金融產(chǎn)業(yè)集聚與安徽省經(jīng)濟增長效應(yīng)研究*

吳松飛，范金華

(安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 人文外語系，安徽 蕪湖 241002；南京理工大學(xué) 理學(xué)院，江蘇 南京210094)

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金融產(chǎn)業(yè)集聚與安徽省經(jīng)濟增長效應(yīng)研究*

吳松飛，范金華

(安徽商貿(mào)職業(yè)技術(shù)學(xué)院 人文外語系，安徽 蕪湖 241002；南京理工大學(xué) 理學(xué)院，江蘇 南京210094)

對安徽省金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀進行了描述，運用區(qū)位熵指數(shù)測度了1998～2015年安徽省金融產(chǎn)業(yè)的集聚水平，結(jié)果表明，安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚度低于全國平均水平，在中部地區(qū)僅處于中等水平且區(qū)域內(nèi)金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展處于不平衡狀態(tài)。構(gòu)建實證模型經(jīng)檢驗，金融產(chǎn)業(yè)集聚對安徽省經(jīng)濟增長有較強的推動作用。為提升安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展水平，應(yīng)從優(yōu)化金融產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升金融集聚速度，增強金融產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新競爭力，利用“互聯(lián)網(wǎng)+”重構(gòu)金融產(chǎn)業(yè)模式，融入國家戰(zhàn)略等方面推動產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展。

金融產(chǎn)業(yè)集聚；經(jīng)濟增長；區(qū)位熵；集聚效應(yīng)

在經(jīng)濟全球一體化和金融國際化、共享化的背景下，金融產(chǎn)業(yè)已經(jīng)發(fā)展成為一個國家、一個區(qū)域經(jīng)濟社會發(fā)展的重要產(chǎn)業(yè)，金融產(chǎn)業(yè)的空間集聚已經(jīng)成為產(chǎn)業(yè)發(fā)展的必然趨勢。在世界范圍內(nèi)，已經(jīng)形成了紐約、倫敦、東京等全球知名的金融產(chǎn)業(yè)集群，中國北京的金融街吸引了眾多國內(nèi)外金融機構(gòu)聚集，上海的陸家嘴金融貿(mào)易中心將成為國內(nèi)外金融機構(gòu)最集中的區(qū)域之一。區(qū)域經(jīng)濟的快速增長吸引了金融機構(gòu)空間集聚，金融產(chǎn)業(yè)的空間聚集又推動了區(qū)域經(jīng)濟增長，二者之間存在著相互促進的關(guān)系，筆者從金融產(chǎn)業(yè)集聚視角定量分析其對安徽省經(jīng)濟增長的影響程度。

一、金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長關(guān)系研究文獻回顧

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于金融產(chǎn)業(yè)對經(jīng)濟增長的影響研究，主要側(cè)重于實證分析研究。錢水土和金嬌以長三角地區(qū)2000～2007年面板數(shù)據(jù)研究了金融結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，認為產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長存在穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系[1]。張曉燕用國內(nèi)10個省市作為樣本，運用混合OLS、隨機效應(yīng)模型等來檢驗金融產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長的關(guān)系，得出金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長具有顯著地推動作用[2]。劉瑞波等以藍色經(jīng)濟區(qū)為例，運用Granger因果關(guān)系檢驗，結(jié)果表明金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長存在雙向因果關(guān)系，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)驗證出在藍色經(jīng)濟區(qū)金融產(chǎn)業(yè)集聚同經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，能促進區(qū)域經(jīng)濟的增長[3]。田暉以廣東21個地市統(tǒng)計數(shù)據(jù)結(jié)合因子分析法和面板數(shù)據(jù)模型論證了廣東省金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡，金融產(chǎn)業(yè)集聚度高的地區(qū)對經(jīng)濟增長的正向促進作用比較明顯[4]。周海鵬等基于30個省市面板數(shù)據(jù)，采用探索性空間數(shù)據(jù)分析法得出融產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長規(guī)模和經(jīng)濟增長質(zhì)量均有正向促進作用[5]。

從現(xiàn)有文獻的梳理看，學(xué)術(shù)界對于金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響問題研究比較成熟、深入，從研究結(jié)論看，金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長有促進作用，學(xué)者們的實證分析結(jié)果趨于一致。由于金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長相互作用，導(dǎo)致區(qū)域間發(fā)展不平衡，金融產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的促進作用具有差異性，因此本文通過構(gòu)建模型進行橫向比較和縱向比較，考察金融產(chǎn)業(yè)流向、集聚具有差異性，從而造成安徽省經(jīng)濟增長的差異性。

二、安徽省金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀

安徽省2015年地區(qū)生產(chǎn)總值(GDP)22 005.6億元，增長8.7%，高于全國增長速度。金融業(yè)產(chǎn)值1 255.9億元，增長19.5%，占地區(qū)GDP的5.71%，社會融資規(guī)模3 574.6億元，全省金融機構(gòu)人民幣各項存款余額34 482.9億元，增長14.2%，貸款余額25 489億元，增長14.1%，全省證券交易量82 533.7億元，全省有上市公司88家，累計籌資271.8億元，市價總值達到11 234.3億元，增長59.5%；全年保險業(yè)保費收入698.9億元，增長22.1%。[6]

安徽省主要城市中，合肥市生產(chǎn)總值(GDP)5 660.27億元，對安徽省經(jīng)濟增長的貢獻率為25.72%，金融機構(gòu)各項存款余額11 193.70億元，占全省的32.46%，各項貸款余額10 171.10億元，占全省的39.9%，證券交易量29 869.61億元，占全省交易額的36.19%，證券營業(yè)部68個，保險業(yè)保費收入154.05億元，占全省保費收入的22.04%。蕪湖市生產(chǎn)總值(GDP)2 457.32億元，對安徽省經(jīng)濟增長的貢獻率為11.17%，金融業(yè)存款余額2 548.68億元，貸款余額2 491.57億元，保險業(yè)保費收入44.41億元。

表1 2015年安徽省各城市金融業(yè)發(fā)展狀況 /億元

數(shù)據(jù)來源：《安徽統(tǒng)計年鑒——2016》、各市2015年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

從安徽省及省內(nèi)各城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，安徽省金融產(chǎn)業(yè)增長速度明顯快于全省生產(chǎn)總值的增長速度。合蕪蚌自主創(chuàng)新綜合試驗區(qū)金融業(yè)實現(xiàn)產(chǎn)值555.22億元，占全省金融業(yè)產(chǎn)值的44.21%，金融資產(chǎn)的總量持續(xù)增長，金融業(yè)發(fā)展的增長速度高于全省金融業(yè)平均水平。合肥、蕪湖各項指標數(shù)據(jù)高于安徽省其他城市，合肥作為省會城市居于首位，金融產(chǎn)業(yè)集聚優(yōu)勢在安徽省尤為突出。

三、安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚測度分析

(一)金融產(chǎn)業(yè)集聚各項測度指標

在產(chǎn)業(yè)集聚測度指標中，有空間基尼系數(shù)、E-G指數(shù)、區(qū)位熵、產(chǎn)業(yè)集中度指標、赫芬達爾—赫希曼指數(shù)等，筆者基于統(tǒng)計數(shù)據(jù)的搜集、研究對象的針對性，選取區(qū)位熵計量安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚水平。區(qū)位熵(Location Quotient)用來衡量要素在某一區(qū)域的空間分布，可以反映某一產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化水平和產(chǎn)業(yè)的集聚狀態(tài)，是由哈蓋特(P．Haggett)首先提出的[7]。區(qū)位熵的計算公式為：

(1)

其中LQi是安徽省金融產(chǎn)業(yè)第i年份的區(qū)位熵，fi是安徽省第i年金融業(yè)指標，F(xiàn)i是全國第i年份金融業(yè)指標，gi和Fi分別是安徽省和全國第年份經(jīng)濟總量(GDP)指標。若LQi>1，則說明安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚水平高于全國平均水平，若LQi<1，則說明安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚水平低于全國平均水平，若LQi=1，則說明安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚水平與全國平均水平相當。

(二)安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚度比較分析

1.安徽省金融產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵

從圖1看，安徽省金融產(chǎn)業(yè)對安徽省GDP的貢獻率逐年上升，特別是近年來金融業(yè)的增加值增長速度高于同期安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值的增長水平。

圖1 安徽省2005～2015年金融產(chǎn)業(yè)對GDP的貢獻率 數(shù)據(jù)來源：安徽省統(tǒng)計局《安徽統(tǒng)計年鑒》。

年份安徽金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵年度安徽金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵19980.55920070.37519990.66220080.61720000.68220090.57320010.69120100.52020020.70320110.53220030.72420120.55120040.71720130.55820050.52720140.69320060.46720150.672

數(shù)據(jù)來源：安徽省統(tǒng)計局《安徽統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局 “分年度國家數(shù)據(jù)”計算得出。

根據(jù)區(qū)位熵公式(1)，安徽省1998～2015年金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵計量結(jié)果如表2所示。從計量結(jié)果看，安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚度指標呈上升趨勢，縱觀“十一五”“十二五”發(fā)展現(xiàn)狀，安徽省金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵從2006年的0.467逐年波動至2015年的0.672，10年間增加了0.205，表明隨著安徽省經(jīng)濟總量不斷提升，金融產(chǎn)業(yè)集聚態(tài)勢逐步顯現(xiàn)。

2.安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚度橫向比較

安徽省金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵小于1，說明安徽省1998～2015年金融產(chǎn)業(yè)集聚水平一直低于全國平均水平。從中部地區(qū)2015年各省GDP和金融產(chǎn)業(yè)增加值統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南等6省的區(qū)位熵計算結(jié)果分別為1.048、0.588、0.672、0.738、0.630、0.471，安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚度在中部地區(qū)居于第3位，安徽省經(jīng)濟總量在中部地區(qū)位居第4名。中部地區(qū)僅山西省區(qū)位熵大于1，其他5省的金融產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵均小于1，安徽省在中部地區(qū)落后于山西、湖北兩省。從珠三角、長三角等地區(qū)發(fā)達省份2015年GDP和金融產(chǎn)業(yè)增加值統(tǒng)計數(shù)據(jù)看，廣東、江蘇、浙江的區(qū)位熵計算結(jié)果分別為0.931、0.895、0.802，從計算結(jié)論看，安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚在全國處于中下游水平，金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展比較落后。

(三)安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚度差異分析

根據(jù)國民經(jīng)濟行業(yè)分類(GB/T 4754-2011)，金融業(yè)主要有銀行業(yè)、保險業(yè)、證券業(yè)等，由于安徽省各城市證券業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)難以獲取，主要計算安徽省主要城市銀行業(yè)、保險業(yè)區(qū)位熵來衡量省域范圍內(nèi)金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展的差異性。對區(qū)位熵計算公式(1)各變量重新命名，修正公式為：

(2)

其中LQj是城市j的區(qū)位熵，Xj是城市j的相應(yīng)指標數(shù)據(jù)，X是安徽省對應(yīng)總體指標數(shù)據(jù)，Yj是城市j的生產(chǎn)總值，GA是安徽省的生產(chǎn)總值。根據(jù)2015年安徽省和各城市統(tǒng)計數(shù)據(jù)，由公式(2)可以計算出安徽省各城市2015年金融業(yè)產(chǎn)值、銀行業(yè)、保險業(yè)區(qū)位熵的區(qū)位熵，如表3所示。

表3 2015年安徽省各城市金融業(yè)產(chǎn)值、銀行業(yè)、保險業(yè)區(qū)位熵

數(shù)據(jù)來源：《安徽統(tǒng)計年鑒》，各市《統(tǒng)計年鑒》、2015年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報指標數(shù)據(jù)計算得出；統(tǒng)計數(shù)據(jù)中缺少馬鞍山市、黃山市2015年金融業(yè)增加值。

綜合表3的區(qū)位熵值，安徽省各城市金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展不平衡，合肥作為省會城市，金融產(chǎn)業(yè)的集聚化程度相對較高，蕪湖作為皖江城市帶中心城市，金融產(chǎn)業(yè)集聚化程度位居第2名；阜陽、淮南、六安、安慶、黃山等城市銀行業(yè)集聚化程度緊隨合肥之后，高于全省平均水平，蕪湖、蚌埠作為合蕪蚌自主創(chuàng)新綜合試驗區(qū)主要城市，銀行業(yè)集聚水平較低；亳州、宿州、蚌埠、阜陽、淮南、六安、池州、黃山等城市保險業(yè)集聚化程度較高，高于全省平均水平，合肥、蕪湖保險業(yè)集聚化水平低于全省平均水平。

四、金融產(chǎn)業(yè)集聚對安徽省經(jīng)濟增長效應(yīng)分析

(一)選取變量與構(gòu)建模型

1.選取變量

為了較準確地進行實證分析，筆者統(tǒng)計數(shù)據(jù)主要選取國家統(tǒng)計局“年度國家數(shù)據(jù)”、國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報、《安徽統(tǒng)計年鑒》、安徽省國民經(jīng)濟與社會發(fā)展統(tǒng)計公報等公布的年度數(shù)據(jù)，在銀行業(yè)區(qū)位熵計算中，主要選取金融機構(gòu)人民幣存款余額作為主要指標。為了實證分析金融產(chǎn)業(yè)集聚與安徽省經(jīng)濟增長的關(guān)系，將選取安徽省生產(chǎn)總值(GDP)作為被解釋變量，選取安徽省金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵(LQC)、銀行業(yè)區(qū)位熵(LQb)、保險業(yè)區(qū)位熵(LQS)作為解釋變量。因選取的數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，變量間可能存在異方差性，故運用EViews8.0軟件對各變量進行自然對數(shù)處理，消除異方差性[8]。具體數(shù)據(jù)如表4所示。

表4 安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長指標

2.構(gòu)建回歸模型

為了消除變量間的異方差性，建立全對數(shù)回歸模型：

LNGDP=β0+βLNLQC+β2LNLQb+β3LNLQS+εi

將表4的數(shù)據(jù)在EViews軟件中進行處理，輸出初步估計結(jié)果為：

LNGDP= 12.388+1.113LNLQC+

9.494LNLQb-0.944LNLQS

(3)

t=(26.830) (2.438) (8.577) (-1.590)

R2=0.885F=35.775

在給定顯著性水平α=0.05下，F(xiàn)=35.775，F(xiàn)>Fα(3，14)=3.34下，模型通過了F檢驗，t檢驗中，tα/2(14)=2.14，輸出結(jié)果中，LNLQS的系數(shù)無法通過顯著性檢驗，這由于金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵(LQC)、銀行業(yè)區(qū)位熵(LQb)、保險業(yè)區(qū)位熵(LQS)之間可能存在一定的相關(guān)關(guān)系，致使模型估計失真或難以估計準確，無法正確判斷解釋變量對被解釋變量的影響程度，解釋變量之間存在多重共線性，采取逐步回歸法進行修正。在逐步回歸過程中，經(jīng)t檢驗，LNLQC和LNLQb的回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗，進一步驗證得出LNLQS若并入其他回歸方程進行計量，不能通過顯著性檢驗，表明LNLQS與其他解釋變量存在多重共線性。若建立LNGDP與LNLQS的回歸關(guān)系，回歸系數(shù)通過了顯著性檢驗，表明保險業(yè)區(qū)位熵(LQS)與經(jīng)濟增長存在顯著性關(guān)系，但擬合優(yōu)度較差，必須進行協(xié)整檢驗進一步確定?；貧w模型可以修正為：

LNGDP=12.2+1.234LNLQC+8.374LNLQb

(4)

t=(26.038) (2.611) (9.36)

R2=0.865F=47.55

LNGDP=9.159+2.325LNLQS

(5)

t=(46.252) (2.483)

R2=0.278F=6.166

(二)模型檢驗

1.平穩(wěn)性檢驗

因選取的指標數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)，時間序列可能具有不平穩(wěn)性，現(xiàn)運用單位根判斷時間序列LNGDP、LNLQC、LNLQb、LNLQS的穩(wěn)定性。表4中數(shù)據(jù)經(jīng)ADF檢驗的t統(tǒng)計量均大于0.01、0.05、0.10這三個顯著性水平的臨界值，表明取對數(shù)序列為非平穩(wěn)序列，取對數(shù)后的序列一階差分序列分別大于不同檢驗水平的臨界值，表明一階差分序列為非平穩(wěn)序列，而取對數(shù)后的二階差分序列分別小于不同給定檢驗水平的臨界值，故可以判斷該時間序列的二階差分序列是平穩(wěn)序列，可以確定該時間序列是二階單整序列[9-10]，平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表5所示。

表5 時間序列變量平穩(wěn)性檢驗二階差分檢驗結(jié)果

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的目的是為了驗證解釋變量與被解釋變量之間是否存在長期的均衡關(guān)系，在實際問題中，雖然變量可能會出現(xiàn)隨機游走現(xiàn)象，但各個變量的某個線性組合卻有可能是平穩(wěn)的，為此，可以通過對回歸方程的殘差項進行單位根檢驗，以確定其平穩(wěn)性，若回歸方程的殘差序列是平穩(wěn)序列，則可以判斷被解釋變量與解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系[9-10]。將回歸方程(4)(5)的殘差序列進行ADF檢驗，檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 殘差序列ADF檢驗結(jié)果(不含趨勢項和截距項)

從ADF檢驗結(jié)果分析，在顯著性水平0.01、0.05、0.10下，回歸方程(4)(5)的殘差序列均為平穩(wěn)序列，表明解釋變量與被解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即安徽省金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵、銀行業(yè)區(qū)位熵、保險業(yè)區(qū)位熵與安徽省經(jīng)濟增長之間存在著長期的均衡關(guān)系。

3.格蘭杰因果檢驗

為了驗證結(jié)論的可靠性，運用Granger因果關(guān)系檢驗LNLQC與LNGDP、LNLQb與LNGDP、LNLQS與LNGDP之間的因果關(guān)系，選擇滯后期為1，輸出結(jié)果如表7所示。

表7 變量Granger因果關(guān)系檢驗

從輸出結(jié)果看，在顯著性水平0.10下，金融業(yè)產(chǎn)值區(qū)位熵是安徽省GDP的格蘭杰原因，銀行業(yè)區(qū)位熵是安徽省GDP的格蘭杰原因，保險業(yè)區(qū)位熵是安徽省GDP的格蘭杰原因，即金融產(chǎn)業(yè)集聚對安徽省經(jīng)濟增長有積極的影響。

五、研究結(jié)論與安徽省金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展建議

(一)研究結(jié)論

從近年來安徽省金融產(chǎn)值區(qū)位熵、銀行業(yè)區(qū)位熵、保險業(yè)區(qū)位熵指數(shù)看，安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚呈上升趨勢，但是在中部地區(qū)僅為中等水平，與珠三角、長三角等發(fā)達省份比較差距更大，產(chǎn)業(yè)集聚水平低于全國平均水平。安徽省內(nèi)各城市金融產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵比較分析看，安徽省金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)不均衡態(tài)勢，集中在極少數(shù)主要城市，不均衡發(fā)展在安徽省表現(xiàn)得尤為突出。在利用回歸模型論證金融業(yè)、銀行業(yè)、保險業(yè)與安徽省經(jīng)濟增長的影響關(guān)系，實證結(jié)果表明，銀行業(yè)、保險業(yè)的發(fā)展對安徽省經(jīng)濟增長有正向的促進作用，進一步比較回歸系數(shù)可知，銀行業(yè)對經(jīng)濟增長的拉動力要強于保險業(yè)對經(jīng)濟增長的拉動力，表明安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚主要依賴于銀行業(yè)的發(fā)展。

(二)安徽省金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展建議

1.優(yōu)化金融產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升金融集聚速度

區(qū)域金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展要以政府為主導(dǎo)，各級政府應(yīng)著力于構(gòu)建優(yōu)質(zhì)的金融生態(tài)，從金融監(jiān)管、征信建設(shè)和法規(guī)建設(shè)等方面優(yōu)化金融產(chǎn)業(yè)機構(gòu)[11]。通過整合區(qū)域金融資源，形成良好的金融運行機制。一是區(qū)域培育與引入機制相結(jié)合，引入大型銀行金融機構(gòu)、非銀行基金管理機構(gòu)、投資基金機構(gòu)等，培育地方金融機構(gòu)和非銀行金融機構(gòu)等為區(qū)域企業(yè)提供優(yōu)質(zhì)的投融資服務(wù)；二是金融監(jiān)管與法規(guī)建設(shè)相結(jié)合，建立政府牽頭、各方參與的金融監(jiān)管體系，構(gòu)建政府、企業(yè)和普通民眾的三級征信網(wǎng)絡(luò)系統(tǒng)，完善金融法規(guī)，維護金融業(yè)綠色發(fā)展；三是資源整合與集聚輻射相結(jié)合，政府應(yīng)鼓勵金融機構(gòu)協(xié)同發(fā)展，形成集聚與輻射效應(yīng)[12]，以規(guī)模效應(yīng)提升金融產(chǎn)業(yè)集聚速度，從而更好地服務(wù)于區(qū)域經(jīng)濟。

2.促進金融產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新，增強金融產(chǎn)業(yè)競爭力

增強金融產(chǎn)業(yè)競爭力，要在政府政策的支撐下，金融機構(gòu)應(yīng)積極開展產(chǎn)品創(chuàng)新、組織創(chuàng)新，提高金融經(jīng)營管理效率，推動金融產(chǎn)業(yè)綠色發(fā)展。一是構(gòu)建多元化金融市場體系，貨幣市場、資本市場、保險市場、證券市場都應(yīng)創(chuàng)新組織形式，形成良性發(fā)展機制，助力區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；二是構(gòu)建一體化金融服務(wù)平臺，以新領(lǐng)域、新業(yè)態(tài)、新服務(wù)為重點，拓展金融業(yè)務(wù)范圍，發(fā)揮政府、金融機構(gòu)、企業(yè)各方優(yōu)勢，形成一體化管理新模式，形成集聚推動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展；三是研發(fā)多維度金融產(chǎn)品，針對企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、包括普通民眾收入水平等有針對性地研發(fā)金融產(chǎn)品，滿足不同群體的個性化、多元化金融服務(wù)需求，加快資金的流轉(zhuǎn)速度，促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。

3.利用“互聯(lián)網(wǎng)+金融”，重構(gòu)金融產(chǎn)業(yè)模式

大數(shù)據(jù)、云計算的廣泛應(yīng)用，推動了信息技術(shù)與金融產(chǎn)業(yè)的融合發(fā)展，傳統(tǒng)金融機構(gòu)應(yīng)充分利用互聯(lián)網(wǎng)應(yīng)用平臺輻射效應(yīng)，重構(gòu)產(chǎn)業(yè)業(yè)務(wù)和服務(wù)模式，拓展業(yè)務(wù)領(lǐng)域。信息技術(shù)的發(fā)展，為金融產(chǎn)業(yè)提供了集數(shù)據(jù)處理、信貸管理、客戶服務(wù)等綜合應(yīng)用平臺，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)將銀行金融產(chǎn)品與用戶進行無縫對接，傳統(tǒng)銀行運用互聯(lián)網(wǎng)的大數(shù)據(jù)分析，為企業(yè)提供更優(yōu)質(zhì)、便捷的融資服務(wù)，金融產(chǎn)業(yè)在互聯(lián)網(wǎng)的沖擊下，其業(yè)務(wù)模式、服務(wù)模式正在實現(xiàn)變革?；ヂ?lián)網(wǎng)金融具有信息對稱、交易成本低、覆蓋面廣等特點，資金供需對接便捷，容易形成“充分交易可能性集合”，這種新常態(tài)發(fā)展模式有利于促進經(jīng)濟增長。特別是國家“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”發(fā)展戰(zhàn)略下，安徽省小微企業(yè)異軍突起，這些小微企業(yè)在“資金融通”模式下，致力于技術(shù)研發(fā)、擴大再生產(chǎn)，可以促進安徽省經(jīng)濟的增長。

4.融入國家戰(zhàn)略，發(fā)揮金融產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)

雖然安徽省金融產(chǎn)業(yè)集聚水平低于全國平均水平，但金融集聚對經(jīng)濟增長的推動作用是比較明顯的，其中心城市合肥市的金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度較快，集聚水平逐年上升，在全國省會城市中，發(fā)展速度居于前列。安徽省應(yīng)發(fā)揮區(qū)域優(yōu)勢，在國家長江經(jīng)濟帶發(fā)展戰(zhàn)略、“一帶一路”發(fā)展戰(zhàn)略中，發(fā)揮金融產(chǎn)業(yè)的集聚效應(yīng)，推動安徽省經(jīng)濟增長。從安徽省各城市區(qū)位熵分析，安徽省金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展處于不平衡狀態(tài)，應(yīng)處理好集聚效應(yīng)與發(fā)展不平衡之間的矛盾，從政策上促進金融產(chǎn)業(yè)與國民經(jīng)濟的融合發(fā)展，既重點發(fā)展又兼顧均衡發(fā)展，發(fā)揮合蕪蚌自主創(chuàng)新綜合試驗區(qū)、皖江城市帶在安徽不同區(qū)域內(nèi)的輻射效應(yīng)，帶動周邊城市經(jīng)濟發(fā)展，以經(jīng)濟發(fā)展帶動金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展，以金融產(chǎn)業(yè)集聚推動城市經(jīng)濟增長，實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)金融產(chǎn)業(yè)的均衡發(fā)展，提升安徽省金融產(chǎn)業(yè)在全國的競爭力。

[1]錢水土，金嬌. 金融結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟增長：基于2000～2007年長三角地區(qū)面板數(shù)據(jù)分析[J].商業(yè)經(jīng)濟與管理，2010(4)：67-74.

[2]張曉燕.金融產(chǎn)業(yè)集聚及其對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響研究[D].濟南：山東大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，2012.

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[10]郭存芝，杜延軍，李春吉，王萬珺.計量經(jīng)濟學(xué)——理論·方法·EViews應(yīng)用[M].北京：科學(xué)出版社，2016.

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(責任編輯：劉 燕)

The Study on Agglomeration of Financial Industries and Economic Growth in Anhui Province

Wu Songfei, Fan Jinhua

(Department of Humanities and Foreign Languages ,Anhui Business College of Vocational Technology, Wuhu Anhui 241002; School of Science, Nanjing University of Science and Technology, Nanjing Jiangsu 210094, China)

In this paper, the author carries out description on development situation in financial industry of Anhui Province and selection of location entropy index to detect the degree of agglomeration in financial industry of Anhui Province from 1998 to 2015, which shows that the degree of it is lower than the national average level, only in the medium level in the central region,and the development of financial industry in the region is in a state of imbalance.Empirical model proves that agglomeration of financial industry has a strong impetus on economic growth in Anhui Province. We should optimize financial industry structure, promote the speed of financial agglomeration, innovate the financial industry, enhance the competiveness of financial industry, use “internet+” model for reconstruction of financial industry mode, integrate the national strategy, and promote the industry agglomeration development so as to increase the development level of financial industry agglomeration.

agglomeration of financial industry; economic growth; location entropy; agglomeration effect

國家自然科學(xué)基金面上項目“無限維Teichmuller空間緊化的相關(guān)研究”(11571172)；安徽省高校優(yōu)秀青年人才基金重點項目“安徽省電子信息產(chǎn)業(yè)環(huán)境效應(yīng)研究”(2013SQRW120ZD)；安徽省高等學(xué)校自然科學(xué)研究重點項目“基于物聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的智慧農(nóng)業(yè)系統(tǒng)研究”(KJ2016A254)。

2017-04-05；

2017-05-15

吳松飛(1979-)，男，安徽省長豐縣人，副教授，碩士，主要從事產(chǎn)業(yè)組織與企業(yè)發(fā)展研究。

10.3969/j.issn.1672-7991.2017.02.019

F062.9

A

1672-7991(2017)02-0106-08