長三角金融集聚、城鎮化對綠色經濟發展的影響

張芳 李緊想 王鋒

摘 要：本文在測度1995—2016年長三角金融集聚和綠色經濟發展（GGDP）的基礎上，利用狀態空間模型分析了金融集聚、城鎮化對GGDP的長期動態影響，探討了城鎮化的中介效應，結果表明：（1）金融集聚能夠優化資源配置和推動技術進步，促進綠色經濟的發展，且這種正向影響隨著時間的變化逐步增強；城鎮化對經濟增長的促進作用顯著大于負向產出，即城鎮化進程有助于提升綠色經濟的發展；金融集聚能夠通過投融資活動對城鎮化提供正向支持，促進新型城鎮化發展。（2）城鎮化是金融集聚促進GGDP的重要中介路徑，中介效應占總效應的84.89%。

關鍵詞：金融集聚；城鎮化；綠色經濟發展；狀態空間模型；中介效應檢驗

中圖分類號：F832.7 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2018）11-0046-05

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.11.006

一、引言及文獻綜述

當前，中國特色社會主義進入了新時代。相比于傳統的粗放型經濟增長時代和經濟新常態，新時代在經濟方面最顯著的特征就是“高質量增長”，即現階段我國經濟的改革方向是進一步促進經濟綠色、健康和可持續發展。

一方面，金融是現代經濟發展的核心，金融集聚是金融市場發展的趨勢，它們對經濟質量的提升和綠色發展具有重要作用。如國外學者Bossone（2004）分析了集聚區內的企業生產效率，結果表明：金融集聚可以通過規模效應、技術進步效應等降低單位產值能耗，提升經濟增長質量。Shu Chen C（2015）研究了金融集聚與經濟增長的關系，結果顯示：金融集聚會通過降低能源消費量的方式促進綠色經濟增長。國內學者曾獻東等（2011）以長三角為例研究發現，金融集聚會通過資本轉移、技術擴散及帶動產業調整等途徑促進核心城市的經濟增長。王鋒等（2017）以中國30個省份為例，運用空間杜賓面板模型實證發現：金融集聚對本省的綠色經濟發展存在正向作用，對臨近省份的綠色經濟發展存在空間溢出效應，金融集聚可以促進綠色經濟的發展。

另一方面，據國家統計局數據顯示：中國城鎮化率由1949年的10.64%提升到2016年的57.8%，城鎮化對經濟發展存在促進作用，且對經濟增長的質量具有重要影響。如Adnan Kasman等（2015）研究結果表明：城鎮化與能源消耗之間呈現倒U形曲線關系，即短期內城鎮化在促進經濟增長過程中會消耗大量能源，長期則會通過集約化模式降低經濟發展中的單位產值能耗，從而提升經濟發展質量。孫葉飛等（2016）認為新型城鎮化通過發揮“選擇效應”，有利于降低企業能耗、優化產業結構和提升企業生產率，最終促進經濟質量的提升。

此外，王弓等（2016）運用空間面板計量模型實證檢驗了金融集聚度對城鎮化水平的影響，結果表明：金融集聚只能對本區域的城鎮化水平有所提升，無法對周邊區域發揮輻射效應。王周偉等（2016）從網絡關聯視角解構了金融集聚支持新型城鎮化發展的直接效應、間接效應及總效應，結果表明：金融集聚和新型城鎮化發展都具有空間相關性，金融集聚對新型城鎮化發展存在正向支持，該正總效應可以分解為正直接效應和負間接效應。

綜上所述，學術界對金融集聚和城鎮化均會提升經濟增長質量達成共識，且一致認為金融集聚對城鎮化存在正向作用。然而，鮮有學者同時從金融集聚和城鎮化的角度研究它們對綠色經濟發展的長期動態影響，且缺乏對兩者作用于綠色經濟發展過程中的中介效應檢驗。基于此，本文選取金融集聚和城鎮化水平均較高的長三角地區為樣本，運用狀態空間模型和中介效應檢驗探討金融集聚和城鎮化對綠色經濟發展的動態影響，以及城鎮化的中介效應。

二、變量選擇與模型構建

（一）數據來源與變量處理

1. 研究對象的選擇。本文以包括江蘇、浙江和上海三個省市的大長三角區域作為研究對象。

2. 數據來源。以長三角1995—2016年的時間序列數據為樣本，全部數據都來自歷年的《世界能源統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、《中國統計年鑒》、《江蘇統計年鑒》、《浙江統計年鑒》、《上海統計年鑒》、以及江蘇、浙江和上海歷年的水價調整方案。

3. 指標界定。

綠色經濟發展（[GGDP]）：在參考相關文獻的基礎上（王鋒等，2017），選擇綠色[GDP]作為長三角綠色經濟發展的衡量指標。[GGDP]的具體計算公式如下所示：

[GGDPt=GDPt-i=14Cit-i=14Et] （1）

式中，[t]和[i]分別代表年份和資源耗減種類。[i=14Cit]表示大長三角區域歷年的自然資源耗減累加。資源耗減種類包括水資源、煤炭、原油和天然氣四種，消費價值量≈單價×消費量，其中水資源的單價為省會城市的自來水價格，三種化石能源的單價分別為西北歐煤炭價格、即期布倫特原油現貨價格與美國亨利中心天然氣價格。[i=14Eit]表示大長三角歷年的環境降級成本累加，包括廢水、廢氣、一般工業固體廢棄物和垃圾四種污染物，損失價值≈單位處理價格×排放量。考慮到很難找到各種污染物歷年的單位處理價格，因此依據《綠色國民經濟核算公告2004》簡單測算“三廢”的平均單位處理價格，并將其進行經濟增長指數平減，從而得出每年的單位處理價格。

金融集聚（[FG]）：選取區位熵作為衡量金融集聚的指標。計算公式如下所示：

[LQi=（qij/qJ）/（qi/q）] （2）

式中：[LQij]為區位熵值；[j]、[i]分別代表大長三角區域和金融業；[qij]為大長三角金融業產值；[qj]代表大長三角GDP總產值；[qi]為全國金融業產值；[q]為全國GDP總產值。[LQij]值大于1，表示存在金融集聚現象，值越大，則集聚程度越高。

城鎮化（[UZ]）：選取人口城鎮化（城鎮人口/戶籍人口）表征城鎮化水平。考慮到樣本數據只有非農人口，因此以非農人口數代替城鎮人口。

4. 變量處理。為了避免偽回歸問題，在進行狀態空間模型估計前需要檢驗變量之間的長期均衡關系。首先，運用Eviews8.0軟件對[GGDP]、[FG]和[UZ]取對數處理，采用ADF方法進行單位根檢驗。結果如表1所示，各變量的單整階數一致。

然后，采用Johansen檢驗，得到協整檢驗結果如表2所示。在5%的水平下，至少存在3組協整變量。因此，可以認為[lnGGDP]、[lnFG]和[lnUZ]之間存在長期穩定的均衡關系。

最后，Granger因果檢驗顯示，[lnFG]和[lnUZ]均是[lnGGDP]的單向格蘭杰原因，[lnFG]是[lnUZ]的單向格蘭杰原因。因此，存在金融集聚通過城鎮化影響綠色經濟發展的中介傳導路徑。

（二）狀態空間模型構建

考慮到中介效應檢驗需要用到3個量測方程，構建金融集聚（[FG]）→城鎮化（[UZ]）→綠色經濟發展（[GGDP]）的3個對應狀態空間模型。

狀態空間模型1：

[lnGGDPt=C1+SV1tln（FG）t+SV2tln（UZ）t+μt] （3）

[SV1t=SV1t（-1）] [SV2t=SV2t（-1）]

狀態空間模型2：

[lnGGDPt=C2+SV3tln（FG）t+μt] （4）

[SV3t=SV3t（-1）]

狀態空間模型3：

[lnUZt=C1+SV4tln（FG）t+μt] （5）

[SV4t=SV4t（-1）]

其中，上式為量測方程，下式為狀態方程。[Ci]（i=1，2，3）為常數，[SVit]（i=1，2，3，4）是狀態變量，也被稱為產出彈性，反映了各個時點上的綠色經濟產出對金融集聚或城鎮化的敏感程度，[μt]是均值為0且方差為常數的擾動項。[SV1t]是[FG]對[GGDP]的直接效應，[SV2t×SV4t]是經過中介變量[UZ]的中介效應。具體檢驗步驟如圖1所示。

三、實證分析

（一）狀態空間模型估計

利用Eviews8.0軟件對模型進行估計，對3個模型殘差的單位根檢驗結果均顯示為平穩序列，因此變參數狀態空間模型設定是正確的。對[SVit]（i=1、2、3、4）估計的結果如圖2、圖3、圖4和圖5所示。

圖2和圖3結果顯示：金融集聚（[lnFG]）、城鎮化（[lnUZ]）與綠色經濟發展（[lnGGDP]）之間存在長期穩定的均衡關系，但[lnFG]和[lnUZ]的綠色經濟發展彈性隨時間的變化而改變。具體來說，金融集聚的彈性系數（[SV1]）隨著時間的變化表現為降低→增長→再次降低→再次增長，直至相對平穩的過程，其中在1996—1998年呈現較短的負向效應，在1999年之后以正向效應為主。這是因為1997年亞洲金融危機的發生，對長三角區域的金融產業造成一定沖擊，從而使得金融集聚在該段時間對綠色經濟發展產生較弱負向作用；金融危機過后，金融集聚程度得到加強，通過技術進步效應和網絡效應等促進綠色產出，從而表現為對綠色經濟發展的正向影響。城鎮化的彈性系數（[SV2]）隨著時間的變化表現為先增長再降低的發展歷程。這是因為城鎮化初期需要大量地產、基建等投資，雖然會消耗大量資源，但其對經濟增長的貢獻遠大于負向產出；隨著城鎮化進程的推進，其會通過選擇效應、結構效應等促進綠色經濟發展，但這種正向促進效力較小。綜合來看，金融集聚和城鎮化均會對[GGDP]表現為顯著的正向效應，且在前期具有相反走勢，說明可能存在部分中介效應。

圖4和圖5結果表明：金融集聚對綠色經濟發展的彈性系數（[SV3]）為正，且隨著時間的變化呈現降低的態勢，說明金融集聚對[GGDP]具有正向影響，但隨著集聚程度的增加，其對[GGDP]的正效應緩慢降低；金融集聚對城鎮化的彈性系數（[SV4]）為正，且隨著時間的變化表現為先增加后減少的過程，但這種變化幅度較小，說明金融集聚程度的提高有利于提升綠色經濟發展水平，也能夠對城鎮化起到正向支持作用。

綜合來看，金融集聚能夠優化資源配置，推動技術進步和產業結構調整，最終促進綠色經濟的發展，且這種正向影響隨著時間的變化逐步增強；城鎮化對經濟增長的促進作用顯著大于負向產出，即城鎮化進程有助于提升綠色經濟的發展水平；金融集聚能夠通過投融資活動對城鎮化提供正向支持，促進新型城鎮化發展。

（二）中介效應檢驗

利用Eviews8.0軟件依次對模型1、模型2和模型3進行中介效應檢驗，結果如表3所示。

由表3結果可知：第一，模型2中的[SV3]系數值為正，且在1%的水平上顯著，說明金融集聚對綠色經濟發展存在顯著的正向影響；第二，模型3中的[SV4]通過了1%的顯著性檢驗，且在控制金融集聚后，模型1中的[SV2]也通過了1%的顯著性檢驗，說明城鎮化是金融集聚促進綠色經濟發展的中介路徑，存在中介效應；第三，在控制城鎮化后，模型1中的[SV1]系數在1%的水平上顯著，說明金融集聚對綠色經濟發展存在顯著的直接效應。因此，存在金融集聚→城鎮化→綠色經濟發展的中介傳導路徑，即金融集聚會通過資金支持等促進城鎮化發展，城鎮化會通過結構效應和選擇效應等最終促進綠色經濟的發展。

由于金融集聚對綠色經濟發展的中介效應為10.5481（[SV2×SV4]），運用MacKinnon等提出的中介效應占比公式[（SV2×SV4）/（SV2×SV4+SV1）]，可以計算出城鎮化的中介效應為84.89%。因此，城鎮化是金融集聚促進綠色經濟發展的重要路徑。具體中介路徑傳導機制如圖6所示。

四、結論與政策建議

（一）研究結論

以長三角1995—2016年的時間序列數據為樣本，在測算金融集聚和綠色經濟發展（[GGDP]）的基礎上，利用狀態空間模型和中介效應檢驗研究了金融集聚、城鎮化對綠色經濟發展的動態影響以及城鎮化的中介效應。主要結論如下：

第一，金融集聚和城鎮化會同時作用于綠色經濟發展，且它們的彈性系數均為正，說明隨著時間的變化，金融集聚和城鎮化對綠色經濟發展存在長期正向效應。

第二，金融集聚對城鎮化存在顯著的正向效應，且該正向效應隨著時間的變化表現為較小的波動，說明金融集聚能夠持續推動城鎮化進程。

第三，存在金融集聚→城鎮化→綠色經濟發展的中介傳導路徑，其中城鎮化的部分中介效應占總效應的比重為84.89%，即城鎮化是金融集聚作用于[GGDP]的重要路徑。

（二）政策建議

第一，強化長三角區域的金融集聚程度。一方面，核算出的長三角金融聚集區位熵值雖然大于1，但自2010年后集聚程度顯著降低；另一方面，實證分析發現金融集聚對[GGDP]存在顯著的長期正向影響。因此，長三角區域應強化金融集聚程度，進一步提升經濟增長質量。具體措施可以為：上海金融集聚區可以通過資金、技術、人才等的支持，強化對江蘇和浙江金融產業的輻射效應，以帶動促進其金融集聚水平的發展；江蘇和浙江可以依靠經濟實力，出臺優惠政策，支持第三方支付、互聯網金融等新興金融產業的發展，從而促進金融產業的升級，搶占金融領域的制高點。

第二，繼續推進新型城鎮化建設。雖然現階段長三角核心區域的城鎮化率已經超過68%，但是相比西方國家仍存在較大進步空間，且實證分析發現城鎮化不僅對[GGDP]存在長期正向影響，還是金融集聚促進[GGDP]的重要中介路徑。因此，在新時代背景下，提升經濟增長質量需要繼續推進城鎮化建設。具體來說，一方面應關注人口城鎮化進程中環保意識的提升，另一方面應注重土地城鎮化進程中的土地集約化利用等，從而充分發揮城鎮化的“選擇效應”和“結構效應”，以優化資源配置，促進產業結構升級，從而促進綠色經濟的發展。

參考文獻：

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