馬世佳

[提要] 本文通過研究北京金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重，并對比全國數(shù)據(jù)計算出北京金融產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵及產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模指標(biāo)，利用北京金融產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模與其經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)，建立VAR、VEC模型，研究變量間的數(shù)量關(guān)系，并提出政策建議。

關(guān)鍵詞：金融；產(chǎn)業(yè)集群度；區(qū)位熵

中圖分類號：F727 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

收錄日期：2016年11月24日

金融產(chǎn)業(yè)作為我國新時期經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力量，一直以來都受到全社會的關(guān)注，而金融產(chǎn)業(yè)集群現(xiàn)象則是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)社會的產(chǎn)物，正在成為區(qū)域競爭力能否提升的重要標(biāo)準(zhǔn)，北京市金融產(chǎn)業(yè)發(fā)展一直處于全國領(lǐng)先水平，研究北京的金融產(chǎn)業(yè)集群與其經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系可以給全國帶來啟示作用，本文正是在這一背景下通過建立計量模型以北京作為考察對象來研究二者之間的關(guān)系。

一、北京金融產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵和集群規(guī)模情況

區(qū)位熵作為地區(qū)專業(yè)化指數(shù)，是通過計算某地區(qū)要素的區(qū)位分布情況來測量該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的某一行業(yè)與全國水平相比是否存在相對優(yōu)勢，進(jìn)而衡量該地區(qū)這一產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化程度的指標(biāo)。在研究北京地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時，運(yùn)用“區(qū)位熵”分析北京金融產(chǎn)業(yè)部門發(fā)展情況是最為恰當(dāng)?shù)模嬎愎綖椋?/p>

北京金融產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵=（北京金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/北京GDP）/（全國金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/全國GDP）

如圖1所示，為2001～2014年北京金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值和全國金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占各自GDP總產(chǎn)值的比重（左軸）以及北京金融產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵（右軸）折線圖?？梢钥吹皆诮?jīng)歷2001～2004年連續(xù)3年的產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重下滑之后，從2005年金融產(chǎn)業(yè)開始整體占比趨勢明顯上升，雖然2009年受金融危機(jī)影響有所反復(fù)，但并不影響整體大勢。整體來看，北京金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重由2001年的13%上升至2014年的16%，明顯高于全國5%～7%的比重，說明與全國平均相比，北京金融產(chǎn)業(yè)區(qū)位優(yōu)勢明顯。而北京金融產(chǎn)業(yè)區(qū)位熵在經(jīng)歷2001～2005年的上漲后，有連續(xù)下降的趨勢，最近幾年幾乎保持2.12水平，表明我國隨著其他地區(qū)金融產(chǎn)業(yè)的蓬勃發(fā)展，拉近了與北京的距離，但北京的集群發(fā)展區(qū)位優(yōu)勢依然明顯，這與“十二五”規(guī)劃中北京作為區(qū)域金融中心的地位相吻合。（圖1）

集群規(guī)模指數(shù)亦是衡量產(chǎn)業(yè)集群程度的指數(shù)，可以在區(qū)位熵的基礎(chǔ)上進(jìn)一步計算得到，能夠更加直觀地觀察到某地區(qū)的集群程度，數(shù)值越大，表明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)集群度越高。具體計算步驟為：

北京集群規(guī)模指數(shù)=（北京金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/北京GDP-全國金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/全國GDP）×北京金融產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值

如表1所示，為北京2001～2014年金融產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模變化情況，規(guī)模指數(shù)從2001年的40.79上升到2014年的281.90，增加了5.9倍，平均每年增長42.14%，這是非?？斓囊?guī)模化發(fā)展增速，在全國范圍內(nèi)也名列前茅。（表1）

二、北京金融產(chǎn)業(yè)集群與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系實證檢驗

（一）時間序列平穩(wěn)性檢驗。協(xié)整檢驗是用于檢驗具有相同變化趨勢的變量間是否存在均衡關(guān)系，如果變量之間是協(xié)整的，那么變量間的線性關(guān)系則是平穩(wěn)的。協(xié)整是對非平穩(wěn)時間序列變量間存在的長期關(guān)系的統(tǒng)計描述，非平穩(wěn)時間序列變量間的線性關(guān)系就是協(xié)整關(guān)系。對變量進(jìn)行對數(shù)變換，LGDP表示北京GDP的對數(shù)，LSTT表示北京金融產(chǎn)業(yè)集群度的對數(shù)，經(jīng)過比較，LGDP與LSTT兩變量具有相同的增長趨勢，可能存在協(xié)整關(guān)系。如果兩個變量是非平穩(wěn)的，那么后續(xù)的回歸即為“偽回歸”，結(jié)論無效。所以首先要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，檢驗的方法采用EVIEWS7.0單位根檢驗中的ADF檢驗。（表2）

如表2所示為LGDP和LSTT及其一階差分的ADF單位根檢驗結(jié)果，結(jié)果表明LGDP在一階差分5%臨界值下通過檢驗，LSTT在一階差分10%臨界值下通過檢驗。即為一階單整序列，可能存在協(xié)整關(guān)系。

（二）格蘭杰因果關(guān)系檢驗。Granger因果關(guān)系檢驗是用來檢驗一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因。在變量Y與其自身滯后項的回歸中，如果加入變量X的滯后項能夠顯著增加對Y的預(yù)測準(zhǔn)確性，則稱X是Y的Granger原因。（表3）

由表3的檢驗結(jié)果可以看出，對于第一個假設(shè)“LSTT不是LGDP的格蘭杰原因”F統(tǒng)計量值為4.1750，P值0.0640，在10%的臨界值下拒絕原假設(shè)，認(rèn)為北京金融產(chǎn)業(yè)集群化是北京GDP增長的格蘭杰原因；第二個假設(shè)“LGDP不是LSTT的格蘭杰原因”F統(tǒng)計量值為2.3229，P值為0.1684，接受原假設(shè)，認(rèn)為北京GDP增長不是北京金融產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展的格蘭杰原因。

三、協(xié)整檢驗與VAR模型

（一）協(xié)整關(guān)系檢驗。LGDP和LSTT均為一階單整，在建模之前要檢驗兩變量是否存在協(xié)整關(guān)系。本文采用Jonhamson協(xié)整檢驗，該檢驗方法是基于VAR模型的檢驗方法。選擇假設(shè)為，在EVIEWS選擇“序列LGDP有線性確定性趨勢且協(xié)整方程（CE）僅有截距”選項。（表4）

如表4所示，第一行原假設(shè)為“變量之間不存在協(xié)整關(guān)系”，檢驗結(jié)果在5%臨界值水平下拒絕原假設(shè)，說明原模型至少有1個協(xié)整關(guān)系；第二行原假設(shè)為“變量之間至多存在一個協(xié)整關(guān)系”，檢驗結(jié)果接受原假設(shè)，說明原模型具有唯一協(xié)整關(guān)系。根據(jù)檢驗結(jié)果，協(xié)整向量為β=（1，-1.6514），通過檢驗其單位根，發(fā)現(xiàn)其特征根均處于單位圓內(nèi)，說明協(xié)整關(guān)系有效。

（二）VAR模型。根據(jù)上述分析結(jié)果建立滯后二階VAR模型，這一模型表示北京GDP與北京金融產(chǎn)業(yè)集群度的長期關(guān)系，矩陣形式如下：

LGDPLSTT=0.8256 -0.23142.5396 0.4392LGDP（-1）LSTT（-1）+0.3699 -0.0258-2.3084 0.4848LGDP（-2）LSTT（-2）+-0.4351-1.8807

模型Adj R2=0.9979，Log likelihood為49.2202，AIC準(zhǔn)則值-6.5367，SC值為-6.1326，模型估計結(jié)果擬合良好。從估計結(jié)果可以看出，北京市GDP滯后一期對自身影響較大，尤其是對北京金融產(chǎn)業(yè)集群度。

（三）VEC誤差修正模型。為更好地觀察短期內(nèi)北京GDP與北京金融產(chǎn)業(yè)集群度的關(guān)系，本文使用VEC誤差修正模型對其進(jìn)行考察：

D（LGDP）D（LSTT）=0.4251 -1.3342 0.54450.3348 0.0772 0.6291ConitEq1D（LGDP（-1））D（LSTT（-1））

+-1.4471 0.2666-3.9871 0.4728D（LGDP（-2））D（LSTT（-2））+0.40760.5552

各差分項反映了變量間短期波動的影響關(guān)系，對LGDP的波動可以分為兩部分：一部分是自身短期波動LGDP（-1）和LGDP（-2），一部分是長期波動CointEq1，根據(jù)模型的參數(shù)估計，短期LSTT的變化將引起LGDP同方向的變化，一階滯后影響力為0.5445，二階滯后影響力為0.2666，可以看出短期內(nèi)北京金融產(chǎn)業(yè)集群度對北京GDP的影響力隨著時間的推移呈下降趨勢。誤差修正項系數(shù)（CointEq1系數(shù)）反映了變量之間的均衡關(guān)系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度，反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。CointEq1系數(shù)對D（LGDP）、D（LSTT）的修正值為0.4251和0.3348，這一結(jié)果表明現(xiàn)期LGDP大于長期均衡值，有42.51%的概率使LGDP在短期得到調(diào)整，33.48%的概率使LSTT在短期得到調(diào)整，調(diào)整周期分別為2.35和2.99。

四、結(jié)論及建議

（一）結(jié)論。經(jīng)上述分析，得出如下結(jié)論：首先，2001～2014年北京金融產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模不斷擴(kuò)大，且北京GDP和金融產(chǎn)業(yè)集群度的時間序列均為非平穩(wěn)序列，但它們的一階差分序列都是平穩(wěn)的，而且兩個變量之間存在著唯一的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系；其次，格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明：北京金融產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模的發(fā)展是北京GDP穩(wěn)步增長的原因，該行業(yè)的發(fā)展為北京的經(jīng)濟(jì)增長做出了突出貢獻(xiàn)；第三，北京金融產(chǎn)業(yè)集群規(guī)模與其GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，長期來看滯后期一階和二階GDP對自身影響分別達(dá)到0.8256、0.3699，影響顯著，金融產(chǎn)業(yè)集群度對自身的影響分別為0.4392、0.4848。短期來看，北京金融產(chǎn)業(yè)集群度對經(jīng)濟(jì)總量的影響分別為滯后一階0.5445，滯后二階0.2666，均為正向影響且影響力漸弱；最后，VEC模型顯示誤差修正項CointEq1對北京GDP和金融產(chǎn)業(yè)集群度的修正度分別為0.4251和0.3348，均為正向修正，說明二者的實際增長程度高于模型估計結(jié)果，增長偏快。

（二）建議。營造金融產(chǎn)業(yè)生態(tài)環(huán)境，健全金融服務(wù)國際化政策體系。在北京為中心的區(qū)域政策層面上，政府要在宏觀支持和戰(zhàn)略引導(dǎo)方面對金融產(chǎn)業(yè)做出正確導(dǎo)向，發(fā)揮更重要的作用。一方面金融主管部門應(yīng)當(dāng)發(fā)揮主導(dǎo)力量，營造良好的產(chǎn)業(yè)生態(tài)環(huán)境；另一方面政府要優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，提高行政效率，為行業(yè)機(jī)構(gòu)構(gòu)建國際化專業(yè)化的政策體系。

構(gòu)建多層次金融市場體系，提高產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。目前，北京的金融產(chǎn)業(yè)集聚趨勢特別明顯，集群度從2001年的40.79增長到2014年的281.90，這主要得益于北京的金融資源豐富、區(qū)域優(yōu)勢明顯，人民銀行、銀監(jiān)會、證監(jiān)會、保監(jiān)會以及五大銀行聚集于北京構(gòu)成了極其雄厚的金融產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)。所以，凝聚優(yōu)勢資源，適當(dāng)開放銀行業(yè)競爭有利于提高金融產(chǎn)業(yè)效率，打破壟斷，建立公平競爭環(huán)境。

鑄造金融產(chǎn)業(yè)區(qū)域性，發(fā)展國際金融中心。作為首都，金融業(yè)具有巨大的市場潛力，要想成為未來國際金融中心，必須在規(guī)劃上優(yōu)化布局，大力拓展空間容量，推動信息環(huán)境、文化環(huán)境等方面的完善與創(chuàng)新，迎接更多的中外金融機(jī)構(gòu)入駐。并且在政策上要圍繞高端人才的集聚，實施金融人才戰(zhàn)略，多渠道培養(yǎng)結(jié)構(gòu)性金融人才，遵循市場規(guī)則的主導(dǎo)作用，按國際慣例制定制度措施，全力聚焦支持首都金融產(chǎn)業(yè)集群的國際化發(fā)展。

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