江蘇省金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究

胡佳瑩

【摘 要】隨著金融全球化的日益突出，金融產(chǎn)業(yè)集聚也成為了社會經(jīng)濟發(fā)展中不可忽視的現(xiàn)象。江蘇省一直以來都有著沿海地區(qū)的地理優(yōu)勢，其經(jīng)濟快速發(fā)展，但是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的不合理、技術(shù)創(chuàng)新能力不足等問題也尤為嚴(yán)重。本文以金融集聚和經(jīng)濟增長的關(guān)系為切入點，通過格蘭杰因果檢驗來研究兩者之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融集聚能夠促進經(jīng)濟的增長，并通過這一結(jié)果就江蘇省金融集聚水平的提高與其經(jīng)濟增長之間的相互促進提出了相關(guān)政策建議。

【關(guān)鍵詞】金融產(chǎn)業(yè)集聚；經(jīng)濟增長；ADF檢驗；格蘭杰因果檢驗

隨著經(jīng)濟全球化的迅速發(fā)展，現(xiàn)代經(jīng)濟以金融為中心，國家之間相互流轉(zhuǎn)共享金融資源，全球性經(jīng)濟活動網(wǎng)絡(luò)由此構(gòu)成，金融集聚現(xiàn)象便應(yīng)運而生。江蘇省作為我國的一個經(jīng)濟大省，改革開放以來省內(nèi)呈現(xiàn)出顯著的金融集聚效應(yīng)，其發(fā)展環(huán)境也逐年優(yōu)化。但通過與北京、上海甚至國際金融中心相比，雖然已初步形成一定規(guī)模，仍然具有較大的差距。

一、文獻綜述

（一）金融集聚形成原因

總體來說，信息不對稱、人力資本、規(guī)模經(jīng)濟、國家政策等因素影響著現(xiàn)如今金融產(chǎn)業(yè)集聚程度。國外學(xué)者大多通過研究具體金融中心形成的成因、過程從理論研究的角度闡述金融集聚的形成動因與機制。Porteous（1999）認(rèn)為金融中心形成和發(fā)展的原因可以從“信息外在性”、“路徑依賴”、“不對稱信息”以及“信息腹地”等角度來考慮。Davis （1990）調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)金融機構(gòu)為了降低其交易成本，各層次金融機構(gòu)都傾向于在有會計業(yè)、保險精算業(yè)、法律咨詢業(yè)等相關(guān)企業(yè)集聚的地區(qū)，而這些集聚地通常為大城市。Taylor等認(rèn)為，倫敦作為全球金融中心的典范，其消費者、高質(zhì)量的金融人才和專業(yè)機構(gòu)等區(qū)位優(yōu)勢是不可忽視的因素。

（二）金融集聚對經(jīng)濟增長的影響研究

隨著金融業(yè)發(fā)展程度的提高，越來越多的學(xué)者認(rèn)為金融業(yè)與經(jīng)濟發(fā)展之間有著必然的聯(lián)系，因此很多學(xué)者開始研究金融集聚對經(jīng)濟增長影響。

周素娟（2015）構(gòu)建了金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的面板數(shù)據(jù)模型，在此基礎(chǔ)上，加入市場化進程通過門檻回歸模型來對其進行檢驗，檢驗結(jié)果顯示市場化進程影響著金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響程度，具體表現(xiàn)為市場化進程越高，越能提高金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用。周海鵬（2016）等指出我國金融產(chǎn)業(yè)集聚存在著地區(qū)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，某地的經(jīng)濟質(zhì)量指數(shù)往往在一定程度上與其相鄰省市有著相關(guān)性。但是作者不同于其他學(xué)者，他認(rèn)為對外開放水平的提高雖然對拉動了人均GDP的增長有促進作用，但是并沒有像預(yù)期一樣有效提升區(qū)域經(jīng)濟的增長質(zhì)量。張曉燕（2012）研究得出除外資資源對區(qū)域經(jīng)濟增長有阻礙作用外，當(dāng)?shù)氐恼α?、基礎(chǔ)設(shè)施以及人力資本都對區(qū)域經(jīng)濟增長由推動作用。作者通過GMM模型得出銀行業(yè)及保險業(yè)的集聚能力能有效推動經(jīng)濟增長，但是證券業(yè)對經(jīng)濟增長的影響效果不顯著。

另外，還有一些學(xué)者通過對一類地區(qū)或某個特定城市的考察，來研究金融集聚對當(dāng)?shù)匾约爸苓叺貐^(qū)經(jīng)濟發(fā)展的影響。

程慕華（2014）建立VAR模型，通過格蘭杰因果檢驗得出，北京市金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間存在顯著地雙向格蘭杰因果關(guān)系，因此說明金融產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長之間有良好的互動機制。張利榮（2015）以武漢城市圈作為研究對象進行研究，提出武漢市證券業(yè)對地區(qū)的經(jīng)濟增長影響效果不明顯，因此武漢市政府應(yīng)加強其證券業(yè)的發(fā)展。

二、江蘇省金融產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)狀

江蘇省地處長三角經(jīng)濟帶，毗鄰上海，有得天獨厚的地理優(yōu)勢，并且長期以來省內(nèi)經(jīng)濟較為發(fā)達(dá)，經(jīng)濟實力相對雄厚，在全國其金融業(yè)呈現(xiàn)除了專業(yè)集群化的積極態(tài)勢。

江蘇省金融業(yè)增加值從1995年的244.65億元攀升至2015年的5302.93億元，幾乎增長了20倍之多。從圖2可以看出，金融業(yè)的增長率雖然波動很大，但其都為正向增長，沒有負(fù)增長的現(xiàn)象。且2004年以后穩(wěn)定在10%以上，在2007年達(dá)到峰值。2015年，金融業(yè)增加值占全省生產(chǎn)總值的7.56%。一般來說某地區(qū)金融業(yè)增加值占該地區(qū)生產(chǎn)總值10%左右，那么該地區(qū)金融業(yè)客觀上來看可以成為其支柱產(chǎn)業(yè)。我們不難發(fā)現(xiàn)，江蘇省金融業(yè)的發(fā)展正逐步成為其支柱型產(chǎn)業(yè)，并穩(wěn)定發(fā)展。

三、江蘇省金融產(chǎn)業(yè)集聚測度

金融產(chǎn)業(yè)集聚程度的評價方法有很多種：行業(yè)集中度；空間基尼系數(shù)；區(qū)位熵；構(gòu)建多指標(biāo)評價體系（張曼 2014）。本文主要采用區(qū)位熵指數(shù)，選取了金融業(yè)增加值來分析江蘇省金融產(chǎn)業(yè)集聚程度的指標(biāo)，江蘇省GDP作為分析經(jīng)濟增長水平的指標(biāo)，來測度集聚程度。

區(qū)位熵，是在基尼系數(shù)的基礎(chǔ)上進行構(gòu)造，是衡量某一地區(qū)某種產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化程度的指標(biāo)。表達(dá)式為：

Qij=■

其中Qij為江蘇省金融業(yè)區(qū)位熵，eij為江蘇省金融業(yè)增加值；Ej為江蘇省生產(chǎn)總值；ei是全國金融業(yè)增加值；En為全國的生產(chǎn)總值。

區(qū)位熵指數(shù)中的分子表示的是江蘇省金融業(yè)增加值占總產(chǎn)值的比例，分母表示的是全國范圍內(nèi)金融業(yè)增加值在全國GDP總量中的比重。如果區(qū)位熵的值小于1，則說明江蘇省金融產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)比全國水平低；如果區(qū)位熵的值為1，即說明江蘇省金融產(chǎn)業(yè)集聚水平能達(dá)到全國水平；如果區(qū)位熵的值大于1，則說明江蘇省金融產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)比全國水平高。因此可以看出，區(qū)位熵指數(shù)增大，集聚效應(yīng)也就越明顯，該產(chǎn)業(yè)的競爭力相對越強，否則反之。

四、江蘇省金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析

（一）數(shù)據(jù)處理

本文的樣本數(shù)據(jù)為1995-2015年21年間的相關(guān)經(jīng)濟、金融數(shù)據(jù)。首先將時間序列變換為自然對數(shù)序列，從而消除序列存在異方差的可能性。本文用江蘇省金融業(yè)區(qū)位熵Q來表示，其代表了金融產(chǎn)業(yè)的集聚程度，江蘇省生產(chǎn)總值G表示，其代表了江蘇省經(jīng)濟增長能力。變量的對數(shù)形式分別表示為LQ、LG。本文模型采用Eviews7.0軟件進行分析。

（二）變量的平穩(wěn)性檢驗

首先進行變量的平穩(wěn)性檢驗來分析變量之間的關(guān)系，來防止不平穩(wěn)序列產(chǎn)生偽回歸的后果。通過檢驗發(fā)現(xiàn)。兩變量均不平穩(wěn)，存在單位根，于是分別對其進差分檢驗得出兩序列在1%的顯著性水平上都為平穩(wěn)序列，結(jié)果如下表所示：

注：檢驗類型中的c，t，n分別為單位根檢驗方程中帶有常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)，“0”表示不包括常數(shù)項或時間趨勢項。

由上表可得，D2LG 和D2LQ存在ADF大于臨界值，拒絕原假設(shè)，數(shù)據(jù)均平穩(wěn)。即LG和LQ均是二階單整，即均是I（2）， 因此可進行下一步格蘭杰因果檢驗。

（三）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰檢驗是通過估計以下回歸：

模型（1） Xt=β0+∑λiYt-i+∑δi Xt-i +μt

模型（2） Yt=δ0+∑αiXt-i+∑βi Yt-i+μt

格蘭杰檢驗是通過受約束的F檢驗完成的，若要檢驗X不是Y的格蘭杰原因，則需要檢驗X滯后項前面的參數(shù)整體為零的假設(shè)。需要做包含與不包含X滯后項的回歸，其殘差平方和RSSU和RSSR，然后計算F統(tǒng)計量：

F=■

其中m為滯后項的個數(shù)，n為樣本容量，k為待估參數(shù)的個數(shù)。如果F大于Fα（m，n-k），則拒絕原假設(shè)，X是Y的格蘭杰原因。

本文通過對LQ、LG進行格蘭杰因果檢驗，以確定變量之間的因果關(guān)系。由于LQ、LG都為二階單整，因此檢驗它們的二階差分序列，檢驗結(jié)果如表2所示。

根據(jù)Granger檢驗結(jié)果，當(dāng)顯著性水平為10%時，P值小于10%，拒絕原假設(shè)，P值大于10%，則接受原假設(shè)。所以，金融集聚是gdp的Granger原因，但gdp不是金融集聚的Granger原因。也就是說財政科技撥款領(lǐng)先于gdp。

結(jié)果說明，金融產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長具有促進推動作用，但是經(jīng)濟增長還未對金融產(chǎn)業(yè)集聚的產(chǎn)生作用效果，兩者還沒有形成良好的互動發(fā)展關(guān)系。

五、政策性建議

通過實證分析結(jié)果顯示，現(xiàn)階段江蘇省金融業(yè)還應(yīng)繼續(xù)加強自身的發(fā)展，來促進經(jīng)濟增長與金融產(chǎn)業(yè)集聚之間的良性互動，從而提高金融業(yè)的集聚程度與經(jīng)濟增長能力。

參考文獻：

[1]Porteous. The Development of Financial Centres：Location Information Externalities and Path Dependence[J].Money and the Space Economy，1999：95-114.