金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)性研究

李寶禮，胡雪萍

（1.安徽科技學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽 蚌埠 233100；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢 430073）

金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)性研究

李寶禮1,2，胡雪萍2

（1.安徽科技學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽 蚌埠 233100；2.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢 430073）

文章基于我國345個城市的空間數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量方法分析了金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)性，通過Moran’s I指數(shù)可以看出我國城市經(jīng)濟(jì)績效與金融集聚存在顯著的空間相關(guān)性；運(yùn)用SEM模型和SDM模型對2012年我國345個城市的空間數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究的結(jié)果表明，城市經(jīng)濟(jì)績效和金融集聚對相鄰城市經(jīng)濟(jì)績效的提高具有顯著的空間溢出效應(yīng)，人力資本和對外開放度對城市經(jīng)濟(jì)績效的提升有正向作用，但空間溢出效應(yīng)不顯著，政府作用不僅對所在城市經(jīng)濟(jì)績效的提高有正向影響，而且對周邊地區(qū)有正的溢出效應(yīng)。

金融集聚；空間溢出；經(jīng)濟(jì)績效；空間相關(guān)性

0 引言

隨著新型城鎮(zhèn)化發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施，我國城市化水平將會進(jìn)一步提高，城市作為經(jīng)濟(jì)增長發(fā)動機(jī)的功能將逐步增強(qiáng)。城市經(jīng)濟(jì)增長與城市經(jīng)濟(jì)績效密切相關(guān)，城市經(jīng)濟(jì)績效是指城市生產(chǎn)投入要素轉(zhuǎn)化為最終產(chǎn)出的效率，城市經(jīng)濟(jì)績效越高，生產(chǎn)要素越能得到最有效利用，要素轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的效率越高，由于固定資產(chǎn)投資在城市經(jīng)濟(jì)增長中的作用具有不可持續(xù)性，未來我國城市經(jīng)濟(jì)增長主要依靠提高城市經(jīng)濟(jì)績效來推動。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，金融活動和金融機(jī)構(gòu)的空間分布特征以及金融服務(wù)的質(zhì)量、范圍對城市經(jīng)濟(jì)績效的提升有直接影響。隨著金融資源流動速度的加快，金融活動和金融機(jī)構(gòu)的空間集聚趨勢越發(fā)明顯。

在當(dāng)前我國推進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的背景下，區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展受到越來越多的重視，政府希望通過城市群的建設(shè)，借助中心城市的輻射作用帶動周邊區(qū)域的發(fā)展，從而實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡穩(wěn)定的發(fā)展。因此，在考慮空間經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)的條件下，研究我國城市經(jīng)濟(jì)績效和金融集聚的空間相關(guān)性和異質(zhì)性，以及金融集聚對城市經(jīng)濟(jì)績效的溢出效應(yīng)，對我國制定合理的區(qū)域發(fā)展和金融布局戰(zhàn)略有一定的科學(xué)參考價(jià)值。

縱觀已有的研究成果，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長研究的空間范圍多以省際層面為主，較少以市為研究對象，存在研究尺度偏大的問題；在研究指標(biāo)的選取上，基本上以地區(qū)生產(chǎn)總值的絕對量或增長率作為經(jīng)濟(jì)增長的衡量指標(biāo)，缺少對經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在動力機(jī)制的研究；在研究方法的選取上，已有的研究多以時間序列數(shù)據(jù)或面板數(shù)據(jù)計(jì)量方法作為研究手段，缺少以空間計(jì)量方法來探究變量的空間相關(guān)性和異質(zhì)性，測度相關(guān)變量的空間溢出效應(yīng)。

基于此，本文選取我國345個城市（包括全部地級市和自治州及部分省管縣級市）的經(jīng)濟(jì)績效作為研究對象，采用空間計(jì)量方法，研究金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)性和異質(zhì)性，以及金融資源的空間分布特征對相鄰城市經(jīng)濟(jì)績效的空間溢出效應(yīng)，以期對我國制定合理的區(qū)域發(fā)展和金融布局戰(zhàn)略提供思路。

1 變量與數(shù)據(jù)說明

1.1 變量說明

（1）因變量：城市經(jīng)濟(jì)績效（epf）。城市經(jīng)濟(jì)績效是指要素投入轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出的能力，體現(xiàn)了城市生產(chǎn)的經(jīng)濟(jì)效率，是城市經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在動力。本文借鑒新古典增長理論的思想，將全要素生產(chǎn)率（TFP）作為測度城市經(jīng)濟(jì)績效的指標(biāo)。按照新古典增長理論可以將城市經(jīng)濟(jì)增長分解為物質(zhì)資本、勞動力和技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)，但是由于勞動力增長的限制以及資本邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，城市經(jīng)濟(jì)的長期穩(wěn)定增長的源泉只能來自于技術(shù)進(jìn)步。在新古典增長理論中技術(shù)進(jìn)步對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)就是全要素生產(chǎn)率（TFP）。

式（1）中Y為各城市實(shí)際的地區(qū)生產(chǎn)總值；K和L為資本和勞動力投入量，本文分別以各城市固定資產(chǎn)投資總額和年末單位從業(yè)人員總數(shù)作為衡量指量；α表示資本的產(chǎn)出彈性，β為勞動的產(chǎn)出彈性，本文借鑒蔡偉毅、陳學(xué)識（2010）的研究成果，將其賦值為α=0.4，β=0.6，滿足生產(chǎn)規(guī)律報(bào)酬不變的約束。根據(jù)式（1）可以計(jì)算出各城市的全要素生產(chǎn)率（TFP）。

全要素生產(chǎn)率（TFP）是城市經(jīng)濟(jì)績效的衡量指標(biāo)，它的大小與城市的技術(shù)水平有關(guān)。隨著各地區(qū)之間經(jīng)濟(jì)交往的日益密切，人和物在不同地區(qū)之間的流通速度加快，推動了技術(shù)和信息在不同地區(qū)，不同城市之間的跨界交流，因此，需要從空間地理經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度，探究城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)性和異質(zhì)性。

（2）核心解釋變量：金融集聚（fin）。本文采用區(qū)位熵系數(shù)來測算我國345個城市的金融集聚程度。具體計(jì)算公式為：

式（2）中 fini表示城市i的金融集聚度，fi為第i個城市的金融機(jī)構(gòu)年末存貸款總和，xi表示第i個城市的地區(qū)生產(chǎn)總值，f和x分別表示全國金融機(jī)構(gòu)年末存貸款總和以及全國的國內(nèi)生產(chǎn)總值。 fini的值越大，說明該地區(qū)的金融集聚水平越高，通常認(rèn)為，如果 fini大1，表示金融業(yè)在該城市較為重要。

一般情況下，城市金融集聚程度越高，越有利于技術(shù)創(chuàng)新，對所在城市經(jīng)濟(jì)績效的提升有重要的推動作用，同時，金融集聚城市擁有發(fā)達(dá)的網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)加快了信息的傳播速度，使得新知識和新技術(shù)能夠跨越地理邊界迅速向外傳播。因此，可以假定金融集聚不僅對所在城市經(jīng)濟(jì)績效的提升具有正向作用，而且對周邊城市經(jīng)濟(jì)績效的改善有一定的溢出效應(yīng)。

（3）控制變量：①外商直接投資（fdi）。外商直接投資用來衡量城市經(jīng)濟(jì)的對外開放程度，城市獲得外商直接投資額與該城市對外開放程度呈正向關(guān)系。一般認(rèn)為，城市的對外開放程度高，有利于城市引進(jìn)國外先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，對城市經(jīng)濟(jì)績效的提升有正向作用。②人力資本（hr）。受數(shù)據(jù)可得性的限制，本文以各城市高等學(xué)校學(xué)生人數(shù)作為城市人力資本的代理變量，從理論上看該變量與城市經(jīng)濟(jì)績效之間應(yīng)存在正向關(guān)系。③政府作用（cfz）。本文采用政府財(cái)政支出與收入之比作為衡量政府作用的替代指標(biāo)，一般情況下，政府越強(qiáng)勢，其對經(jīng)濟(jì)活動的干預(yù)就越多，越容易造成財(cái)政收支比的擴(kuò)大。根據(jù)國際經(jīng)驗(yàn)，城市經(jīng)濟(jì)績效的提升與私營企業(yè)的科技創(chuàng)新密切相關(guān)，政府過多的參與經(jīng)濟(jì)活動必然會擠占私營企業(yè)的利潤空間，政府財(cái)政收支缺口的擴(kuò)大會引起經(jīng)濟(jì)資源過多的流向政府部門，造成城市經(jīng)濟(jì)效率的降低。因此，本文假定該指標(biāo)與城市經(jīng)濟(jì)績效呈負(fù)向關(guān)系。

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文選取2012年中國345個城市（包括全部地級市和自治州及部分省管縣級市）數(shù)據(jù)作為研究對象。原始數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)年鑒》，統(tǒng)計(jì)口徑為市域數(shù)據(jù)。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

2 金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)性分析

空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)是以空間經(jīng)濟(jì)理論模型為基礎(chǔ)，以地理信息技術(shù)為手段，以空間相關(guān)數(shù)據(jù)的處理和空間相關(guān)知識挖掘?yàn)榫€索，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)、計(jì)量和其他數(shù)學(xué)方法對各種空間經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象進(jìn)行定量分析的學(xué)科。空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，空間數(shù)據(jù)具有空間相關(guān)性和空間異質(zhì)性。空間相關(guān)性是指地理位置不同的觀測數(shù)據(jù)在空間分布上并不是獨(dú)立的，而是具有一定的非隨機(jī)的空間相關(guān)模式?？臻g正相關(guān)，是指空間上分布鄰近的事物其屬性值具有相似的趨勢和取值；若空間上分布的相鄰事物的屬性值具有相反的趨勢和取值，則為空間負(fù)相關(guān)。空間異質(zhì)性，是指每一個空間區(qū)位上的事物和現(xiàn)象都具有區(qū)別于其他區(qū)位上的事物和現(xiàn)象的特點(diǎn)。

為了驗(yàn)證我國城市金融集聚和城市經(jīng)濟(jì)績效的空間分布特征，本文將運(yùn)用空間計(jì)量方法對變量進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)。常用的空間相關(guān)檢驗(yàn)包括全局Moran’s I指數(shù)、Getis’G和Geary’s C比值，以及基于距離閾值范圍的乘法測度；局域空間相關(guān)性測度變量的空間聚集性和異質(zhì)性，常用局部Moran’s I指數(shù)和局部Getis’G指數(shù)檢驗(yàn)。本文使用全局和局部Moran’s I檢驗(yàn)相關(guān)變量的空間屬性，采用的空間計(jì)量統(tǒng)計(jì)軟件為Geoda 0.9。

2.1 基于全局Moran’s I的金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)檢驗(yàn)

Moran’s I指數(shù)的取值范圍在-1到1之間，若空間事物屬性正相關(guān)，則取值為正；若為負(fù)相關(guān)，則取值為負(fù)；若空間事物屬性之間沒有相關(guān)性，則取值為0。Moran’s I指數(shù)的計(jì)算公式為：

式（3）中n為城市數(shù)目；yi和yj分別表示空間對象在第i點(diǎn)和第 j點(diǎn)的屬性值；wij為空間權(quán)重矩陣，表示空間對象兩點(diǎn)間的連接關(guān)系?？臻g權(quán)重矩陣可以通過面積方式、距離方式和可達(dá)度方式來構(gòu)建，本文選用空間對象間的距離來構(gòu)建權(quán)重矩陣，其主對角線上的元素為0。對于Moran’s I指數(shù)，可以通過構(gòu)造Z統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)空間相關(guān)性是否存在，一般當(dāng) ||Z＞1.96時，存在空間自相關(guān)。

圖1和圖2分別給出了2012年我國345個城市的經(jīng)濟(jì)績效和金融集聚的全局Moran’s I自相關(guān)圖，其中城市經(jīng)濟(jì)績效和金融聚集的Moran’s I指數(shù)分別為0.24和0.135，Z統(tǒng)計(jì)量值分別為13.84和7.22，表明我國城市經(jīng)濟(jì)績效和金融聚集各自存在顯著的空間正自相關(guān)關(guān)系，說明我國城市經(jīng)濟(jì)績效和金融聚集的空間分布并非是完全隨機(jī)的，而是在全局上表現(xiàn)出一定的空間依賴特征。

圖1 2012年城市經(jīng)濟(jì)績效的Moran’s I散點(diǎn)圖

圖2 2012年城市金融集聚的Moran’s I散點(diǎn)圖

圖3 為2012年我國345個城市金融集聚度與城市經(jīng)濟(jì)績效的全局Moran’s I相關(guān)圖，其中Moran’s I指數(shù)為0.149，Z統(tǒng)計(jì)量值為8.93，表明我國城市金融集聚度與相鄰城市經(jīng)濟(jì)績效之間存在正的空間相關(guān)關(guān)系，也就是說，金融集聚水平高的城市與經(jīng)濟(jì)績效高的城市在空間上趨于集聚，說明金融集聚對周邊城市經(jīng)濟(jì)績效的提高具有一定的空間溢出效應(yīng)。

圖3 2012年城市金融集聚與經(jīng)濟(jì)績效的Moran’s I散點(diǎn)圖

2.2 基于局部Moran’s I的城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步揭示我國不同城市經(jīng)濟(jì)績效分布的空間異質(zhì)性和依賴性，可以進(jìn)行局部空間相關(guān)性分析，結(jié)果如圖4所示。圖4給出了基于局部Moran’s I的城市經(jīng)濟(jì)績效集聚圖，由圖4可以看出，各個城市經(jīng)濟(jì)績效的空間分布可以分為4種空間相關(guān)模式：經(jīng)濟(jì)績效高的城市被其他高經(jīng)濟(jì)績效的城市所包圍（HH）；經(jīng)濟(jì)績效低的城市被其他低經(jīng)濟(jì)績效的城市所包圍（LL）；經(jīng)濟(jì)績效低的城市被高經(jīng)濟(jì)績效的城市包圍（LH）；經(jīng)濟(jì)績效高的城市被其他經(jīng)濟(jì)績效低的城市所包圍（HL）。

圖4 基于局部Moran’I的城市經(jīng)濟(jì)績效集聚圖

總體來看，我國城市經(jīng)濟(jì)績效呈現(xiàn)空間集聚顯著狀態(tài)的城市數(shù)量（共207座）大于不顯著城市數(shù)量（共138座），其中空間集聚呈HH和LL兩種分化模式的城市數(shù)量（共157座）高于呈HL和LH模式的城市數(shù)量（共50座），因此可以認(rèn)為，我國各城市經(jīng)濟(jì)績效存在著地理空間分布上的依賴性和異質(zhì)性。從圖4中還可以明顯的看出，經(jīng)濟(jì)績效HH集聚的城市主要分布在東部沿海地區(qū)，而經(jīng)濟(jì)績效LL集聚的城市主要分在西部地區(qū)，中部地區(qū)靠近東部沿海的城市經(jīng)濟(jì)績效呈LH集聚模式。我國城市經(jīng)濟(jì)績效的空間集聚特征同我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈東高西低的現(xiàn)狀相一致，東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)城市對外的輻射帶動作還僅限于周邊鄰近地區(qū)，城市經(jīng)濟(jì)績效的空間溢出效應(yīng)的強(qiáng)度和范圍還有待提高。

3 城市經(jīng)濟(jì)績效影響因素的空間計(jì)量分析

3.1 空間計(jì)量模型的設(shè)定

通過前文的空間相關(guān)性分析，已經(jīng)證明了我國城市經(jīng)濟(jì)績效存在顯著的空間相關(guān)性，相鄰城市的經(jīng)濟(jì)績效之間存在一定的空間依存性和集聚性，需要建立空間計(jì)量模型來測度城市經(jīng)濟(jì)績效的空間溢出效應(yīng)，常用的模型包括空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）。

3.1.1 空間滯后模型

空間滯后模型（SLM）主要用于探求因變量的空間溢出效應(yīng)，根據(jù)空間滯后模型的設(shè)定原則，本文的空間滯后模型設(shè)定為：

式（4）中l(wèi)nefp、lnfin、lnhr、lnfdi、lnczf分別是n×1列的觀察值向量的對數(shù)形式，其含義如前文所示。W為n×n階的空間權(quán)重（下同），W—lnepf為空間滯后因變量，β為解釋變量回歸系數(shù)，ρ為空間自回歸系數(shù)，其數(shù)值的大小反映了相鄰城市的空間溢出效應(yīng)的強(qiáng)度。

3.1.2 空間誤差模型

空間誤差模型（SEM）假定模型的空間相關(guān)通過誤差產(chǎn)生，根據(jù)空間誤差模型的設(shè)定原則，將本文的空間誤差模型設(shè)為：

式（5）中λ表示空間誤差項(xiàng)的相關(guān)系數(shù)，以殘差之間的空間相關(guān)強(qiáng)度表示地區(qū)間的空間溢出效應(yīng)的大小，lnW—μ表示空間滯后誤差項(xiàng)。

3.1.3 空間相關(guān)性檢驗(yàn)及SLM、SEM的選擇

判斷城市經(jīng)濟(jì)績效的空間相關(guān)性是否存在，以及SLE和SEM模型哪個更合適，除了使用Moran’s I檢驗(yàn)外，還可以使用LMERR和LMLAG兩個拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，以及它們各自穩(wěn)健的R-LMERR、R-LMLAG來檢驗(yàn)。根據(jù)Anselin（1995）提出的判斷準(zhǔn)則，當(dāng) LMERR在統(tǒng)計(jì)上比LMLAG更加顯著時，并且R-LMERR顯著而R-LMLAG不顯著時，可以判定最優(yōu)的模型為空間誤差模型，反之，最優(yōu)的模型為空間滯后模型。

3.1.4 空間杜賓計(jì)量模型

為了檢驗(yàn)金融集聚及相關(guān)控制變量對鄰近城市經(jīng)濟(jì)績效的溢出效應(yīng)，需要引入空間杜賓計(jì)量模型（SDM）。本文的空間杜賓計(jì)量模型設(shè)定為：

式（6）中l(wèi)nW—fin、lnW—hr、lnW—fdi、lnW—czf分別為金融集聚、人力資本、外商直接投資以及政府作用的空間滯后變量，其系數(shù)分別表示各個變量對周邊城市的空間溢出效應(yīng)強(qiáng)度。本文運(yùn)用空間計(jì)量軟件Geoda 0.9，并采用極大似然法對上述空間計(jì)量模型的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

3.2 空間計(jì)量模型的實(shí)證結(jié)果分析

首先對模型進(jìn)行忽略空間效應(yīng)的OLS估計(jì)，判斷最優(yōu)的模型形式是SLM模型還是SEM模型，回歸結(jié)果如表2所示。

表2 模型的OLS估計(jì)結(jié)果

從表2可以看出，金融集聚對城市經(jīng)濟(jì)績效的影響系數(shù)為0.4702，且在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，表明城市金融集聚對自身經(jīng)濟(jì)績效的提高具有顯著的正向影響，實(shí)證結(jié)果與理論假設(shè)一致；從控制變量的回歸結(jié)果看，經(jīng)濟(jì)開放度與人力資本均在1%的顯著性水平下對城市經(jīng)濟(jì)績效具有正向影響，結(jié)果與理論假設(shè)一致；政府作用在1%的顯著性水平下對城市經(jīng)濟(jì)績效的提高具有正向影響，與理論假設(shè)不符，這種結(jié)果可能表明，與國際情況相反，我國的技術(shù)創(chuàng)新主要是由政府推動的，私營企業(yè)從事科技研發(fā)的能力不足，對城市經(jīng)濟(jì)績效的提升作用有待提高。

上述回歸結(jié)果沒有考慮城市間的地理空間相關(guān)性，根據(jù)表2中模型的空間相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果，Moran指數(shù)、LMLAG、LMERR均在1%的顯著性水平下通過了檢驗(yàn)，表明模型存在很強(qiáng)的空間相關(guān)性，需要建立空間計(jì)量模型進(jìn)行分析。同時，LMERR、R-LMERR的統(tǒng)計(jì)值明顯高于LMLAG、R-LMERR，由此可以判斷，相對于SLM模型，SEM模型更優(yōu)。

基于模型OLS的估計(jì)結(jié)果，本文分別建立空間誤差模型（SEM）和空間杜賓模型（SDM），以消除模型的空間誤差問題，并測度被解釋變量和解釋變量的空間溢出效應(yīng)強(qiáng)度。本文采用極大似然估計(jì)法對SEM模型和SDM的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下頁表3所示。與OLS模型相比，考慮空間效應(yīng)后，模型的總體擬合優(yōu)度值和對數(shù)似然函數(shù)值變得更高，并且AIC和SC的顯著降低。

根據(jù)表3的回歸結(jié)果，SEM模型和SDM模型中參數(shù)λ的值分別為0.6406和0.6141，均在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，說明城市經(jīng)濟(jì)績效的空間效應(yīng)明顯，一個城市的經(jīng)濟(jì)績效提升與周邊城市的經(jīng)濟(jì)績效密切相關(guān)，相鄰地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)績效的提高對本地的經(jīng)濟(jì)績效有正向影響。城市金融集聚變量在SEM和SDM模型中均對城市經(jīng)濟(jì)績效提升有顯著的正向作用，其影響系數(shù)分別為0.4692和0.4566，在所有的解釋變量中最高，說明城市金融聚集水平的提高對城市科技創(chuàng)新能力的促進(jìn)作用明顯，進(jìn)而有利于城市經(jīng)濟(jì)績效的提高。

從控制變量的回歸結(jié)果看，在SEM和SDM模型中，人力資本與對外開放度均在1%的顯著性水平下對城市經(jīng)濟(jì)績效有正向影響，實(shí)證結(jié)果與理論假設(shè)一致。一般地，城市人力資本水平越高，知識溢出能力越強(qiáng)，對外開放程度越高，越有利于吸收國外先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)和管理水平，因而擁有較高人力資本和對外開放度的城市，如北京和上海，其城市經(jīng)濟(jì)績效往往較高。政府作用對城市經(jīng)濟(jì)績效的提升在兩個模型中均表現(xiàn)為正向影響，與理論假設(shè)不一致，說明我國的技術(shù)創(chuàng)新主要是由政府推動的，私營企業(yè)從事科技研發(fā)的能力不足，對城市經(jīng)濟(jì)績效的提升作用有待提高。

表3 SEM模型和SDM模型的ML估計(jì)結(jié)果

從表3還可以看出，與SEM模型相比，SDM模型的擬合優(yōu)度、對數(shù)似然函數(shù)值較高，且AIC和SC的值較低，說明在模型中引入解釋變量的空間滯后項(xiàng)是合理的。從SDM模型的回歸結(jié)果可以看出，城市金融集聚的空間滯后變量在5%的顯著性水平下對城市經(jīng)濟(jì)績效的提升有正向影響，這說明金融集聚通過地理空間機(jī)制城市經(jīng)濟(jì)績效提升發(fā)揮作用，城市金融集聚度的提高對周邊城市的經(jīng)濟(jì)績效提升存在空間溢出效應(yīng)。人力資本與對外開放的空間滯后變量對城市經(jīng)濟(jì)績效的影響不顯著，說明在我國人力資本與對放開放對周邊城市經(jīng)濟(jì)績效的提升不存在地理空間的溢出效應(yīng)。政府作用的空間滯后變量在1%的顯著性水平下對城市經(jīng)濟(jì)績效的影響系數(shù)為0.3073，說明政府作用對周邊城市經(jīng)濟(jì)績效的提升存在地理空間溢出效應(yīng)，這可能是由于我國地方政府之間存在競爭關(guān)系，當(dāng)政府加大對提高城市經(jīng)濟(jì)績效方面的投入時，會引起鄰地區(qū)的政府采取同樣的措施。

4 結(jié)論

本文以城市經(jīng)濟(jì)績效為研究對象，選取2012年我國345個城市的空間數(shù)據(jù)，嘗試從空間經(jīng)濟(jì)學(xué)角度對金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明：城市經(jīng)濟(jì)績效和金融集聚各自存在顯著的空間相關(guān)性，并且金融集聚與城市經(jīng)濟(jì)績效之間存在正的空間相關(guān)性；城市經(jīng)濟(jì)績效在地理空間上存在集聚性和異質(zhì)性特征，東部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)績效呈HH型集聚，西部地區(qū)城市經(jīng)濟(jì)績效呈LL型集聚?？臻g誤差模型和空間杜賓模型的回歸結(jié)果表明，城市經(jīng)濟(jì)績效與金融集聚具有顯著的正向空間外溢效應(yīng)，說明本地相鄰城市較高的經(jīng)濟(jì)績效和金融集聚水平能夠促進(jìn)本地城市經(jīng)濟(jì)績效的提升；控制變量的回歸結(jié)果表明，人力資本和對外開放度對城市經(jīng)濟(jì)績效的提升有顯著的正向作用，但空間外溢效應(yīng)不顯著，政府作用不僅對本地城市經(jīng)濟(jì)績效的提升有促進(jìn)作用，而且對相鄰城市還具有空間外溢效應(yīng)。

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（責(zé)任編輯/劉柳青）

F830

A

1002-6487（2016）23-0144-05

安徽省教育廳人文社科重點(diǎn)項(xiàng)目（SK2015A304）；安徽科技學(xué)院引進(jìn)人才項(xiàng)目（SRC2014414）

李寶禮（1984—），男，安徽滁州人，博士，講師，研究方向：發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。

胡雪萍（1965—），女，江西銅鼓人，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)。