天津市金融產業集聚與經濟增長關系實證分析

○王曼曼

（華東交通大學經濟管理學院 江西 南昌 330013）

一、問題的提出

金融是經濟發展的第一推動力，在經濟增長中有著重要的作用。伴隨著全球經濟一體化和金融業的快速發展，金融資源加速了空間流動，并連同金融機構逐漸向某一特定地區集聚，產生了金融產業集聚這一現象。通常在一些經濟發展水平較高的國家（或地區），往往金融發展水平比較高，并且金融產業集聚水平也較高，因此，對于金融產業集聚與經濟增長之間的關系研究顯得極為重要。天津市作為我國四個直轄市之一，其各方面的發展尤其是經濟發展對我國具有戰略性意義，天津市著力打造的濱海新區作為國家綜合配套改革實驗區，不僅屬于國家發展戰略的一部分，同時也是國家重點開發開放的國家級新區。濱海新區的工作思路之一即在促進產業機構升級的基礎之上大力發展現代服務業，促進現代服務業的迅速崛起。近年來，隨著濱海新區的建立，天津市經濟發展取得了較好的成績，金融業也實現了快速的發展，金融產業集聚現象已然凸顯。在此背景下，本文主要從實證的角度研究天津市金融產業集聚與經濟增長關系，以期對于天津市未來經濟實現可持續發展的研究提供建議。

二、國內外研究綜述

國內外許多學者對金融產業集聚進行了分析。Kinderberger（1974）分析了金融中心的集聚效應，它主要體現在跨地區支付效率的提高和金融資源跨地區配置效率的提高，認為銀行和高度專業化的金融中介的集聚，形成了今天的金融服務中心。黃永興，徐鵬等（2011）利用空間面板計量方法，對長三角城市群金融集聚影響因素及其溢出效應進行了實證分析。分析結果表明廣義基礎設施和經濟規模等因素促進了金融集聚的形成，長三角金融集聚中存在空間相關性，且表現出了負外部溢出效應。Bossone等（2003）認為集聚主要源于信息的溢出，金融中介（信息提供商）的參與使得投資者與通過銀行借貸而經營的企業家之間信息交流充分，從而提高了整個價值投資鏈的利潤，金融中介在提供投資活動信息的同時可以通過對信息的定價分享一部分利潤。陳文鋒，平瑛（2008）運用區位熵和格蘭杰因果檢驗等方法。深入分析了上海市1990-2006年金融產業集聚度與經濟增長的內在聯系，結果發現金融產業集聚與經濟增長之間存在著長期的均衡關系，金融產業集聚是經濟增長的格蘭杰原因。丁藝，李靖霞等（2010）利用我國省際的面板數據對金融產業集聚和區域經濟增長的關系進行計量分析，結果顯示兩者之間存在長期穩定的互動關系，而且銀行業集聚對經濟增長的彈性系數大于證券業集聚與保險業集聚對經濟增長的彈性系數。王文靜（2012）分別采用區位熵和θi指數法對天津市金融服業集聚程度進行了分析和測度，得到一致的結果。通過對結果進行分析并解釋后，提出了相關政策建議。

以上學者的研究從不同的角度對金融產業集聚與經濟增長的關系進行了研究。主要運用了空間相關指數、協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數等相關方法，以區位熵為指標，對金融產業集聚與經濟增長關系進行實證分析。這些分析不僅從時間角度對金融產業集聚進行分析，還從空間角度進行了分析，但是總體來說，對于金融產業集聚與經濟增長關系的研究還比較少，且多采用格蘭杰因果檢驗方法以及回歸模型進行檢驗和分析，用區位熵和Geweke因果關系分解檢驗模型來分析的實證方法也比較少。

二、實證研究

1、模型的設定

衡量某一產業集聚度的指標有多種，常見的主要有CRn指數（行業地區集中度指數）、H指數（赫芬達爾指數）、Gini系數（空間基尼系數）、EG指數以及區位熵等。在這些指標當中區位熵指標因其需要的數據易于得到并且能很好的說明某一地區的金融產業集聚水平及其在全國所占的地位而得到了比較廣泛的應用。所謂區位熵亦為地方專業化指數，是以Gini系數為基礎構建的用于衡量某種產業在某一地區的專業化程度的指標。其表達公式為：

其中，LQ表示某產業的區位熵，eij表示j地區i產業的經濟水平，enj表示j地區總的經濟水平（如產值、就業等）；Ein為全國i產業的經濟水平，Enn為全國經濟水平（如產值、就業等）。如果LQ大于1，則說明j地區i產業存在集聚現象，且專業化程度以及競爭力高于全國水平。如果LQ小于1，則說明該產業在該地區沒有形成明顯的集聚現象，專業化程度以及競爭力要低于全國水平。某產業的LQ越大，說明該產業的集聚化水平越高，反之則越低。

2、指標與變量的選取

在我國，金融業務主要包括銀行、證券以及保險這三大類業務，金融產業的發展主要是銀行業、證券業以及保險業這三大行業的發展。天津市金融業增加值也主要是銀行業、證券業以及保險業的增加值。根據區位熵的計算公式，用銀行業集聚、證券業集聚、保險業集聚來代替金融產業集聚其中LQban、LQsto、LQins 分別代表這三個指標。數據選取自1991年至2011年《天津統計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國統計年鑒》。天津市經濟發展水平由天津市人均GDP表示，為了便于研究對人均GDP進行取對數處理，并用L GDP來表示。

三、實證結果

1、平穩性檢驗

為了避免出現“偽回歸”現象，在進行因果檢驗之前，應首先對變量進行平穩性檢驗，即，ADF檢驗。表1結果由計量軟件Eviews6.0輸出。

表1 四個變量的單位根檢驗結果

從表1中可以看出，LQban、LQins的檢驗值在給定的5%、10%的顯著水平下均小于臨界值，即二者在至少95%的置信水平下拒絕原假設；LGDP、LQsto的t統計量小于1%顯著水平下的臨界值，即在至少99%的置信水平下拒絕原假設。因此，序列L GDP、LQban、LQsto、LQins為平穩序列。

2、因果檢驗

從現有文獻來看，關于變量間的因果關系分析大多采用的格蘭杰因果檢驗模型。然而格蘭杰因果檢驗只能檢驗變量之間的長期因果關系，為了克服這一缺陷，1982年Geweke 提出了一種新的檢驗方法，即Geweke 分解檢驗（Geweke decompositiontest）。這一檢驗方法不僅可以檢驗變量間的長期因果關系，還可以檢驗變量間的即時關系。Geweke分解檢驗模型將兩變量X和Y的因果關系（記為FX，Y）分解為X對Y的因果關系（記為 FX→Y），Y對X的因果關系（記為 FY→X）和X與 Y的即時因果關系（記為 FX·Y）。即：FX，Y＝FX→Y＋FY→X＋FX·Y，根據 Geweke分解檢驗的基本原理，對天津市的經濟增長和金融產業集聚的因果關系進行檢驗，通過Eeviews6.0檢驗結果如表2所示：

表2 經濟增長與銀行業集聚、證券業集聚、保險業集聚的Geweke分解檢驗結果

通過表2結果可以看出：第一，從相伴概率來看，天津市銀行業集聚與天津市經濟增長之間的即時因果關系顯著，而長期內兩者之間的雙向因果關系則不顯著，說明銀行業集聚與天津市經濟增長的雙向因果關系主要表現為短期內的相互傳導關系，而在長期內兩者之間不存在直接的相互傳導效應。從反饋份額來看，二者之間關系更多的表現出的是短期即時因果關系，其反饋份額為62.01%。因此，銀行業集聚與經濟增長之間的因果關系主要表現為短期因果關系。第二，首先從相伴概率來看，證券業集聚與經濟增長之間的即時因果關系沒有通過檢驗，說明二者之間的因果關系在短期內不顯著。長期的因果關系則通過了顯著性檢驗，其中，FX→Y的相伴概率為0.0289；FY→X的相伴概率為0.0085。從反饋份額來看，經濟增長對證券業集聚的因果關系所占份額最大，反饋份額為46.64%；證券業集聚對經濟增長的因果關系所占份額次之，反饋份額為44.15%。由此可見，證券業集聚與經濟增長的雙向因果關系主要表現為長期的相互傳導關系。第三，通過實證檢驗結果可以看出，保險業集聚與經濟增長之間的因果關系主要是短期因果關系，二者即時因果關系的相伴概率為0.0001，反饋份額為82.3%。二者之間的長期因果關系沒有通過顯著性檢驗，說明在長期內二者之間的相互關系并不明顯。因此，保險業集聚與經濟增長之間的雙向因果關系主要表現為短期的相互傳導關系。

四、結論

通過以上分析，可以得出：天津市金融產業總體上存在集聚現象，但是天津市金融業產值水平較低、金融業發展不平衡，造成天津市金融產業整體集聚水平不高，對經濟增長貢獻不高；天津市金融產業集聚與經濟增長之間無論是在長期還是短期均具有顯著的因果關系。具體來說，銀行業集聚、保險業集聚與經濟增長之間的因果關系主要是短期的相互關系，而證券業集聚與經濟增長之間的因果關系則主要表現為長期的因果關系。

[1]黃永興、徐鵬、孫彥驪：金融集聚影響因素及其溢出效應——基于長三角的實證分析[J].投資研究，2011（8）.

[2]陳文鋒、平瑛：上海產業集聚與經濟增長的關系[J].統計與決策，2008（20）.

[3]丁藝、李靖霞、李林：金融集聚與區域經濟增長——基于省際數據的實證分析[J].保險研究，2010（2）.

[4]王文靜：天津金融服務業集聚的測度與評價[J].統計與決策，2012（15）.