黑山人，博士研究生，研究方向：金融發(fā)展理論與政策。