江蘇省金融產業集聚與經濟增長的關系研究

胡佳瑩

【摘 要】隨著金融全球化的日益突出，金融產業集聚也成為了社會經濟發展中不可忽視的現象。江蘇省一直以來都有著沿海地區的地理優勢，其經濟快速發展，但是產業結構的不合理、技術創新能力不足等問題也尤為嚴重。本文以金融集聚和經濟增長的關系為切入點，通過格蘭杰因果檢驗來研究兩者之間的關系，發現金融集聚能夠促進經濟的增長，并通過這一結果就江蘇省金融集聚水平的提高與其經濟增長之間的相互促進提出了相關政策建議。

【關鍵詞】金融產業集聚；經濟增長；ADF檢驗；格蘭杰因果檢驗

隨著經濟全球化的迅速發展，現代經濟以金融為中心，國家之間相互流轉共享金融資源，全球性經濟活動網絡由此構成，金融集聚現象便應運而生。江蘇省作為我國的一個經濟大省，改革開放以來省內呈現出顯著的金融集聚效應，其發展環境也逐年優化。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、規模經濟、國家政策等因素影響著現如今金融產業集聚程度。國外學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）認為金融中心形成和發展的原因可以從“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）調查研究發現金融機構為了降低其交易成本，各層次金融機構都傾向于在有會計業、保險精算業、法律咨詢業等相關企業集聚的地區，而這些集聚地通常為大城市。Taylor等認為，倫敦作為全球金融中心的典范，其消費者、高質量的金融人才和專業機構等區位優勢是不可忽視的因素。

（二）金融集聚對經濟增長的影響研究

隨著金融業發展程度的提高，越來越多的學者認為金融業與經濟發展之間有著必然的聯系，因此很多學者開始研究金融集聚對經濟增長影響。

周素娟（2015）構建了金融產業集聚對區域經濟增長的面板數據模型，在此基礎上，加入市場化進程通過門檻回歸模型來對其進行檢驗，檢驗結果顯示市場化進程影響著金融產業集聚對區域經濟增長的影響程度，具體表現為市場化進程越高，越能提高金融產業集聚對區域經濟增長的促進作用。周海鵬（2016）等指出我國金融產業集聚存在著地區關聯效應，某地的經濟質量指數往往在一定程度上與其相鄰省市有著相關性。但是作者不同于其他學者，他認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，但是并沒有像預期一樣有效提升區域經濟的增長質量。張曉燕（2012）研究得出除外資資源對區域經濟增長有阻礙作用外，當地的政府力量、基礎設施以及人力資本都對區域經濟增長由推動作用。作者通過GMM模型得出銀行業及保險業的集聚能力能有效推動經濟增長，但是證券業對經濟增長的影響效果不顯著。

另外，還有一些學者通過對一類地區或某個特定城市的考察，來研究金融集聚對當地以及周邊地區經濟發展的影響。

程慕華（2014）建立VAR模型，通過格蘭杰因果檢驗得出，北京市金融產業集聚與經濟增長之間存在顯著地雙向格蘭杰因果關系，因此說明金融產業集聚和經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，提出武漢市證券業對地區的經濟增長影響效果不明顯，因此武漢市政府應加強其證券業的發展。

二、江蘇省金融產業集聚現狀

江蘇省地處長三角經濟帶，毗鄰上海，有得天獨厚的地理優勢，并且長期以來省內經濟較為發達，經濟實力相對雄厚，在全國其金融業呈現除了專業集群化的積極態勢。

江蘇省金融業增加值從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，金融業的增長率雖然波動很大，但其都為正向增長，沒有負增長的現象。且2004年以后穩定在10%以上，在2007年達到峰值。2015年，金融業增加值占全省生產總值的7.56%。一般來說某地區金融業增加值占該地區生產總值10%左右，那么該地區金融業客觀上來看可以成為其支柱產業。我們不難發現，江蘇省金融業的發展正逐步成為其支柱型產業，并穩定發展。

三、江蘇省金融產業集聚測度

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

區位熵，是在基尼系數的基礎上進行構造，是衡量某一地區某種產業的專業化程度的指標。表達式為：

Qij=■

其中Qij為江蘇省金融業區位熵，eij為江蘇省金融業增加值；Ej為江蘇省生產總值；ei是全國金融業增加值；En為全國的生產總值。

區位熵指數中的分子表示的是江蘇省金融業增加值占總產值的比例，分母表示的是全國范圍內金融業增加值在全國GDP總量中的比重。如果區位熵的值小于1，則說明江蘇省金融產業集聚效應比全國水平低；如果區位熵的值為1，即說明江蘇省金融產業集聚水平能達到全國水平；如果區位熵的值大于1，則說明江蘇省金融產業集聚效應比全國水平高。因此可以看出，區位熵指數增大，集聚效應也就越明顯，該產業的競爭力相對越強，否則反之。

四、江蘇省金融產業集聚與經濟增長關系實證分析

（一）數據處理

本文的樣本數據為1995-2015年21年間的相關經濟、金融數據。首先將時間序列變換為自然對數序列，從而消除序列存在異方差的可能性。本文用江蘇省金融業區位熵Q來表示，其代表了金融產業的集聚程度，江蘇省生產總值G表示，其代表了江蘇省經濟增長能力。變量的對數形式分別表示為LQ、LG。本文模型采用Eviews7.0軟件進行分析。

（二）變量的平穩性檢驗

首先進行變量的平穩性檢驗來分析變量之間的關系，來防止不平穩序列產生偽回歸的后果。通過檢驗發現。兩變量均不平穩，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序列，結果如下表所示：

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項、趨勢項和滯后階數，“0”表示不包括常數項或時間趨勢項。

由上表可得，D2LG 和D2LQ存在ADF大于臨界值，拒絕原假設，數據均平穩。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滯后項前面的參數整體為零的假設。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統計量：

F=■

其中m為滯后項的個數，n為樣本容量，k為待估參數的個數。如果F大于Fα（m，n-k），則拒絕原假設，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，檢驗結果如表2所示。

根據Granger檢驗結果，當顯著性水平為10%時，P值小于10%，拒絕原假設，P值大于10%，則接受原假設。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先于gdp。

結果說明，金融產業集聚對經濟增長具有促進推動作用，但是經濟增長還未對金融產業集聚的產生作用效果，兩者還沒有形成良好的互動發展關系。

五、政策性建議

通過實證分析結果顯示，現階段江蘇省金融業還應繼續加強自身的發展，來促進經濟增長與金融產業集聚之間的良性互動，從而提高金融業的集聚程度與經濟增長能力。

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.