長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化發(fā)展水平測(cè)度研究

朱成科，袁望喜，袁 超

（1.合肥學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，合肥 230601;2.淮北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，安徽淮北 235000）

長(zhǎng)江三角洲地區(qū)，共41 個(gè)城市，區(qū)域國(guó)土面積占全國(guó)的2.3%，人口數(shù)量達(dá)到全國(guó)的1/7。截至2021 年，長(zhǎng)三角地區(qū)固定資產(chǎn)投資同比增速高于全國(guó)平均增速3.2%，生產(chǎn)總值占比達(dá)到全國(guó)的24.1%，進(jìn)出口總額占比36.1%，占據(jù)著中國(guó)整體經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的核心地位，也進(jìn)一步凸顯出長(zhǎng)三角地區(qū)在國(guó)家現(xiàn)代化建設(shè)大局和全方位開(kāi)放格局中戰(zhàn)略地位。

長(zhǎng)三角地區(qū)是中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展最活躍、開(kāi)放程度最高、創(chuàng)新能力最強(qiáng)的區(qū)域，在推動(dòng)中國(guó)政治、市場(chǎng)、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)等領(lǐng)域發(fā)展起著至關(guān)重要的作用①。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，是推動(dòng)長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要特征和活力源泉，是實(shí)現(xiàn)區(qū)域一體化發(fā)展的重要保障。隨著區(qū)域經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，長(zhǎng)三角高質(zhì)量一體化發(fā)展必然離不開(kāi)長(zhǎng)三角地區(qū)金融業(yè)的服務(wù)和支撐。金融一體化是長(zhǎng)三角經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)容，是區(qū)域一體化進(jìn)程的必然趨向。[1]目前，長(zhǎng)三角區(qū)域金融整體實(shí)力較強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)體量較大、金融資源豐富，一體化趨勢(shì)逐步顯現(xiàn)。但區(qū)域內(nèi)部金融發(fā)展存在較大差異，上海、江蘇、浙江的金融水平顯著高于安徽。行政區(qū)劃分割形成地方保護(hù)壁壘，導(dǎo)致要素流動(dòng)效率低下，金融合作的深度和對(duì)外開(kāi)放的程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠。各區(qū)域間金融資金價(jià)格趨同度不高，金融發(fā)展不平衡、金融資源差異、信息共享平臺(tái)缺乏等現(xiàn)狀仍很明顯。因此，本文通過(guò)測(cè)度長(zhǎng)三角金融一體化水平，了解長(zhǎng)三角地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展趨勢(shì)，進(jìn)而分析影響長(zhǎng)三角金融一體化發(fā)展因素，為加快金融一體化發(fā)展提供理論支持和決策參考。

1 文獻(xiàn)綜述

金融一體化是指國(guó)與國(guó)（地區(qū)）之間的金融活動(dòng)相處滲透、相處影響而形成一個(gè)聯(lián)動(dòng)整體的發(fā)展態(tài)勢(shì)。國(guó)外學(xué)者較早關(guān)注區(qū)域金融一體化的理論研究：Kindleberger[2]提出“金融中心論”，表明區(qū)域內(nèi)會(huì)產(chǎn)生金融中心，金融中心會(huì)聚集并優(yōu)化配置金融資源，從而促進(jìn)金融一體化；Oxelheim[3]則提出金融依賴?yán)碚?，即金融一體化的本質(zhì)是金融依賴，可根據(jù)依賴的直接和間接程度來(lái)判斷一體化的程度，通過(guò)研究調(diào)查金融一體化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響；Makoto[4]發(fā)現(xiàn)金融一體化對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)有顯著的正向影響，而對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的影響不顯著。國(guó)內(nèi)學(xué)者白欽先[5]是區(qū)域金融一體化理論探究的開(kāi)創(chuàng)者，認(rèn)為區(qū)域間金融資源合理配置，能促進(jìn)國(guó)家、地區(qū)的經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期可持續(xù)增長(zhǎng)。張鳳超[6]對(duì)金融一體化理論進(jìn)行構(gòu)建，建議研究金融一體化時(shí)將“金融”和“區(qū)域”有機(jī)融合，注重多學(xué)科的交叉結(jié)合。此外，張小東[7]通過(guò)理論分析和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)得出，區(qū)域的金融發(fā)展對(duì)緩解融資約束起積極作用，對(duì)成長(zhǎng)期企業(yè)并購(gòu)形成明顯的支持。

關(guān)于長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化的研究中，馬子玉[8]從宏觀視角探究長(zhǎng)三角金融發(fā)展對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，結(jié)果表明金融水平的提升促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。林東杰、武英濤[9，10]從微觀視角研究長(zhǎng)三角金融對(duì)企業(yè)的發(fā)展，顯示長(zhǎng)三角地區(qū)的金融發(fā)展對(duì)企業(yè)投資有著顯著的正向影響。從銀行信貸聚合的視角，林鍵[11]提出了信貸一體化是金融一體化的關(guān)鍵突破口，推進(jìn)長(zhǎng)三角金融一體化需著力打破制約信貸資源自由流動(dòng)的邊界壁壘?；诮鹑谛实囊暯?，左川[12]研究發(fā)現(xiàn)金融基礎(chǔ)設(shè)施的積極引入有利于深化長(zhǎng)三角區(qū)域的金融一體化進(jìn)程。陸岷峰[13]立足于金融科技視角，認(rèn)為技術(shù)手段能緩解單位與整體區(qū)域之間的矛盾問(wèn)題，積極發(fā)揮科技金融在金融發(fā)展的作用，有利于金融一體化快速落實(shí)。

伴隨著區(qū)域金融一體化實(shí)證研究的深入，國(guó)內(nèi)外金融一體化測(cè)度方法獲得持續(xù)發(fā)展與創(chuàng)新。其中Feldstein 和Horioka[14]首次利用儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)性來(lái)測(cè)量OECD 區(qū)域金融一體化程度。Worthington[15]運(yùn)用VAR模型研究歐盟各國(guó)股票市場(chǎng)一體化，結(jié)果表明一體化程度較高；Hoffman[16]基于價(jià)格和數(shù)量的金融一體化綜合指標(biāo)，對(duì)歐元區(qū)的19個(gè)成員國(guó)進(jìn)行面板回歸分析，發(fā)現(xiàn)金融一體化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。國(guó)內(nèi)由于利率管制因素，采用數(shù)量法F-H 模型測(cè)量區(qū)域金融一體化居多。李喆、齊明[17-18]使用F-H 模型測(cè)量了京津冀區(qū)域金融協(xié)調(diào)發(fā)展程度，研究發(fā)現(xiàn)京津冀金融一體化水平有所提升。對(duì)于長(zhǎng)三角區(qū)域，楊鳳華[19]和趙素艷[20]用F-H 模型測(cè)量了長(zhǎng)三角金融一體化水平，得出長(zhǎng)三角一體化水平逐年上升，且發(fā)展趨勢(shì)較好。何三峰[21]應(yīng)用F-H模型和GMM估計(jì)方法測(cè)量成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)金融一體化水平，研究發(fā)現(xiàn)政府行為對(duì)區(qū)域發(fā)展存在制約影響。而李泉[22]通過(guò)F-H 模型以及估計(jì)差分GMM模型推算出中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的金融協(xié)調(diào)發(fā)展系數(shù)，實(shí)證結(jié)果表明地方政府的行為有利于中原經(jīng)濟(jì)區(qū)區(qū)域金融協(xié)調(diào)發(fā)展。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)金融一體化的研究較為豐富，為本文的研究提供很好的借鑒作用，但仍存在不足之處：一是學(xué)者們對(duì)區(qū)域金融一體化的研究多為定性分析，定量測(cè)度分析不多；二是國(guó)內(nèi)對(duì)于長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化發(fā)展水平測(cè)度的研究較少，且大多以長(zhǎng)三角區(qū)域三省一市的省級(jí)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。因此，本文選取了2010—2021 年長(zhǎng)三角區(qū)域的41 個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用F-H 模型和GMM估計(jì)方法測(cè)量長(zhǎng)三角金融一體化程度，分析長(zhǎng)三角金融一體化發(fā)展影響因素，并據(jù)此提出促進(jìn)長(zhǎng)三角金融一體化的政策建議。

2 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)選取

2.1 模型選擇

測(cè)量金融一體化的主要方法有價(jià)格法、制度分析法和數(shù)量法，其中數(shù)量法是目前測(cè)算中國(guó)城市群金融一體化最可行的方法[23]，它基于微觀經(jīng)濟(jì)主體決策，包括方法有“儲(chǔ)蓄-投資（F-H）相關(guān)性檢驗(yàn)法”和“收入-消費(fèi)相關(guān)性檢驗(yàn)法”，但在實(shí)際運(yùn)用方面，學(xué)者們更加偏愛(ài)儲(chǔ)蓄-投資（F-H）相關(guān)性檢驗(yàn)法，其優(yōu)點(diǎn)：相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)容易收集，且可利用區(qū)域內(nèi)部的儲(chǔ)蓄、投資數(shù)據(jù)來(lái)測(cè)度區(qū)域金融一體化程度。[24]然而該方法存在內(nèi)生性變量缺陷，為消除內(nèi)生因素帶來(lái)的影響，引入了有條件的儲(chǔ)蓄-投資（FH）相關(guān)性檢驗(yàn)。[25]綜上分析，本文采用數(shù)量法中的F-H 模型對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化發(fā)展水平進(jìn)行測(cè)度。

2.2 F-H模型構(gòu)建

F-H 模型是由Feldstein 和Horioka[14]提出用來(lái)檢驗(yàn)金融資本的跨區(qū)域流動(dòng)性，通過(guò)測(cè)算儲(chǔ)蓄和投資之間相關(guān)系數(shù)從而衡量金融一體化程度，該相關(guān)系數(shù)介于0到1之間，系數(shù)越大（?。┱f(shuō)明該區(qū)域儲(chǔ)蓄和投資依賴性越強(qiáng)（弱），當(dāng)?shù)貎?chǔ)蓄更多（少）用于該地區(qū)投資，即區(qū)域金融一體化的程度越低（高）。F-H模型分為無(wú)條件的F-H模型和有條件的F-H模型，其中無(wú)條件的F-H模型公式為

式中：I為投資；Y為地區(qū)生產(chǎn)總值；S為儲(chǔ)蓄；ε為誤差項(xiàng)；β是儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)，即F-H系數(shù)。

若儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)β 越趨近于1，說(shuō)明投資與儲(chǔ)蓄相關(guān)性越強(qiáng)，此時(shí)該地區(qū)與其他地區(qū)的資金流動(dòng)程度越弱，即該地區(qū)金融一體化程度越低；若相關(guān)系數(shù)β 越趨近于0，說(shuō)明投資與儲(chǔ)蓄相關(guān)性越弱，此時(shí)該地區(qū)與其他地區(qū)的資金流動(dòng)程度越高，即該地區(qū)金融一體化水平越高。

2.2.1 無(wú)條件的F-H模型

無(wú)條件的F-H 模型研究某一區(qū)域的金融一體化發(fā)展程度，但不考慮區(qū)域內(nèi)部的其他因素對(duì)金融一體化發(fā)展造成的影響。由于中國(guó)的主要融資方式以間接融資為主，且資本市場(chǎng)絕大部分由銀行體系控制。Genevieve[26]研究中國(guó)各省間的金融整合時(shí)使用銀行存貸款之間相關(guān)性系數(shù)來(lái)代替儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)。因此，本文將儲(chǔ)蓄（S）用地區(qū)金融機(jī)構(gòu)年末人民幣存款余額(D)代替，投資（I）用金融機(jī)構(gòu)年末人民幣貸款余額(L)代替，即把投資與儲(chǔ)蓄之間的相關(guān)性轉(zhuǎn)換成金融機(jī)構(gòu)存貸款之間的相關(guān)性。

替換后的無(wú)條件的F-H模型公式為

其中：L/Y為投資率；D/Y為儲(chǔ)蓄率；β是地區(qū)儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)。

2.2.2 有條件的F-H模型

一個(gè)地區(qū)的投資和儲(chǔ)蓄會(huì)受到地方政府以及經(jīng)濟(jì)周期因素的影響，因此無(wú)條件的F-H 模型存在內(nèi)生性問(wèn)題，為解決其問(wèn)題，引入了有條件的F-H 模型。有條件的F-H 模型就是在原始數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，剔除了地方政府和經(jīng)濟(jì)周期的影響因素。

首先，剔除地方政府的影響因素，具體模型公式為

Fit反映的是第i 個(gè)地區(qū)在t時(shí)期的地方政府的影響因素，用一般公共預(yù)算支出f 占地方GDP 比重衡量。將公式（4）和（5）中生成的殘差序列進(jìn)行回歸，得到公式（6）

然后，剔除經(jīng)濟(jì)周期和地方政府因素影響因素，具體模型公式如下

yit反映的是第i個(gè)地區(qū)在t時(shí)間內(nèi)受到經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響，采用的是HP濾波方法，該方法理論基礎(chǔ)是時(shí)間序列的譜分析方法，可作用于地區(qū)生產(chǎn)總值(Y)，濾去GDP波動(dòng)，即用地區(qū)i的GDP趨勢(shì)減去本區(qū)域的GDP 趨勢(shì)，從而平滑周期波動(dòng)。將公式（8）和（9）中生成的殘差序列再次進(jìn)行回歸，得

其中：β′是剔除地方政府的影響因素后的有條件的儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)，β′′是剔除了經(jīng)濟(jì)周期和地方政府因素影響后得到的有條件的儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)，即為排除了內(nèi)生因素干擾的儲(chǔ)蓄與投資的相關(guān)系數(shù)。

2.2.3 動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)F-H 模型

金融發(fā)展是一個(gè)動(dòng)態(tài)的進(jìn)程，經(jīng)濟(jì)指標(biāo)可能會(huì)受過(guò)去的某些要素作用，即經(jīng)濟(jì)指標(biāo)具有滯后性，而靜態(tài)面板在進(jìn)行回歸分析和檢驗(yàn)的過(guò)程中容易引起誤差，所以，在解釋變量中加入滯后項(xiàng)，可增加估計(jì)結(jié)果的精確性。引入滯后項(xiàng)后的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型如下。

無(wú)條件F-H模型（2）的動(dòng)態(tài)面板模型為

剔除地方政府影響因素后的有條件F-H模型（6）的動(dòng)態(tài)面板模型如下

剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素后的有條件F-H模型（10）的動(dòng)態(tài)面板模型為

式（12）與式（13）中的誤差項(xiàng)由μi和εit構(gòu)成，μi反映個(gè)體效應(yīng)，εit反映異質(zhì)性沖擊。由于動(dòng)態(tài)面板模型中的滯后項(xiàng)與誤差項(xiàng)的個(gè)體效應(yīng)μi相關(guān)，導(dǎo)致出現(xiàn)內(nèi)生性現(xiàn)象，為此采用一階差分以消除個(gè)體效應(yīng)，故得到動(dòng)態(tài)無(wú)條件的F-H模型一階差分如：

剔除地方政府影響因素的動(dòng)態(tài)有條件的F-H 模型一階差分如下

剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素的動(dòng)態(tài)有條件的F-H模型一階差分為

2.3 數(shù)據(jù)選取與指標(biāo)說(shuō)明

為測(cè)量長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化水平，選取2010—2021年長(zhǎng)江三角洲地區(qū)的41個(gè)城市面板數(shù)據(jù)，其中，i表示地區(qū)，t表示時(shí)間。結(jié)合F-H模型應(yīng)用情況，選擇的數(shù)據(jù)包括：城市生產(chǎn)總值(Y)、金融機(jī)構(gòu)年末人民幣存款余額(D)、金融機(jī)構(gòu)年末人民幣貸款余額(L)、一般公共預(yù)算支出(f)。數(shù)據(jù)主要源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、各地級(jí)市的統(tǒng)計(jì)年鑒以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

根據(jù)F-H 模型構(gòu)建相關(guān)變量，投資率(L/Y)it由各城市的金融機(jī)構(gòu)年末人民幣貸款余額(L)除各城市生產(chǎn)總值(Y)所得，儲(chǔ)蓄率(D/Y)it由各城市的金融機(jī)構(gòu)年末人民幣存款余額(D)除各城市生產(chǎn)總值(Y)所得；Fit由一般公共預(yù)算支出(f)占地方GDP 比重衡量；yit根據(jù)公式（7）用城市生產(chǎn)總值(Y)及HP濾波法求得。

3 實(shí)證研究

3.1 單位根檢驗(yàn)

為避免非平穩(wěn)序列帶來(lái)的偽回歸問(wèn)題，在模型估計(jì)前使用單位根方法檢驗(yàn)數(shù)據(jù)變量的平穩(wěn)性。本文主要采用LLC 檢驗(yàn)、IPS 檢驗(yàn)、Fisher-ADF 檢驗(yàn)和Fisher-PP 檢驗(yàn)分別對(duì)序列(D/Y)it、(L/Y)it、Fit、yit序列進(jìn)行檢驗(yàn)，如表1所示。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表1 是變量(D/Y)it、(L/Y)it、Fit、yit的水平序列以及一階差分序列的單位根檢驗(yàn)，顯示得出在1%的顯著性水平下(D/Y)it、(L/Y)it、Fit、yit的水平序列的P 值均大于0.01，接受非平穩(wěn)的原假設(shè)，沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。進(jìn)而進(jìn)行一階差分單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示在1%的顯著性水平下拒絕非平穩(wěn)的原假設(shè)，即一階差分序列在1%的顯著性水平下都是平穩(wěn)的，通過(guò)了面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。即(D/Y)it、(L/Y)it、Fit、yit都是一階單整序列。

3.2 面板協(xié)整檢驗(yàn)

由上述單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，原始序列是非平穩(wěn)的，因此，利用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)判斷變量L/Y、D/Y是否存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，如表2 所示。Kao 檢驗(yàn)、Pedroni 檢驗(yàn)和Westerlund 檢驗(yàn)結(jié)果均得出：在1%的顯著性水平上變量L/Y、D/Y之間具備長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，協(xié)整檢驗(yàn)通過(guò)。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 面板數(shù)據(jù)回歸分析

表3顯示的是長(zhǎng)三角地區(qū)動(dòng)態(tài)差分GMM模型回歸其相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果。表中得出的系數(shù)0.383 4為無(wú)條件的儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)β，0.344 1為有條件的儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)β′′。由儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)的定義知，若儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)越趨近于0，說(shuō)明地區(qū)之間的資金流動(dòng)程度越強(qiáng)，即該地區(qū)金融一體化水平越高。若儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)越趨近于1，說(shuō)明該地區(qū)與本地的資金流動(dòng)程度越強(qiáng)，地區(qū)之間存在很少資金流動(dòng)，即該地區(qū)金融一體化水平越低。

表3 動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)結(jié)果

由動(dòng)態(tài)差分GMM 模型的回歸結(jié)果得出：無(wú)條件的F-H 模型儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)β為0.38，說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)金融資源的流動(dòng)性較好，金融一體化發(fā)展水平相對(duì)較高。且在1%的置信水平下顯著，說(shuō)明在統(tǒng)計(jì)意義下，該動(dòng)態(tài)面板回歸模型較理想，滯后一期(L/Y)系數(shù)與無(wú)條件的F-H 模型儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)（D/Y系數(shù)）相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量均顯著。剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素后得到的有條件的F-H 模型儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)β′′為0.34，與無(wú)條件的儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)β相比，下降了0.04，長(zhǎng)三角金融一體化水平有所提升，說(shuō)明地方政府干預(yù)對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化發(fā)展有負(fù)面影響。剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素后，長(zhǎng)三角金融一體化水平上升的原因可能在于以下幾點(diǎn)：

第一，長(zhǎng)三角作為中國(guó)改革開(kāi)放的先行先試區(qū)，政府部門(mén)是推進(jìn)長(zhǎng)三角地區(qū)金融一體化的主要角色，其作用必不可少。中央及地方政府制定并實(shí)施的一系列發(fā)展政策，對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域合作與金融業(yè)發(fā)展起到積極作用。2010 年6 月國(guó)家發(fā)展和改革委員會(huì)印發(fā)《長(zhǎng)江三角洲地區(qū)區(qū)域規(guī)劃》后，長(zhǎng)三角地區(qū)各省市紛紛出臺(tái)關(guān)于貫徹落實(shí)區(qū)域規(guī)劃的實(shí)施方案。2018 年11 月長(zhǎng)三角一體化上升為國(guó)家戰(zhàn)略之后，“三省一市”一體化合作迎來(lái)嶄新發(fā)展時(shí)期，一定程度上推動(dòng)了金融市場(chǎng)的融合發(fā)展。但長(zhǎng)三角區(qū)域因地方政府間行政壁壘問(wèn)題，導(dǎo)致資源的跨區(qū)配置遇到了不同程度的阻滯狀況，大大降低了金融資本流動(dòng)[27]。正常情況下地方政府僅在轄區(qū)范圍內(nèi)履行職責(zé)，不涉及政府合作這一范疇。地方政府合作主要依照中央政府發(fā)布的各類政策來(lái)具體展開(kāi)，而此類政策的時(shí)效性強(qiáng)、規(guī)范性弱，政策供給力度和政府協(xié)商機(jī)制欠缺，且需依靠相關(guān)職能部門(mén)自上而下進(jìn)行協(xié)調(diào)，執(zhí)行力差，致使許多金融資源無(wú)法有效合理配置，最終制約著長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化發(fā)展。

第二，在現(xiàn)有的政績(jī)考核機(jī)制和財(cái)政分權(quán)體制影響下，地方政府干預(yù)金融業(yè)運(yùn)行，導(dǎo)致資金市場(chǎng)配置效率損失，金融功能受到抑制。[28]此情況同樣導(dǎo)致長(zhǎng)三角區(qū)域內(nèi)金融信貸業(yè)務(wù)受到制約，因?yàn)榈胤秸深A(yù)使國(guó)有企業(yè)更容易得到貸款，民營(yíng)中小企業(yè)面臨更嚴(yán)重的“信貸歧視”。[29]再加上長(zhǎng)三角地區(qū)金融協(xié)調(diào)發(fā)展機(jī)制沒(méi)有實(shí)現(xiàn)一體化，地方政府為了自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展，利用行政管理手段限制金融開(kāi)放力度，從而制約區(qū)域內(nèi)城市間金融合作的廣度和深度，不利于區(qū)域金融協(xié)調(diào)發(fā)展。

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文基于2010—2021 年長(zhǎng)三角地區(qū)41 個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)F-H 模型和GMM 估計(jì)方法對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化水平進(jìn)行測(cè)度，可以得出以下結(jié)論：

一是根據(jù)長(zhǎng)三角區(qū)域原始數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行差分GMM 的檢驗(yàn)結(jié)果，得出無(wú)條件的相關(guān)系數(shù)β為0.38，低于0.5水平，說(shuō)明長(zhǎng)三角地區(qū)儲(chǔ)蓄與地方資本有一定的相關(guān)性，金融資源的流動(dòng)性較好，金融一體化發(fā)展水平相對(duì)較高。

二是剔除地方政府和經(jīng)濟(jì)周期影響因素，得到有條件的相關(guān)系數(shù)β′′為0.34，與無(wú)條件的儲(chǔ)蓄-投資相關(guān)系數(shù)β相比下降了0.04，系數(shù)取值向0靠近，長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化發(fā)展水平有所提升，表明地方政府干預(yù)不利于長(zhǎng)三角區(qū)域金融一體化發(fā)展。

4.2 建議

根據(jù)上文研究結(jié)論，為加快推進(jìn)長(zhǎng)三角金融一體化進(jìn)展，現(xiàn)提出以下建議。

政府“適度介入”，構(gòu)建區(qū)域金融新體制。經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展離不開(kāi)政府的作用，政府承擔(dān)著推動(dòng)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展、管理社會(huì)事務(wù)的重大職責(zé)。然而區(qū)域金融一體化發(fā)展應(yīng)秉持市場(chǎng)主導(dǎo)，政府引導(dǎo)的原則。政府要以政策為導(dǎo)向，建立完善的區(qū)域金融體制。先由中央政府的介入，在國(guó)家層面設(shè)立長(zhǎng)三角金融一體化建設(shè)領(lǐng)導(dǎo)小組，主要負(fù)責(zé)長(zhǎng)三角金融一體化規(guī)劃編制、區(qū)域性政策法規(guī)的制定以及全局性的指導(dǎo)監(jiān)督。地方政府則增強(qiáng)金融資源流動(dòng)效率，鼓勵(lì)企業(yè)按照市場(chǎng)規(guī)則形成合作制度，如股份制合作、簽訂戰(zhàn)略協(xié)議等形式，讓市場(chǎng)機(jī)制在要素流動(dòng)、資源配置中起主導(dǎo)作用，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)協(xié)同和效益最大化。在尊重市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建各類社會(huì)力量參與的協(xié)同發(fā)展機(jī)制，為長(zhǎng)三角一體化高質(zhì)量發(fā)展貢獻(xiàn)金融力量，助推長(zhǎng)三角一體化的有效開(kāi)展。

打破行政壁壘，加強(qiáng)區(qū)域合作。在現(xiàn)有行政管理體制下，金融業(yè)跨區(qū)域合作的阻礙頗多。為打破公共資源跨區(qū)域交易壁壘、優(yōu)化交易服務(wù)。一是加強(qiáng)長(zhǎng)三角公共資源交易一體化建設(shè)。制定區(qū)域統(tǒng)一的公共資源交易市場(chǎng)主體信息庫(kù)數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)，推進(jìn)公共資源交易市場(chǎng)主體信息共享，實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)主體“一地注冊(cè)、區(qū)域通用”，如醫(yī)?！耙豢ㄍā薄⒄?wù)服務(wù)“一網(wǎng)通辦”、公共交通“一碼通行”等。二是實(shí)現(xiàn)區(qū)域合作內(nèi)容精準(zhǔn)對(duì)接。利用大數(shù)據(jù)技術(shù)、云計(jì)算、區(qū)塊鏈、人工智能等新興技術(shù)構(gòu)建線上合作機(jī)制，并研發(fā)智能招標(biāo)系統(tǒng)來(lái)整合和匹配項(xiàng)目招引清單，實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)三角地區(qū)各產(chǎn)業(yè)功能區(qū)的精準(zhǔn)匹配，提高項(xiàng)目招標(biāo)效率。通過(guò)金融數(shù)據(jù)一體化打破區(qū)劃行政壁壘模式，促進(jìn)公共資源交易的一體化，從而推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)資源要素區(qū)域內(nèi)自由流動(dòng)。

推進(jìn)金融開(kāi)放，避免區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)“內(nèi)卷化”。長(zhǎng)三角作為中國(guó)金融開(kāi)放先行區(qū)之一，區(qū)域城市間經(jīng)濟(jì)和金融開(kāi)放水平仍存在一定差距?；诖?，長(zhǎng)三角區(qū)域?qū)ν庖^續(xù)加強(qiáng)金融開(kāi)放力度，發(fā)揮“一帶一路”建設(shè)、長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展、長(zhǎng)三角一體化發(fā)展三大國(guó)家戰(zhàn)略疊加優(yōu)勢(shì)，因地制宜，探索出各具特色的金融開(kāi)放道路。如上海市加快跨境貿(mào)易平臺(tái)建設(shè)，深化跨境電商綜合試驗(yàn)區(qū)建設(shè)，建設(shè)數(shù)字貿(mào)易交易促進(jìn)平臺(tái)。浙江省構(gòu)筑一批高水平開(kāi)放發(fā)展平臺(tái)，支持杭州建設(shè)國(guó)際組織和總部經(jīng)濟(jì)集聚區(qū)，加快推進(jìn)寧波“一帶一路”綜合試驗(yàn)區(qū)建設(shè)，深化與中東歐國(guó)家投資貿(mào)易合作等。江蘇省利用制造業(yè)發(fā)達(dá)的優(yōu)勢(shì)，大力推進(jìn)新一代信息技術(shù)，推進(jìn)產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)高級(jí)化、產(chǎn)業(yè)鏈現(xiàn)代化，建設(shè)世界級(jí)產(chǎn)業(yè)集群。安徽省則進(jìn)一步擴(kuò)大制造業(yè)、服務(wù)業(yè)領(lǐng)域?qū)ν忾_(kāi)放，打造連接長(zhǎng)三角和中部地區(qū)的國(guó)際商協(xié)會(huì)聯(lián)盟、資本市場(chǎng)平臺(tái)、貿(mào)易中心、高能級(jí)展會(huì)等市場(chǎng)化要素對(duì)接平臺(tái)。長(zhǎng)三角區(qū)域?qū)?nèi)要鼓勵(lì)區(qū)域內(nèi)企業(yè)聯(lián)合發(fā)起設(shè)立中試孵化母基金，打造G60 科技創(chuàng)新走廊，促進(jìn)區(qū)域人才引育、協(xié)同創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)發(fā)展一體化。積極發(fā)揮長(zhǎng)三角金融業(yè)發(fā)展聯(lián)盟、各省市金融聯(lián)合會(huì)、金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展研討會(huì)以及論壇等的作用，整合長(zhǎng)三角金融各業(yè)態(tài)資源，為長(zhǎng)三角一體化高質(zhì)量發(fā)展貢獻(xiàn)金融力量，助推長(zhǎng)三角金融一體化的有效開(kāi)展。

注釋：

①2019年12月中共中央國(guó)務(wù)院印發(fā)《長(zhǎng)江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》。