金融創新的金融集聚互動因素及其空間外部效應研究

（銅仁學院經濟管理學院，銅仁 554300）

改革開放后，我國生產力實現了大規模解放，市場經濟以全新速度迅猛發展，經濟成就有目共睹。在此背景下，經濟學日益發展為學者研究中的 “顯學”內容，制度變遷、改革路徑、發展動因與影響因素等共同成為學界熱詞［1］。在現代經濟發展中，金融業發揮著核心產業的作用，對金融資源進行科學配置，構建產融結合的金融體系，能夠較大程度推動區域金融及實體經濟發展［2］。當前，全球經濟一體化趨勢愈發明顯，與信息技術相結合，資本要素不斷流動于國際金融市場中，尋找獲利與發展的區域據點，區域間差異亦越來越突出。金融在經濟發展中地位的不斷強化致使大量金融機構與金融人才流向并聚集在發達地區，金融集聚效應得以產生，它增強了區域的綜合服務功能，強力推動著當地經濟的增長與發展［3］。毋庸置疑，金融集聚必將發展為打造我國經濟升級版的主引擎之一。

我國十七大制定了 “提高自主創新能力，建設創新型國家”的宏觀發展戰略與目標， “十三五”規劃亦強調要將創新作為基點塑造引領型發展，將先發優勢充分地發揮出來［4］。由此，創新勢必會成為打造我國經濟升級版的新引擎。以空間為視角，通過在某一地理空間上進行集中，各金融機構能夠更好地獲得規模經濟，這在業務合作、信息共享等多個方面均有體現，有利于市場流動性的提高、市場融資成本與投資風險的減弱、周轉資金余額的節約、金融機構的合作以及輔助性產業的共享。規模經濟一經產生便可逐漸加強，吸引金融機構與相關輔助機構至某一特定地理空間中，個人、企業等金融參與者也會向此聚集區移動。在這一集中過程中，企業競爭會越來越激烈，為了贏得先機，企業會積極尋求創新路徑，加快創新成果的應用速度。由此可知，金融機構的競爭與合作、資源的爭奪與共享等是金融創新產生、金融格局重塑的重要原因。然而，金融格局會將金融資源在區域間的不同體現出來，它的存在會增加區域間金融資源競爭的激烈程度，如果某區域出現金融資源匱乏的狀況，其金融創新活動的價值發揮必然會受到很大的限制。對此，關注與研究區域金融創新驅動的互動因素、互動機制以及創新活動引發的空間擠出效應，提高金融創新效率，充分發揮其在金融業發展及實體經濟增長與升級中的引擎作用是一項重要的研究課題。

1 理論延伸——金融集聚與金融空間擠出效應

分稅制改革加劇了地方政府以GDP為目標的競爭，為了獲取稀缺的金融資源，剔除政治尋租可能，地方政府會增加投資，推動當地經濟實現更好更快的發展，這有利于金融組織的創新，打破金融業務原有界限，在各地出現 “金融競賽”情形。在區域間， “金融競賽”及其衍生的金融創新行為有可能會對原有制度予以突破。在經濟生活中，競爭關系所體現的是一個地區金融創新水平的提升會相應減少另一或其他部分地區比重。短期內，區域金融競爭可增加金融機構數量和多樣化金融創新產出，而在長期，區域金融創新會對自身與其他地區的進一步競爭產生刺激與輻射，即具有空間擠出效應［5］。究其本質，金融創新的最終目的為最優配置金融資源，使其作為生產要素在各區域間以市場利潤最大化為目標進行合理配置，實現區域經濟的協調發展。

實際上，在金融資源競爭中，資源利用率越高的區域對金融機構的吸引力越大，微觀層面金融行為主體向強優勢與高輻射能力區域聚集的現象較為顯著。在金融主體看來，業務創新、思想創新與管理創新都需有人力資本的投入，它為創新的實現奠定了必要的基礎。在金融業自我集聚過程中，優秀的人力資源可得到整合，加速知識資本向研發階段進軍，最終實現對金融創新瓶頸的快速與高效解決，表明金融主體的地理聚集對區域金融發展及其創新具有正向推動作用，此外，創新環節的知識外溢有利于專業化收益創造模式的形成，可為潛在成長者提供參考。需要強調的是，高利潤金融創新勢必會得到競爭者的借鑒與模仿，該行為會降低創新產品的競爭優勢，縮小其利潤空間，為金融集聚帶來更為激烈的負面競爭影響。由此可知，金融集聚對金融創新而言是一把雙刃劍，正面與負面效應的存在決定兩者之間的關系是非線性的［6］。

金融競爭是區域金融創新動機層面的拓展，是對金融地理集聚作用（引發競爭、合作或創新）的進一步探討，研究此問題可以為更加全面地分析區域金融創新與金融集聚互動提供理論與經驗幫助。在宏觀競爭結果與經濟發展地域差異的共同作用下，各地經濟份額與經濟增長水平發生變化，微觀金融主體會選擇向具有優勢與輻射能力的地區集聚，以地域流動的方式形成金融集聚，改變金融空間分布格局。而 “空間外部效應”是一個地區社會經濟總量的改變對空間上其他地區的影響，該效應的存在表明地區經濟份額改變會同時受到自身及其他地區經濟變量的影響。

2 金融創新與金融集聚的互動機制以及兩者對經濟增長的推動

作為產業的重要分支之一，金融業集聚的經濟推動效應體現于集聚與經濟增長的關系中［7］。20世紀90年代以來，學者針對金融集聚展開的理論分析與實證研究愈發廣泛，由于其特有的優勢，金融集聚日益引起國內外學者的重視，得到經濟學家、經濟地理學家與金融業研究學者的關注［8］，并達成了金融與經濟增長具有相互影響的內生化關系的共識。

金融業在區域中集聚有其特殊的客觀因素，原因在于區域中有多種元素可吸引金融產業進行集聚，如區域分工日益細化，但其發展與商業的關系十分密切。由此，區域發展中金融業發展的中心作用不容忽視，它既需區域投入硬件設施，又要求其提供配套的軟件，以真正實現區域對特殊金融功能的承擔。時代的分工與發展加速了區域發展中分工過程專業化與多樣化趨勢的形成，利用自身要素與優勢，區域更加致力于打造專業化與多元化功能［9］。最終，金融集聚為區域創造出規模經濟與范圍經濟，對金融機構與企業的吸引力亦越來越大，在現代化網絡效應影響下提高信息質量，促進各金融機構與企業間的相互交流，實現真正的集聚效應。

以新產品、新市場或新工藝為形式的創新活動是保證人均產出增長率長期為正的必要條件，本文將金融集聚與金融創新視作兩個內生性影響因素，引入新經濟增長模型中。而當勞動力水平與資本投入固定時，經濟增長恰恰取決于金融集聚與創新驅動下的技術進步，通過在相應區域內集聚金融資源，會加劇區域間、金融機構間的競爭與合作，助推業務、思想與管理等的創新，以此促進區域經濟實現協調與快速增長［10］。具體機制如圖1所示。

圖1 金融集聚、金融創新、金融競爭的互動機制

綜上，通過組建具有高流動性的資本市場，進行金融資源向優勢區域的集聚，金融機構可提供更加專業的服務，有利于交易成本的持續性降低，形成競爭優勢。此外，金融集聚可加大高收益項目與技術研發的投入力度，優化資源配置，亦有競爭優勢的形成。然而，競爭優勢會隨著模仿者數量的增加而不斷減弱，金融機構必須以創新為驅動謀求新的發展路徑，加速經濟協調發展。

3 互動過程中金融創新的空間外部效應實證分析

3.1 模型構建與變量選擇

3.1.1 隱性生產函數

解釋變量為GDP，基本投入要素為資本存量K與勞動力總量L，將金融集聚、創新投入以及金融集聚過程中創新驅動的空間擠出效應作為關注變量（基于空間擠出效應的復雜性，將其單獨提出來進行協調發展的考慮）。

針對含基本投入要素在內的金融集聚與創新投入，可用以下隱性生產函數表示：

式中各字母表示含義為：

Y1——經濟總量；K——資本存量；L——勞動力總量；FLQ——金融集聚程度；FIN——金融創新投入。

以上述函數K、L、FLQ、FIN對Y的作用與邊際遞減規律相符為前提，可作假設如下：

假設1：金融集聚與金融創新的積極互動可推動區域經濟的增長。

實現規模經濟、便利資金融通、推動技術進步等是金融集聚影響實體經濟的主要方式。通過在地理空間上的集聚，不同金融機構可獲取盡可能多的集聚效益，提高自身增加值，培育與強化創新意識及本領，加速經濟增長。此外，金融集聚區內部高效率的信息流通與傳播可大幅節省資金供需雙方的相互搜索與溝通時間，幫助需求方快速募集資金，社會大生產亦會在此推動下加速良性循環的進程。在競爭性市場環境中，其他企業必將對金融創新成果進行借鑒與運用，從整體上推動區域產業水平提升，強化經濟持續增長能力。

根據熊彼特增長理論，內生研發與創新共同構成技術進步與經濟增長的主導性因素。增加金融創新投入，可加速新知識與新產品的出現，實現 “創造性毀滅”，最終推動產業不斷進步，產生巨大策動力，加速經濟增長。故可在一定意義上認為金融創新以資源投入為源泉，借助金融集聚優勢，增加金融資源投入，可促進經濟實現協調與可持續發展。

3.1.2 計量模型

針對金融集聚與金融創新兩者之間的交互，本文采用計量方法分析，首先進行空間面板滯后模型的構建：

式中各字母表示含義為：

yit——金融創新；——空間關聯地區金融創新對本地金融創新造成的影響；xit——金融集聚；contit——控制變量；ai——個體效應；vt——時間效應。

相鄰地區之間空間互動是區域金融協調發展、經濟實現整體增長的前提。空間面板滯后模型用于測度本地與相鄰地區金融創新空間的相關特征與影響。

構建空間面板滯后模型后，需構建空間面板誤差模型（λ為隨機誤差項系數）：

空間權重矩陣是構建計量模型的最后一步工作。出于對地區之間金融關聯強度與其規模正相關，但與地區之間距離負相關這一現實因素的考慮，將基于引力模型的權重矩陣引入，有：

式中各字母表示含義為：

wij1——空間關聯強度；Mi——i地區金融業增加值；Mj——j地區金融業增加值，Dij——地區間距離。方便起見，本文引入基于地理距離的空間權重矩陣，有：

構造W＝（wij）矩陣并行標準化，若i≠j，有， 若i＝j， 則有，基于此，可與金融創新相乘以構建空間滯后變量，最終對金融創新的空間溢出效應進行準確的衡量，可為金融集聚的分析與金融創新穩健性的檢驗提供較大幫助。

根據上述分析，作第2個假設：

假設2：遞增的金融集聚規模可加速金融創新，為金融創新帶來正向推動效應；而金融資源始終會流向具有更高報酬率的地區，創新活動所產生的負向空間溢出效應會在一定程度上對其他地區的經濟增長形成抑制。

3.1.3 變量描述與測度

本文選用2009～2018年中國31個省市（考慮數據的可獲得性，港、澳、臺地區未包括在內）的面板數據進行實證研究。數據主要來源于 《中國統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》、《中國區域經濟統計年鑒》以及相關學者研究與網上數據查詢。為了使各指標之間具有可比性，同時保證數據是可以獲得的，研究過程中與貨幣有關的各項數據接受相應處理（價格指數平減等），以此為基礎確定以下變量：

（1）經濟規模總量。用各省市GDP（國內生產總值）表示。為了降低經濟增長內生影響金融業 “回流通道”現象的發生率，研究中各省市的GDP均以2009年數據為基期，采用GDP平減指數法將金融業增加值剔除，使其轉化為實際GDP。

（2）金融創新。用FIN表示，通過變更現有金融體制、增加新的金融工具創造當前條件無法獲得的利潤，采用Malmquist指數方法，用于測度整體要素的效率。指標選擇如表1所示。

表1 金融創新Malmquist指數指標選擇［11］

（3）金融集聚。用FLQ表示，對地區產業專業化與集中化程度的 “區位商（Location Quotient，LQ）”進行分析。計算公式為：

式中各字母表示含義為：

LQij——i地區j產業的區位商；Fij——對應增加值；Fi——i地區 GDP；Fkj——全國j產業增加值；Fk——全國GDP。通過金融業的增加值計算區位商，用以衡量各地區金融業的集聚程度［12］。

區位商指數之所以能夠對地區金融集聚程度進行衡量，是以下述思路為基礎的：若某一區域產業集聚程度較高，那么與其他地區以及此區域其他產業相比，集聚化發展的產業規模較大，其在全國同一產業中的占比較大，而且規模也要大于此區域其他產業，故集聚化程度高，也會表現出較高的地區專業化水平［13］。

此外，區域經濟協調具有非均質性特征，其發展還會受到除上述3指標之外的多項因素的影響，如開放程度（OPEN）、科技創新（TEACH）、經濟密度（INECD）以及政府宏觀調控（GOV）等。研究工作需基于這些外在因素的控制來展開。

3.2 實證結果

3.2.1 金融集聚、金融創新互動中區域經濟的變化情況

本文劃分31省市，進行東部、中部、西部以及全國的研究。

基于柯布道格拉斯函數與相關前提條件及假設，顯性化前文中的隱性生產函數，有：

式中各自母表示含義為：

K——資本投入量；L——勞動力投入量；β1——資本存量單位變化影響經濟總產出的情況；β2——勞動投入量單位變化影響經濟總產出的情況；A——金融集聚與創新投入單獨影響經濟增長之和。

實踐表明，要素效率的提高源于創新與研發活動。在金融業，金融創新是提高金融資源效率的本源動力，而金融資源的投入則是保障創新活動健康進行的基本投入要素，通常可促進要素效率提高。作為提高要素效率的另一重要因素，金融集聚可節約交易費用，實現規模與范圍經濟。故：

式中各字母表示含義為：

A0——初始水平；ε——隨機擾動項。

對數化處理后，研究所用面板樣本數據的半對數實證模型為：

式中各字母表示含義為：

GDPit——i地區第t年經濟總量；Kit——i地區第t年資本存量；Lit——i地區第t年就業人員；FINit——i地區第t年金融創新投入；FLQit——i地區第t年金融業區位商。

模型最終處理完成后，要對31個省市間個體差異進行充分考慮，結合相關研究設定個體固定效應模型，初步回歸使用方法為普通最小二乘法。由于樣本寬且短，個體間異方差較大，估計效率低，故利用廣義最小二乘（GLS）進行矯正。此外，出于對內生性問題的考慮，處理環節還需用到二階最小二乘法（TSGLE）。

經檢驗，模型可決系數大于0.9，說明整體擬合效果好，F值較高，在1%水平上拒絕原假設，故整體聯合性檢驗通過。

使用GLS估計個體固定效應，矯正樣本異方差，可決系數與值均得到提高。西部：統計顯著性改善明顯，金融創新投入值變大，金融集聚對經濟增長的影響并不顯著，究其原因，在于當地整體金融集聚水平低、進程慢。東部：資本存量回歸系數取值較小，2015年的固定資產投資額占GDP比重大于50%，但上海、北京、廣東等發達地區比值卻降到30%左右，表明東部已轉變區域經濟增長模式，不再以資本驅動為主。

針對潛在的內生性問題，利用TSGLS做估計，K（-1）、L（-1）、FIN（-1）分別為估計變量，得到如表2所示結果。

表2 面板模型TSGLS回歸結果

根據表2，得出以下研究結論：

（1）經濟增長的基本源泉為資本存量與勞動投入，但區域與區域經濟增長依賴資本與勞動要素的程度并不相同；（2）金融創新已成為我國經濟實現增長的又一大動力，在一定程度上對內生經濟增長理論提供支持，有利于落后區域后發優勢的發揮，縮小經濟差距；（3）金融業的集聚力與競爭力為我國經濟增長與發展提供重要驅動，通過控制其他變量，金融集聚、金融競爭同我國東、西、中部區域經濟增長顯著正相關。

綜上，假設1成立。

3.2.2 金融集聚與金融創新互動過程中金融創新的空間外部效應

區域間經濟、社會、文化等歷史背景不同，其金融創新模式亦具有地域空間異質性。在金融資源集聚及擴散空間格局演化的催動下，金融創新呈現出空間效應。表3所示為我國金融創新空間自相關檢驗結果。2009～2018年10年時間內，我國金融創新Morgan值均為正，在5%的水平下顯著，金融創新各區域之間的空間關聯度雖然不大，但大體呈逐漸增加的態勢。

表3 2006～2018年我國金融創新空間關聯度

依據LM-error檢驗、LM-lag檢驗、穩健LM-error檢驗、穩健LM-lag檢驗進行空間滯后與空間誤差模型的選擇。根據表4，LMLAG統計值比LMERR值大，R-LMLAG值比R-LMERR值大，各統計量均通過1%的顯著性水平，適合采用空間滯后模型。

表4 空間相關的LM檢驗與R-LM檢驗

空間面板滯后模型有固定效應與隨機效應兩種，Hausman統計量值為68.04，在1%水平顯著，故選用固定效應模型。經檢驗，基于距離權重矩陣與基于引力權重矩陣的空間效應系數（rho）分別為0.357與0.768，對應p值分別為0.000與0.038，表明金融創新的空間溢出效應為正，某一地區在進行金融創新時，會對臨近地區的金融創新產生帶動作用。金融集聚影響創新系數分別為0.447與0.351，對應p值均為0.000，表明金融創新與金融集聚正相關，某一地區金融集聚程度越高，金融創新能力越強。

金融創新會受到各控制變量的差異性影響，進而影響經濟增長。基于距離權重矩陣與引力權重矩陣的對外開放影響系數分別為0.341與0.501，對應p值分別為0.059與0.016，表明對外開放正向影響各省市自身的金融創新；此外，人力資本、科技創新等正向影響金融創新。政府控制對金融創新的影響系數分別為-0.358與-0.271，對應p值分別為0.049與0.081，這是因為金融創新同政府控制處于一種 “監管-逃避-規范-再逃避”的循環過程中，政府在進行管制時會有多種目的，有時會針對不同的目的采取差異化管制措施，這會在一定程度上加大市場金融創新的難度。

綜上，假設2前半部分成立，后半部分不成立。

4 結 語

本文通過理論與實證分析得出結論：（1）金融創新與金融集聚存在互動作用，兩者在互動過程中會產生空間外部效應，良好互動機制的運行有利于區域經濟實現更好、更快的發展；（2）金融創新會受到金融集聚的正向影響，推動區域金融合作，有利于實現經濟協調增長；（3）地區間的金融資源擁有量不同，資源會在不同地區之間流動，進而產生空間層面的關聯，不同的關聯機制對金融創新產生的影響效果存在差異。

在今后的發展中，各相關方需加強頂層制度設計，完善資本市場，對金融資源空間布局予以優化，強化空間集聚與內外部規模化效應；增加金融創新投入，對金融資源進行整合，加強區域間的合作，提高金融創新效率的綜合性；將金融資源集聚所具有的媒介作用發揮出來，以政府及相關方的監管為保障，積極創新，實現整體經濟可持續增長。