資本配置效率、經濟增長與空間溢出效應

(江西財經大學，江西 南昌 330013)

引言

經過幾十年的改革和發展，我國資本市場也不斷發展和壯大。根據中國銀監會和證監會公開的數據，截止到2016年底，我國銀行體系資產總規模已經達到33萬億美元，超過了歐洲、美國和日本。我國股市總市值居全球第二，債券市場市值居全球第三。但是，根據Wurgler(2000)[24]的研究，德國、法國、英國、和美國等西方發達國家的資本配置效率均在0.7以上。而我國資本配置效率只有0.2左右(張國富，2011等)[35]，甚至還不如烏拉圭(0.218)、埃及(0.326)、利比亞(0.386)、約旦(0.322)、馬耳他(0.268)、印度尼西亞(0.217)等落后國家。但是相對于這些富國或窮國，過去幾十年中我國的經濟增長速度卻是最快的。因而，金融發展和經濟增長之間，絕不是一種簡單的線性因果關系所能解釋的。

關于金融發展與經濟增長之間的關系，學術界圍繞這個問題做了大量的研究，但迄今仍未達成一致。Mckinnon(1973)[14]和Shaw(1973)[20]首次提出要促進資本市場開放，減少政府干預，確立金融市場機制主導作用，繼而促進經濟增長。Kunt等(2011)[6]、Levine和Zervos(1998)[12]等認為股票市場、債券市場與經濟增長之間存在顯著的因果關系，金融市場的發展能夠促進經濟增長。Atje和Jovanovic(1993)[3]認為股票市場的發展對經濟發展的影響具有雙重效應,即水平效應和增長效應。Lin, Sun和Jiang(2011)[13]研究表明，實體經濟發展在不同的階段，對金融服務的需求也會有顯著的區別。在經濟發展的早期，發展中國家或不發達國家的要素稟賦主要是低技術勞動力，產業結構特征主要是勞動密集型產業占主導地位，金融服務需要滿足的是大量的小規模、勞動密集型企業的融資需求。但是這些企業缺乏標準化的財務信息，普通投資者無法對其進行有效甄別。在這樣的環境下，銀行貸款比金融市場融資更具有優勢，它們更善于處理當地信息，有效地評估企業商譽和發展潛力，并與借款者建立長期合作關系。但是在經濟發展的較高階段，以市場為主導的金融結構更能促進經濟增長。

Rousseau和Wachtel(1998)[19]基于過去一個世紀中，5個主要發達國家的時間序列數據，實證檢驗了金融發展和經濟增長之間的關系。研究結果表明，金融發展是促進經濟增長的主要原因。Suleiman等(2008)[22]基于埃及1960～2001年的數據，通過設定四個金融發展指標，使用Granger因果檢驗和向量誤差修正模型，實證檢驗了金融發展與經濟增長之間的因果關系。研究結果表明金融發展和經濟增長互為因果，并且金融發展主要是通過促進投資和提高效率的方式，來促進經濟增長。Beck等(2000)[4]基于跨國面板數據，實證檢驗了金融發展對提高資本配置效率及投資回報率的影響，他們認為金融深化可以提高資本配置效率，進而促進一國或地區的經濟增長。

隨著資本市場在我國的快速發展以及在經濟生活中的作用越來越大，我國學者關于資本市場的研究也在不斷深入。國內學者就中國金融發展與經濟增長之間的關系也進行了大量檢驗，他們發現金融發展對經濟增長有顯著的正向作用。國內學者陸銘和歐海軍(2011)[28]、毛其淋和盛斌(2011)[29]、林毅夫(2012)[27]、陳斌開和林毅夫(2013)[26]、賓國強(1999)[25]、沈坤榮等(2000)[33]、王守坤(2015)[34]等研究。

現有研究針對金融發展與經濟增長的關系做了大量的研究，卻忽視了資本配置效率對經濟增長作用的臨界條件，也忽略了資本市場效率與投資規模之間的交互關系。Deidda和Fattouh(2008)[5]的實證研究結果表明，當人均收入水平較高時，金融發展和經濟增長之間存在顯著的正相關關系。但是，當人均收入水平較低時，金融發展和經濟增長之間的關系不顯著。可見金融市場與經濟增長之間，并不僅僅是簡單的線性關系。

與現有研究不同，本文基于我國31個省(直轄市、自治區)1996～2015年的省際面板數據，使用混合OLS、固定效應、隨機效應、動態Arellano-Bond的方法，實證檢驗了資本配置效率及其與投資的交互作用對地區經濟增長的影響，并且使用空間面板計量方法進行了穩健性檢驗，實證研究發現：第一，資本配置效率對經濟增長的影響存在門檻效應，只有當投資達到一定規模之后，資本配置效率的提高，才可以促進地區經濟增長。反之，只有當資本配置效率達到一定水平之后，投資才是有效的，投資的增加才能促進經濟增長；第二，資本配置效率與投資的交互作用對地區經濟增長的影響存在顯著的空間差異。中部地區最高，東部地區次之，西部地區最低，甚至可能為負；第三，投資的空間溢出效應顯著為正，資本配置效率的空間溢出效應也為正，但資本配置效率的空間溢出效應小于投資的空間溢出效應。

理論分析與研究假設

資本市場的供求均衡，意味著在其他條件不變的情況下，資本的邊際產出在各個地區和各個部門相等。在經濟發展的早期，如果投資支出較少，資本積累不成規模，由于資本的稀缺性，只有少數高回報率的部門或地區才能獲得資本，因而資本市場必然不是處于均衡狀態。只有當投資達到一定的規模，資本積累到一定程度之后，所有部門才能按照需求獲得資本供給，資本市場才能趨于均衡，資本配置效率的提高才能真正促進國民產出增加和經濟增長。反之亦然，當一國或一地區的資本配置效率較低時，即便投資支出增加，資本積累速度加快，但是因為資本不能及時有效地配置到高生產率或高回報率的部門，投資的增加也不能促進經濟增長。只有當資本配置效率達到一定程度或規模之后，隨著投資的增加，資本才能及時有效地配置到相應的地區或部門，投資支出的增加才能真正有效地促進地區經濟增長。Rioja和Valev(2004，2012)[17][18]基于面板數據的實證研究表明，西方發達國家的金融發展對經濟增長的作用，主要是通過提高全要素生產率(TFP)的途徑，來促進經濟增長。但是，發展中國家金融發展對經濟增長的作用，則主要通過增加投資，加速資本積累的方式，來推動經濟增長。因而，本文提出第一個假設。

假設1：資本配置效率對經濟增長的影響存在門檻效應，只有當投資達到一定規模之后，資本配置效率的提高，才可以促進地區經濟增長。反之，只有當資本配置效率達到一定水平之后，投資才是有效的，投資的增加才能促進經濟增長。

根據國家統計局網站以及我國1986年《關于制定國民經濟和社會發展的第七個五年計劃的建議》，本文將全國區域(不包括港澳臺)劃分為東、中、西三個區域，將廣西劃入到東部區域，將內蒙古劃入到中部區域。具體而言，東部地區包括：遼寧、山東、天津、河北、北京、江蘇、上海、浙江、福建、廣東、廣西、海南共12個省(直轄市)；中部地區包括：黑龍江、吉林、內蒙古、山西、河南、安徽、湖北、江西、湖南共9個省；西部地區包括：西藏、新疆、青海、四川、重慶、云南、貴州、陜西、甘肅、寧夏共10個省(直轄市、自治區)。

根據本文的測算，我國東部地區、中部地區和西部地區的資本配置效率呈現出由高而低、依次遞減的變化趨勢。東部沿海地區不僅資本配置效率要高于中西部地區，而且資本積累也要高于中西部地區。但是中部地區的經濟總量的基數相對于東部沿海地區更小，那么中部地區的資本配置效率和投資的交互作用可能最強。東部地區的資本配置效率和投資規模雖然都是最高，但是東部地區的經濟總量和基數也更大，投資的回報率會有所下降，因而資本配置效率和投資的交互作用對GDP的推動作用有限。西部地區無論是資本配置效率，還是投資總額都是最低的，資本效率與投資之間的互補性和協同性欠缺。因而，本文提出第二個假設。

假設2：基于分地區的角度考慮，資本配置效率與投資的交互作用對GDP的影響，中部地區最高，東部地區次之，西部地區最低。

我國各省(市、自治區)之間的發展既有合作也有競爭，區域發展具有很強的空間關聯性和溢出效應(潘文卿，2012等)[31]。所謂空間溢出效應，是指一國或地區的經濟行為對其他國家或周邊地區，可能造成的好的或不好的經濟效果(Anselin 等，2003，2006；LeSage和Pace，2008；潘文卿，2012等)[1] [2] [8] [31]。一方面，合作則空間溢出效應為正，經濟行為表現為擴散效應；另一方面，競爭則空間溢出效應為負，經濟行為表現為回波效應。

對地區GDP或經濟增長而言，投資具有乘數效應，其不僅可以帶動本地區的經濟增長，也可以帶動周邊地區的發展。資本配置效率的提高，一方面通過促進本地區的經濟增長，對周邊地區產生擴散效應；另一方面，也有可能因為本地區的投資效率的提升，而吸引周邊地區的資本流入，表現為回波效應。因而，資本配置效率的空間溢出效應必然會小于投資的空間溢出效應。本文提出第三個假設。

假設3：投資的空間溢出效應顯著為正，資本配置效率的空間溢出效應也為正，但小于投資空間溢出效應。

數據描述與變量設置

一、描述性統計分析

本文研究的樣本和指標選擇，數據主要來自于歷年《中國統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》、各省市歷年統計年鑒以及中國人民銀行網站等。涵蓋了我國31個省(直轄市、自治區)，1996～2015年的經濟社會統計數據。1變量的選取及相關統計指標如表1所示。

表1中，變量eff_s代表31省(直轄市、自治區)歷年資本配置效率，該數據是作者基于1996～2015年我國省際面板數據，根據Wurgler(2000)[24]模型和Swamy(1970)[23]隨機系數模型計算。在計算過程中，本文以固定資本形成總額為被解釋變量，工業增加值為解釋變量，通過考察固定資本形成與工業增加值之間的關系來描述資本配置效率(Wurgler，2000)。

表1 各省市經濟變量描述性統計分析

其中，K代表固定資本形成總額，V代表地區工業增加值，Zit表示其他控制變量的對數值。2下標i代表31個省市的編號，下標t代表年份。βit代表該地區第i年第t期的資本配置效率，它一個彈性指標，說明某個地區的工業增加值增長率每增加1%時該地區投資增長率增加的百分比。這個值越大則說明投資的理性程度越高，資本配置效率越高。也就是說，彈性βit指標越大，代表工業增長更能促進資本形成，說明投資或資本配置的效率越高。βit的取值范圍一般介于0～1之間，如果βit＜0，則說明資本配置完全沒效率，甚至為阻礙地區經濟增長；如果βit＞0，則說明資本配置富有效率，資本積累會顯著促進地區經濟增長。

表1中，變量gdp代表各省市1996～2015年的地區生產總值，單位為億元；變量invest代表各省(直轄市、自治區)1996～2015年的固定資產投資總額，單位為億元；變量fdi代表各省(直轄市、自治區)1996～2015年的外商直接投資，單位為億美元；變量pop代表各省(直轄市、自治區)1996～2015年年末總人口，單位為萬人；變量fiscal代表各省(直轄市、自治區)歷年財政公共支出規模，單位為億元；變量trade代表各省(直轄市、自治區)歷年外貿進出口總額，單位為億元；變量edu代表各省(直轄市、自治區)歷年在校高中生人數，單位為萬人；變量year代表年份，變量province代表省份，以上數據均來源于歷年《中國統計年鑒》。

二、變量設定

考慮到本文選取的經濟變量單位均有所不同，為了消除經濟變量的單位影響，同時也為了減少模型估計的方差，提高模型估計的穩健性，本文所有的變量都取對數值。3考慮表1中部分變量的取值小于1，為了不讓變量取對數之后出現負值，本文借鑒潘文卿(2012)[31]和潘文卿和張偉(2003)[32]的單調變換數據處理方法，對取值小于1的變量采取“先加1 ，然后再取自然對數”單調變換方法。

本文的因變量為地區生產總值的對數值lgdp=log(gdp)，以及地區生產總值的增長率lgdp2it=log(gdpit)-log(gdpit-1)。

本文的主要解釋變量為地區資本配置效率eff_s，考慮到地區資本配置效率的取值很小，有部分省份的資本配置效率小于1，為了盡量保持變量取對數之后的符號不變，設定leff_s=log(eff_s+1)。

地區年末人口對數變量lpop=log(pop)；地區固定資產投資的對數變量為linvest=log(invest)；地區外貿進出口的對數變量為ltrade=log(trade)；地區外商直接投資的對數變量為lfdi=log(fdi)；地區政府財政支出的對數變量lfiscal=log(fiscal)；地區在校高中生數量的對數變量ledu=log(edu)等。

基于省際面板數據的實證檢驗

本節分別使用混合OLS、固定效應、隨機效應和動態Arellano-Bond方法，實證檢驗資本配置效率、投資、FDI、外貿進出口、人口、教育等經濟變量對地區經濟增長的影響。設置的面板數據計量模型如下：

其中，province和year均為虛擬變量，用來控制截面固定效應和時間固定效應。公式(3)和(3)中，因變量分別為各省(市、自治區)歷年地區生產總值lgdp和地區生產總值增長率lgdp2，lgdpit-1和lgdp2it-1分別代表其一階滯后變量。公式(2)中解釋變量矩陣Xit包含資本配置效率、固定資產投資、政府公共財政支出、FDI、外貿進出口、人口、教育等經濟指標的對數值變量。公式(3)中，解釋變量矩陣Xit2包括地區資本配置效率(leff_s)、地區年末人口對數變量(lpop)、政府干預程度lfiscal2、地區固定資產投資規模linvest2、地區對外開放程度ltrade2、地區外商企業直接投資規模lfdi2，以及地區教育水平ledu2。

一、資本配置效率對經濟增長影響的總體效應

表2分別使用混合OLS、固定效應、隨機效應和動態Arellano-Bond方法，實證檢驗了資本配置效率、固定資產投資等經濟變量對地區GDP的影響。

表2中，無論是混合OLS、固定效應、隨機效應，還是動態Arellano-Bond方法估計，資本配置效率leff_s的估計系數均在1%的水平下顯著為正。結論和假設1預期一致，說明資本配置效率的提高，可以顯著促進地區GDP增長。

表2 資本配置效率對經濟增長影響的實證檢驗

表2中，四個回歸模型的估計結果中，固定資產投資linvest的估計系數均在1%的水平下顯著為正。結論和假設1預期一致，說明固定資產投資的增加，也可以促進地區GDP增長。

表2中，人口變量lpop、政府公共財政支出lfiscal、外貿進出口總額ltrade和外商直接投資lfdi的估計系數均顯著為正。說明人口、財政支出、外貿進出口和外商直接投資等變量值的上升，都能促進地區GDP的增加。但是，教育水平ledu的增加，對地區GDP的影響是不確定的，其估計系數正負均有，且顯著性水平差異較大。

表3分別使用混合OLS、固定效應、隨機效應和動態Arellano-Bond方法，實證檢驗了資本配置效率與固定資產投資的交互作用對地區GDP的影響，并控制了外商直接投資、人口、政府干預、外貿進出口、教育等經濟社會變量。

表3中，leff_inv代表資本配置效率leff_s與固定資產投資linvest的交互項leff_s*linvest。加入交互項之后，資本配置效率對地區GDP增長率的影響或邊際效應不再僅僅是leff_s的估計系數，固定資產投資對地區GDP增長率的影響也不僅僅是linvest的估計系數。以固定效應估計的結果為例，資本配置效率對地區GDP增長率影響的邊際效應為：-0.213+0.0283*linvest，這意味著固定資產投資超過一定規模之后，資本配置效率的提高才能促進地區GDP增長。并且固定資產投資每增加一個百分點，可以使得資本配置效率對經濟增長影響的邊際效應提高約0.028個百分點。資本配置效率的邊際效應-0.0334+0.0283*leff_s，意味著當資本配置效率達到一定水平之后，投資的增加才能促進經濟增長。并且資本配置效率每增加一個百分點，可以使得固定資產投資對經濟增長影響的邊際效應提高約0.028個百分點。

表3 資本配置效率對經濟增長率影響的實證檢驗

結論和假設1預期相一致，說明只有當投資達到一定規模之后，資本配置效率的提高，才可以促進地區經濟增長。反之，只有當資本配置效率達到一定水平之后，投資才是有效的，投資的增加才能促進經濟增長。并且，固定資產投資規模越大，資本配置效率對經濟增長影響的邊際效應越大；資本配置效率越高，固定資產投資對經濟增長影響的邊際效應越大。

表4中，變量leff_inv2代表資本配置效率leff_s與固定資產投資占比linvest2的交互作用。此外，其他控制變量包括政府參與度lfiscal2、外貿開放度ltrade2、對外開放程度lfdi2、教育水平ledu2等經濟變量，進一步驗證了表3中的結果以及假設1的預期。

表4 資本配置效率與投資的交互作用對經濟增長率影響的實證檢驗

表4中，同樣以固定效應估計結果為例，投資的邊際效應為-0.415+0.434*leff_s，意味著只有當資本配置效率超過一定水平之后，投資的增加才能促進地區GDP增長；并且資本配置效率每一個百分點，可以使得投資對經濟增長的邊際效應提高約0.434個百分點。資本配置效率的邊際效應為-0.168+0.434*linvest，意味著只有當固定資產投資達到一定規模之后，資本配置效率的提高才能促進地區GDP增長。并且投資占比每提高一個百分點，可以使得資本配置效率對經濟增長影響的邊際效應提高約0.434個百分點。

二、資本配置效率對經濟增長影響的地區差異

本節從我國東部、中部、西部分地區角度，使用面板計量的固定效應和隨機效應模型，實證檢驗資本配置效率等因素對地區經濟增長的影響，比較分析資本配置效率、投資、政府干預、FDI等經濟變量對地區GDP影響的空間差異特征。

表5中，無論是固定效應估計結果，還是隨機效應估計結果。在不考慮資本配置效率與固定資產投資的交互作用的情況下，東部地區的資本配置效率對地區GDP的促進作用最大，中西部地區次之；但是，西部地區固定資產投資對地區GDP的促進作用最大，中部地區次之，東部地區最低。這主要是因為中西部地區的經濟總量基數較低，投資對GDP的拉動效應更為顯著。

表6中，加入了資本配置效率與固定資產投資的交互項leff_inv。實證結果和假設2預期一致，從分地區的角度來看，資本配置效率與投資的交互作用對地區GDP的影響，中部地區最高，東部地區次之，西部地區最低。以固定效應估計結果為例，資本配置效率與投資的交互作用對地區GDP影響的邊際效應中部地區、東部地區和西部地區分別為0.157、0.00833和-0.0788，資本配置效率與投資的交互作用對地區GDP影響呈現出明顯的地區分化特征。

表5 分地區資本配置效率對經濟增長影響的實證檢驗

表6 分地區資本配置效率與投資的交互作用對經濟增長影響的實證檢驗

穩健性檢驗：基于空間面板計量的實證檢驗

一、空間面板實證檢驗

本節分別使用空間自回歸模型(Spatial Lag Model 或者Auto Regression Model, SAR)、空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)和空間Durbin模型(Spatial Durbin Model，SDM)進行穩健性檢驗，同時測度資本配置效率、投資、人口、政府干預、外貿進出口、FDI、教育等經濟變量的空間溢出效率。本節構建基準空間面板計量模型如下：

公式(4)中所有變量均省略下標it，τn是一個常數向量，表明我國資本配置效率的均值不為0。W是空間權重矩陣，X是解釋變量矩陣，包括我們設計的除因變量以外的所有經濟指標。

本文構建空間權重矩陣W時，如果兩個地區相鄰接，則相應的矩陣元素取值為1；如果兩個地區不相鄰接，則對應的矩陣元素取值為0，即：

考慮到海南的特殊區域為止，海南雖然沒有與“兩廣”(廣西、廣東)連接，但三者之間的經貿往來最為頻繁，并且海南的發展也更容易受到“兩廣”經濟發展的影響，因而本文始終假定海南與“兩廣”鄰接。

表7使用極大似然估計(MLE)方法，給出了資本配置效率對地區GDP影響的空間面板估計結果，樣本為來自31個省(直轄市、自治區)2002015年的面板數據。

表7中，Moran MI空間自相關檢驗的P值為0.032，說明解釋變量與被解釋變量之間存在很強的空間關聯系。

表7中，在使用空間自回歸模型、空間誤差模型和空間Durbin模型進行實證檢驗之后，資本配置效率和固定資產投資對地區生產總值影響的總效應仍然顯著為正，并進一步驗證了前文分析的穩健性。說明地區資本配置效率的提高和固定資產投資的增加可以促進地區GDP增加。其余控制變量如人口、財政支出、外貿進出口和外商直接投資等，也都和前文分析一致。

表7 資本配置效率對經濟增長率影響的空間面板計量分析

二、空間溢出效應分解

表7中的邊際效應，只是反映了解釋變量對被解釋變量影響的總體效應。要區分開解釋變量對被解釋變量影響的直接效應和空間溢出效應，可以使用空間Durbin模型進行邊際效應分解，具體結果如表8所示。

表8中，使用空間Durbin模型之后計算的邊際效應、直接效應和空間溢出效應，最大的特征就是空間溢出效應與直接效應符號相同。表明在經濟發展的過程中，相鄰地區之間的經濟行為以擴散效應為主。

表8中，資本配置效率對地區GDP影響的總效應為0.0852。其中，資本配置效率對地區GDP影響的直接效應為0.0743，由于本文使用的變量均為對數形式，邊際效應即是線性投入產出彈性。這意味著資本配置效率每提高一個百分點，可以使得地區GDP提高約0.0743個百分點。資本配置效率的空間溢出效應為0.0109，說明周邊地區資本配置效率的提升，會對本地區的經濟增長產生擴散效應。周邊地區的資本配置效率提升1個百分點，可以拉動本地區的經濟增長提升約0.0109個百分點。

表8中，固定資產投資對地區GDP影響的總效應為0.4169。其中，固定資產投資對地區GDP影響的直接效應為0.3634，說明固定資產投資每增加1個百分點，可以使得地區GDP增長約0.3634個百分點。固定資產投資對地區GDP影響的空間溢出效應為0.0535，說明周邊地區的固定資產投資的增加，會對本地區的經濟增長產生擴散效應。周邊地區的固定資產投資增加1個百分點，可以拉動本地區的經濟增長約0.0535個百分點。

其余控制變量的回歸系數，雖然和前文分析略有不同，但是結論卻是一致。總體而言空間溢出效應表現為正，主要以擴散效應為主。結論和假設3預期一致，投資的空間溢出效應顯著為正，資本配置效率的空間溢出效應也為正，但小于投資空間溢出效應。

結論與政策建議

本文基于我國31個省(直轄市、自治區)1996～2015年的省際面板數據，使用混合OLS、固定效應、隨機效應、動態Arellano-Bond的方法，實證檢驗了資本配置效率及其與投資的交互作用對地區經濟增長的影響，并且使用空間自回歸模型(Spatial Lag Model 或者Auto Regression Model,SAR)、空間誤差模型(Spatial Error Model，SEM)和空間Durbin模型(Spatial Durbin Model，SDM)進行穩健性檢驗，實證研究發現：第一，資本配置效率對經濟增長的影響存在門檻效應。只有當投資達到一定規模之后，資本配置效率的提高，才可以促進地區經濟增長。反之，只有當資本配置效率達到一定水平之后，投資才是有效的，投資的增加才能促進經濟增長；第二，資本配置效率與投資的交互作用對地區經濟增長的影響存在顯著的空間差異。資本配置效率與投資的交互作用對GDP的影響，中部地區最高，東部地區次之，西部地區最低，甚至可能為負；第三，投資的空間溢出效應顯著為正，資本配置效率的空間溢出效應也為正，但資本配置效率的空間溢出效應小于投資的空間溢出效應。因為資本配置效率的提高會對周邊地區產生兩方面的影響，一方面資本配置效率的提高促進本地區的經濟增長，對周邊地區產生了擴散效應或正效應；另一方面，本地區資本配置效率的相對提高，可能會導致周邊地區的資本流入本地區，從而對周邊地區的經濟增長產生負效應。根據本文的研究結論，提出以下幾點政策建議供相關部門參考：

表8 空間Durbin模型的邊際效應分解

第一，實施有差異的區域金融政策。東部地區的民間資本較為活躍，金融市場化水平較高。而中西部地區的民間資本活躍度低，資本市場發展不成熟。首先，在推進股票主板、中小板、創業板和新三板市場發展過程中，既要為高科技成長型企業提供股份流動和融資的機會，有效的發揮以資本市場為主的直接融資對經濟增長的促進作用。也要增加中西部地區企業上市融資的優先級，支持中西部地區的企業上市融資，幫助提升中西部地區的金融市場化水平，提升中西部地區直接融資比重，助推中西部地區的經濟增長；其次，在金融政策方面，探索實施區域差別化的存款準備金率、再貼現、信貸與再貸款等政策，對中西部地區予以傾斜支持。適當放松中西部地區的金融機構市場準入限制，完善區域金融市場退出機制，引導全國性商業銀行更好地服務于區域協調發展。

第二，創新金融支持產業轉移機制。對中西部地區設立的產業引導基金或國資創投公司，國家適當給予財政、土地或稅收政策支持，加大對中西部地區承接產業轉移，特別是前期基建投資建設的支持，促進東部發達地區產業向中西部地區轉移和集聚發展，最終實現東、中、西地區產業結構轉型升級和區域協調發展。

第三，促進區域金融合作交流。構建全國統一的企業資信評級標準、相互認定體系、企業信用信息平臺、企業和個人納稅信息系統、金卡信息工程和金融機構數據平臺等多層次信息系統，促進資金跨區域自由流動與優化配置，積極推動區域產權交易市場和要素市場發展，為不同區域的企業重組、并購、產權置換提供交易平臺。通過金融機構或公司實施相互參股、跨區域經營和戰略重組并購等，促進金融機構或公司的深入合作交流。促進金融資本跨區域配置，全面提升資本配置對經濟增長影響的直接效應和空間溢出效應。

注釋