紀(jì)玉俊 周素娟

（中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島 266100）

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外眾多學(xué)者針對產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系作了大量理論與實證研究（Martin 和Ottavinno，1999；Fujita 和Thisse，2003；Crozet 和Koenig，2007；張艷等，2007；潘文卿等，2012），分析得出產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間具有顯著的相關(guān)性。金融產(chǎn)業(yè)集聚作為產(chǎn)業(yè)集聚的一個分支，是金融深化發(fā)展的重要表現(xiàn)形式，具有與實體經(jīng)濟(jì)相互依存、相互制約而又區(qū)別于實體經(jīng)濟(jì)的特殊性，其與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系受到越來越多學(xué)者的關(guān)注。

就研究脈絡(luò)而言，早期文獻(xiàn)主要是針對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行論證。Goldsmith（1969）對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)性首先進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長幾乎是同步進(jìn)行的。Shaw（1973）和Mckinnon（1973）分別提出了金融深化論和金融壓制論，闡述了金融與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并未得出金融絕對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的論斷。King 和Levine（1993）通過使用大樣本數(shù)據(jù)研究得出金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的正相關(guān)關(guān)系，同時論證了金融發(fā)展作用于經(jīng)濟(jì)增長的途徑。Levine（1997）、史永東等（2003）、白欽先（2008）、趙本福（2013）均得出金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用的論證。

金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究在近些年開始出現(xiàn)。劉軍、黃解宇等（2007）認(rèn)為金融集聚通過金融集聚效應(yīng)、金融擴(kuò)散效應(yīng)以及金融功能促進(jìn)實體經(jīng)濟(jì)增長。林江鵬、黃永明（2008）從集聚效應(yīng)、外部規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、信息外溢效應(yīng)、知識學(xué)習(xí)效應(yīng)以及網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)等方面，分析了金融產(chǎn)業(yè)集聚促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般機(jī)理。張曉燕（2012）利用面板數(shù)據(jù)模型從金融資源集聚的角度實證分析了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的推動作用。孫維峰、黃解宇（2012）利用單位根檢驗和協(xié)整檢驗對金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差距之間長期因果關(guān)系的經(jīng)驗分析表明，金融集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差距之間具有前者推動后者的單向長期因果關(guān)系。此外，劉紅（2008）、丁藝（2010）、曾獻(xiàn)東等（2011）、潘輝、冉光和等（2013）均驗證了金融業(yè)集聚具有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)。

就產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系而言，往往呈現(xiàn)的并不是線性關(guān)系而是非線性關(guān)系，對此相關(guān)學(xué)者已經(jīng)進(jìn)行了較為深入的分析（陳得文等，2010；徐盈之等，2011）。但目前的研究對于金融產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)系還鮮有涉及，而金融產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的發(fā)揮與集聚水平有著密切關(guān)系，也就是更多地體現(xiàn)為一種非線性。基于此，本文通過Hansen（1999）提出的門檻回歸模型，采用省級面板數(shù)據(jù)對我國金融產(chǎn)業(yè)空間集聚與經(jīng)濟(jì)增長之間的非線性關(guān)系進(jìn)行實證分析，并據(jù)此提出我國金融產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的相關(guān)對策建議。

二、研究設(shè)計

（一）門檻模型分析方法

Hansen（1999）提出的門檻回歸模型的基本形式可以表示為：

被觀測的樣本根據(jù)門檻變量qit是否小于或者大于門檻值γ 被劃分為兩個區(qū)制，每個區(qū)制有不同的回歸系數(shù)（β1，β2），并且每個區(qū)制內(nèi)的解釋變量xit并不是不變的。通過去除掉個體效應(yīng)μi等一系列轉(zhuǎn)化，可以將（2）式進(jìn)一步簡化為：

殘差回歸向量函數(shù)為：

所以誤差平方和函數(shù)為：

通過最小化（5）式，可以逆推出所要求得的門檻估計值，即：

在估計出門檻值γ 后，需要對門檻效應(yīng)的顯著性進(jìn)行檢驗，原假設(shè)為：

似然比檢驗統(tǒng)計量為：

其中，回歸系數(shù)β1通過OLS 估計得到，S0為原假設(shè)條件下的殘差平方和。由于F1的漸進(jìn)分布是非標(biāo)準(zhǔn)的，Hansen（1996）提出可以使用“自舉法（bootstrap）”來獲得有效的漸進(jìn)分布，重復(fù)自舉法并對比所得到的相應(yīng)值，從而檢驗其顯著性。

其似然比檢驗統(tǒng)計量為：

以上門檻模型分析方法主要針對單一門檻而言，多門檻模型相關(guān)檢驗方法與之類似，此處不再詳述。

（二）模型設(shè)定與指標(biāo)選擇

本文面板數(shù)據(jù)的時間跨度從市場化進(jìn)程開始加快的1992 年開始，到2011 年結(jié)束，總共20 年。所使用的原始數(shù)據(jù)全部來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》以及各省份歷年統(tǒng)計年鑒和統(tǒng)計公報。本文用各省份歷年人均生產(chǎn)總值表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平，金融產(chǎn)業(yè)集聚的衡量指標(biāo)采用各省份歷年金融業(yè)區(qū)位商，為了能夠相對精確地測度金融產(chǎn)業(yè)集聚對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響，選取地區(qū)科技創(chuàng)新水平、政府干預(yù)、固定資產(chǎn)投資以及地區(qū)人均消費(fèi)作為控制變量。

基于以上的分析，可以將門檻模型設(shè)定為：

1.被解釋變量（RGit）：人均地區(qū)生產(chǎn)總值。相比地區(qū)生產(chǎn)總值來說，人均地區(qū)生產(chǎn)總值可以更好地刻畫和反映出各省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及差距。

3.控制變量：（1）科技創(chuàng)新水平（Zit），用i 地區(qū)第t 年批準(zhǔn)的萬人專利擁有量表示。科技創(chuàng)新是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的源泉和轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長方式的關(guān)鍵（張積林，2013）；“萬人發(fā)明專利擁有量”是衡量一個地區(qū)科研產(chǎn)出質(zhì)量和市場應(yīng)用水平的國際通用綜合指標(biāo)，體現(xiàn)了地區(qū)自主創(chuàng)新能力（楊臣等，2013）。本文采用的年度批準(zhǔn)的萬人專利擁有量，可以很好地體現(xiàn)出該地區(qū)自主創(chuàng)新能力以及科技創(chuàng)新水平，并且消除了各地區(qū)人口多寡的差異。（2）政府干預(yù)（Git），采用嚴(yán)冀等（2005）學(xué)者普遍使用的政府財政支出占當(dāng)年地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。選取政府干預(yù)作為控制變量的原因是，陸銘等（2004）許多學(xué)者研究表明：地方政府對于經(jīng)濟(jì)的參與影響地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。（3）固定資產(chǎn)投資（GTit），用地區(qū)人均固定資產(chǎn)投資來表示；浦小松、陳偉（2009）以及宋麗智（2011）等學(xué)者均研究證明了固定資產(chǎn)投資是經(jīng)濟(jì)增長的原因，本文采用人均固定資產(chǎn)投資作為影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的控制變量，與被解釋變量的指標(biāo)選取原則相一致。（4）消費(fèi)（XFit），用地區(qū)人均消費(fèi)水平來表示。消費(fèi)是經(jīng)濟(jì)增長的重要驅(qū)動力，地區(qū)人均消費(fèi)水平的提高可以很好地促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長。

θ1、θ2、θ3、θ4分別表示各控制變量對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響程度。

（三）門檻值識別

根據(jù)前面門檻模型的分析方法，首先對金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的門檻值進(jìn)行識別。檢驗結(jié)果如表1 和表2 所示。

表1 門檻模型假設(shè)檢驗結(jié)果

表2 三門檻值估計結(jié)果

由表1 可以看出，金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)的門檻值在99%的顯著性水平上接受存在三門檻值的假設(shè)。表2 顯示出門檻模型的三個門檻值分別為0.356、1.218 和1.368。

結(jié)合以上分析，可以把金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)模型寫成如下形式：

三、三門檻值下的我國金融產(chǎn)業(yè)集聚水平

根據(jù)門檻值的大小，可以把不同金融產(chǎn)業(yè)集聚水平的各省份分為四個區(qū)制：低集聚水平（Qit≤0.365）、中等集聚水平（0.3651.368）。其中每個區(qū)制內(nèi)所包含的省份如表3 所示。

表3 1992 年～2011 年每個區(qū)間內(nèi)所包含的省份

由表3 以及圖1 可以看到，低集聚度區(qū)間所包含的地區(qū)全部都是中西部省份，并且，隨著時間的推移，相應(yīng)省份數(shù)量并沒有減少的趨勢。中集聚度區(qū)間包含的省份最多，且跨東、中、西三個地區(qū)的大多數(shù)省份，占全部省份的56.7%～66.7%，1992 年～2011 年當(dāng)中，該區(qū)間內(nèi)的省份并沒有出現(xiàn)較大變化，相比其他區(qū)間具有很強(qiáng)的穩(wěn)定性。四個區(qū)間內(nèi)，在較高集聚度區(qū)間的省份是最少的，天津市在最近幾年一直單獨處在這一區(qū)間，說明較高集聚度區(qū)間內(nèi)省份有趨向平穩(wěn)的態(tài)勢。北京、上海在1992 年～2011 年一直位于高集聚度區(qū)間。一個重要的現(xiàn)象是，在2004 年（包括2004 年）之前，中西部地區(qū)省份在高集聚度區(qū)間一直占有相當(dāng)大的比重，甚至在有些年份所占比重超過東部地區(qū)，2004 年之后，中西部地區(qū)省份完全退出高集聚度區(qū)間，而浙江省開始進(jìn)入高集聚度區(qū)間。

在1992 年～2011 年間，中西部地區(qū)大部分省份處于中、低集聚度區(qū)間，并且，隨著時間的推移，中西部地區(qū)全部省份逐漸轉(zhuǎn)移到中、低集聚區(qū)間，說明中西部地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平有逐年下降并保持穩(wěn)定的趨勢?？傮w而言，2008 年之前，較高集聚度和高集聚度區(qū)間呈現(xiàn)東、中、西相關(guān)省份并存的局面，而2008 年之后，較高集聚度和高集聚度區(qū)間所包含省份全部位于東部地區(qū)。全國各地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)明顯，間接說明我國金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展差距在各區(qū)域之間有加大的趨勢。

由三門檻值下的我國金融產(chǎn)業(yè)集聚水平可以看出，不同省份間金融產(chǎn)業(yè)集聚存在著差異。從理論上來說，金融產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長存在著匹配關(guān)系，也就是在適度范圍內(nèi)的金融產(chǎn)業(yè)集聚可以更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，否則就會存在不足或過度。鑒于此，下文就以門檻回歸模型為基礎(chǔ)具體分析其區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。

圖1 1992 年～2011 年各省份在金融產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)間的分布

四、門檻回歸模型的實證檢驗結(jié)果

通過對金融產(chǎn)業(yè)集聚影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗，我們得到表4 的結(jié)果。

表4 金融產(chǎn)業(yè)集聚影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的門檻模型估計結(jié)果

（一）金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響的門檻效應(yīng)

由表4 可以看出，科技創(chuàng)新水平、固定資產(chǎn)投資以及消費(fèi)能力都對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生促進(jìn)作用，并且都通過了顯著性檢驗，這與本文的假設(shè)理論相一致；嚴(yán)冀、陸銘、陳釗（2005）認(rèn)為，地方政府對經(jīng)濟(jì)的參與可能從降低經(jīng)濟(jì)資源的配置效率、尋租和腐敗活動以及對民間投資的擠出效應(yīng)三方面來阻礙地方經(jīng)濟(jì)的增長，本文的實證結(jié)果與上述結(jié)論相一致。通過β1～β4的P 值可以看出，四個區(qū)間系數(shù)都在99%的顯著性水平上通過檢驗，并且區(qū)間系數(shù)都為正，這表明，金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。對比β1～β4發(fā)現(xiàn)，金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用大小，隨著集聚程度的提高，呈現(xiàn)出先下降后上升再下降的“水平S 型”態(tài)勢。

在低集聚度區(qū)間，也就是當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)集聚度小于0.356 門檻值時，其作用系數(shù)是最大的（0.704,0），說明金融資源對該區(qū)間內(nèi)省份的經(jīng)濟(jì)增長，相對于其他區(qū)間內(nèi)省份而言，具有非常高的促進(jìn)效用，并且此時的金融產(chǎn)業(yè)集聚度較低，可以推斷出金融資源在該區(qū)間內(nèi)相關(guān)省份分布較少。結(jié)合表3 以及圖1 的金融產(chǎn)業(yè)集聚態(tài)勢來看，該區(qū)間內(nèi)的省份主要位于中西部地區(qū)，在這一地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)集聚對于相關(guān)省份的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。由于處在該區(qū)間內(nèi)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低，經(jīng)濟(jì)增長所依賴的相關(guān)產(chǎn)業(yè)或資源有限，即使較少的金融資源也會得到更加有效的利用，實現(xiàn)金融資源的高效率配置，從而可以顯著的促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。所以，對于金融產(chǎn)業(yè)低集聚度區(qū)間內(nèi)的省份，應(yīng)該加大對其金融產(chǎn)業(yè)的支持力度，引導(dǎo)金融產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)省份的金融資源向中西部地區(qū)的流動，有助于促進(jìn)中西部地區(qū)相關(guān)省份經(jīng)濟(jì)增長，以縮小區(qū)域差距。

在中集聚度區(qū)間（即0.365

當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)集聚度大于1.218 并且不超過1.368 時，其對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用相較上一個區(qū)間有上升的趨勢。結(jié)合表3 以及金融產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展趨勢圖1 可以看出，該區(qū)間內(nèi)的省份全部屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)，可能的原因是，這一區(qū)間的金融產(chǎn)業(yè)集聚處在一個較穩(wěn)定的集聚度內(nèi)，并且處于該區(qū)間的相關(guān)省份的金融產(chǎn)業(yè)相比全國大多數(shù)地區(qū)而言專業(yè)化程度較高，金融產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用開始顯現(xiàn)出來。伴隨著金融產(chǎn)業(yè)服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實力增強(qiáng)，處于該區(qū)間內(nèi)的金融產(chǎn)業(yè)集聚實現(xiàn)了與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的匹配，從而可以滿足該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需求。

當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)集聚度超過1.368 這一門檻值時，其對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)達(dá)到最小。一方面，當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)集聚過度時，金融產(chǎn)業(yè)集聚在帶來經(jīng)濟(jì)增長的同時，其所擁有的負(fù)作用也開始出現(xiàn)，正如潘英麗（2003）研究認(rèn)為，金融機(jī)構(gòu)的空間集聚可能帶來負(fù)的集聚效應(yīng)，如信息成本的增加、時區(qū)的差別、昂貴的辦公樓租金和市場供給能力過剩導(dǎo)致金融業(yè)的過度競爭和平均利潤率的下降。通過表3 可以看出，北京和上海兩地區(qū)的金融產(chǎn)業(yè)集聚程度一直處于我國最高層次，但是根據(jù)金融產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展趨勢來看，北京和上海的金融產(chǎn)業(yè)集聚擴(kuò)散效應(yīng)還沒有充分發(fā)揮出來，其周圍大多數(shù)省份的金融產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象依然處于比較低的程度，間接說明該區(qū)間內(nèi)相關(guān)省份金融產(chǎn)業(yè)過度集聚現(xiàn)象嚴(yán)重。另一方面，這一區(qū)間內(nèi)的省份都是我國經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的地區(qū)，相關(guān)省份經(jīng)濟(jì)的增長不會像經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)對金融產(chǎn)業(yè)形成較強(qiáng)的依賴，在這種情況下，高的金融產(chǎn)業(yè)集聚水平并不意味著會使得金融資源得到最大化利用，因此，金融產(chǎn)業(yè)集聚在該相關(guān)省份對經(jīng)濟(jì)增長的作用比較小。綜合以上兩方面的原因，現(xiàn)階段，我國金融產(chǎn)業(yè)的高集聚度水平與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度具有較高的正相關(guān)性，但是金融產(chǎn)業(yè)高的集聚水平并不會帶來高的經(jīng)濟(jì)增長水平。

本文實證結(jié)果表明，較低的金融產(chǎn)業(yè)集聚水平對于欠發(fā)達(dá)地區(qū)具有最高的經(jīng)濟(jì)促進(jìn)作用，即金融產(chǎn)業(yè)集聚在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期能顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)集聚水平達(dá)到某一門檻值后，金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)將會變小，隨著金融產(chǎn)業(yè)集聚度的進(jìn)一步提高，金融產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)會產(chǎn)生一定程度的上升趨勢；從長期來看，當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)集聚度達(dá)到某一門檻高度值時，該區(qū)間內(nèi)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度也是最高的，此時，金融產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用達(dá)到最小。因此，金融產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平間存在一定程度上的匹配性。

（二）我國金融產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)的匹配

通過以上分析，我們可以進(jìn)一步得出，我國金融資源在區(qū)域之間的配置并不是有效的。金融產(chǎn)業(yè)是依附于實體產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生并獨立發(fā)展起來的，無論其發(fā)展形式發(fā)生多大變化，最終目的依然是服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。由于金融資源具有逐利性和靈活的流動性，其在市場經(jīng)濟(jì)條件下主要流向收益較強(qiáng)的地區(qū)或領(lǐng)域。我國國土面積遼闊，區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異較大，雖然政府積極出臺相應(yīng)財政金融政策支持東中西部地區(qū)協(xié)調(diào)發(fā)展，但是由于金融資源的流動性，中西部地區(qū)金融資源往往還會流向東部地區(qū)，中西部地區(qū)金融資源的缺乏使得金融資源對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展更加重要。

金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)回歸結(jié)果顯示，金融產(chǎn)業(yè)在中西部個別省份的集聚最低，但是對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度最大；金融產(chǎn)業(yè)在東部地區(qū)相應(yīng)省份的集聚度最大，但是對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用最小。根據(jù)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)和金融產(chǎn)業(yè)集聚的實際情況來看，這一檢驗結(jié)果并不能說明金融產(chǎn)業(yè)集聚度越低越有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、金融產(chǎn)業(yè)集聚度越高越不利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。一方面，中西部個別省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度本來就較其他地區(qū)落后，在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的眾多因素中，金融業(yè)會占據(jù)絕對優(yōu)勢，所以，金融業(yè)在該區(qū)域可以顯著地發(fā)揮促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)；另一方面，東部相關(guān)省份的金融產(chǎn)業(yè)集聚度高，但是其對經(jīng)濟(jì)增長的作用較小，說明東部發(fā)達(dá)省份的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長并不會絕對依賴于金融業(yè)的發(fā)展，金融產(chǎn)業(yè)集聚在區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長過程中只是占據(jù)很小的比重，這間接表明，東部發(fā)達(dá)地區(qū)相關(guān)省份的金融資源利用率相較中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)較低。在以后的發(fā)展中，東部發(fā)達(dá)地區(qū)應(yīng)該充分利用現(xiàn)有的金融資源，充分發(fā)揮金融業(yè)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用，防止金融資源的浪費(fèi)。同時，我國在促進(jìn)落后地區(qū)尤其是中西部地區(qū)個別省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展時，應(yīng)該充分發(fā)揮金融業(yè)的作用，加大對相關(guān)地區(qū)的金融產(chǎn)業(yè)擴(kuò)散及再集聚。

五、結(jié)論

本文以我國31 個省份的1992 年～2011 年面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分析了金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的門檻效應(yīng)。研究結(jié)果表明金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的正向影響；金融產(chǎn)業(yè)集聚與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長之間并不是簡單的線性關(guān)系，而是存在著“水平S 型”的關(guān)系，也就是隨著金融產(chǎn)業(yè)集聚度的提高，金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響呈現(xiàn)出先下降再上升然后下降的趨勢。金融產(chǎn)業(yè)集聚度越低的地區(qū)，金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)越大，且處于該區(qū)間的省份全部位于中西部地區(qū)；當(dāng)金融產(chǎn)業(yè)集聚度超過最高門檻值時，金融產(chǎn)業(yè)集聚對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)達(dá)到最低，這一區(qū)間的省份是我國經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的北京、上海和浙江。

金融產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長門檻效應(yīng)說明我國金融資源的區(qū)域配置存在著調(diào)整空間。金融資源在中西部地區(qū)省份可以更好地發(fā)揮促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)，說明金融資源在該地區(qū)相關(guān)省份的經(jīng)濟(jì)增長中占據(jù)著重要地位；當(dāng)金融資源集聚到一定程度后，其對經(jīng)濟(jì)增長的作用效果是最小，重點體現(xiàn)在北京、上海、浙江等金融業(yè)和經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的地區(qū)。因此，應(yīng)該加強(qiáng)金融資源在區(qū)域之間的合理配置，加快金融資源由發(fā)達(dá)地區(qū)向欠發(fā)達(dá)地區(qū)的擴(kuò)散，從而提高各區(qū)域金融資源的利用效率以促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

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