■陶婭娜

增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力，促進經(jīng)濟和金融良性循環(huán)、健康發(fā)展，是金融工作的根本遵循，也是當前研究金融深化和經(jīng)濟增長關(guān)系最為關(guān)注的現(xiàn)實問題。特別是在黨的十九大提出區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略背景下，研究金融資源空間分布差異以及金融集聚對實體經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效用，能夠為科學制定城市金融業(yè)規(guī)劃和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃、推動落實區(qū)域協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提供政策指引。本文在空間經(jīng)濟學研究框架下，利用空間計量建模及估計方法，對金融資源空間分布與結(jié)構(gòu)差異影響產(chǎn)業(yè)布局的微觀作用機制進行了理論研究和數(shù)值模擬分析，認為金融業(yè)集聚對產(chǎn)出的影響存在閾值效應(yīng)且二者呈“倒U型”關(guān)系；區(qū)域金融集聚和產(chǎn)業(yè)集聚存在顯著的空間自相關(guān)性；金融業(yè)集聚指數(shù)存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)；金融異質(zhì)性程度與信息擴散強度的提高可以強化區(qū)域金融合作，增強金融服務(wù)的溢出效應(yīng)。鑒于此，發(fā)揮金融力量助推地方經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，推動區(qū)域協(xié)同發(fā)展應(yīng)注意：優(yōu)化區(qū)域發(fā)展空間布局和功能定位，兼顧區(qū)域協(xié)調(diào)，實現(xiàn)金融資源在地理空間內(nèi)的優(yōu)化配置，加強區(qū)域金融信息共享，擴大金融服務(wù)正向溢出。

一、引言與文獻綜述

增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力，促進經(jīng)濟和金融良性循環(huán)、健康發(fā)展，是金融工作的根本遵循，也是當前研究金融深化和經(jīng)濟增長關(guān)系最為關(guān)注的現(xiàn)實問題。特別是在黨的十九大提出區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略背景下，研究金融資源空間分布差異以及金融集聚對實體經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效用，為區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局和經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展提供強大金融支撐，能夠為科學制定城市金融業(yè)規(guī)劃和產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃、推動落實區(qū)域協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略提供政策指引。具體到京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略的貫徹落實，更加需要緊扣北京非首都功能疏解和雄安新區(qū)建設(shè)兩大歷史任務(wù)，優(yōu)化設(shè)計京津冀三地的產(chǎn)業(yè)布局和與之相適宜的金融供給框架，充分發(fā)揮金融支持國家戰(zhàn)略建設(shè)、支持經(jīng)濟發(fā)展的助推作用。為此，本文擬從空間維度考察金融資源的空間分布與結(jié)構(gòu)差異對產(chǎn)業(yè)和經(jīng)濟發(fā)展的影響，重點關(guān)注三個問題：一是金融集聚對經(jīng)濟增長是否存在空間溢出效應(yīng)；二是金融業(yè)空間分布如何影響產(chǎn)業(yè)布局和經(jīng)濟增長；三是在關(guān)注金融空間分布和區(qū)域要素差異條件下，如何促進區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局空間優(yōu)化和經(jīng)濟協(xié)同發(fā)展？本文的研究不僅可以從空間維度豐富對金融集聚與經(jīng)濟增長關(guān)系的認識，同時也可以為區(qū)域經(jīng)濟金融協(xié)調(diào)發(fā)展提供決策參考。

關(guān)于產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長關(guān)系的研究，早期文獻一般認為，經(jīng)濟聚集有顯著的技術(shù)溢出效應(yīng)并能促進經(jīng)濟增長（Sviekauskas，1975）。但是隨后諸多研究又否認了產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系。其中，大部分文獻支持產(chǎn)業(yè)集聚發(fā)展到一定程度后，對經(jīng)濟增長存在一定的抑制，即產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長之間存在“倒U型”的非線性關(guān)系。例如：Brulhart&Sbergami（2009）的跨國分析顯示，在經(jīng)濟發(fā)展的初期階段，產(chǎn)業(yè)集聚對GDP增長具有促進作用，超過某一臨界值后，產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響不再顯著；吳穎和蒲勇健（2008）基于空間經(jīng)濟學方法的研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域過度集聚對區(qū)域總體福利具有負面影響，區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的關(guān)鍵在于適度集聚。在產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究中，金融業(yè)集聚與經(jīng)濟增長成為了一個重要分支。自Shaw（1973）等提出金融深化論和金融抑制論以來，既有研究從理論和實證角度分析了金融深化與經(jīng)濟增長的關(guān)系。其中：Beck et al.（2000）研究發(fā)現(xiàn)隨著金融發(fā)展水平的不斷提升，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用不斷下降；Rioja&Valeve（2004）發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系隨著金融發(fā)展水平的高低而變化，僅在金融發(fā)展處于中等水平的國家，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有較大影響。國內(nèi)學者也對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)進行了研究，且隨著我國金融深化加深，近期的實證研究更傾向于認為金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系是非線性的。例如：楊友才（2014）認為中國的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長表現(xiàn)出邊際效率遞減的非線性特征；劉金全和龍威（2016）以金融發(fā)展水平作為門限值，發(fā)現(xiàn)當金融發(fā)展位于門限值以下時，具有顯著正向影響；在門限值以上時，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用并不顯著。

上述研究往往將各個國家或者地區(qū)視為相對獨立的個體，金融的非實體性使其邊緣化“距離摩擦”（張輝，2016），忽略了金融的地理區(qū)位和空間分布等地理特征，而將導致金融同質(zhì)化。但現(xiàn)實中，金融具有極強的異質(zhì)性和不規(guī)則性，存在明顯的地理特征。尤其對于處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌期的中國而言，要素市場限制、行政壁壘制約、金融市場分割等因素導致區(qū)域間金融資源分布、金融市場結(jié)構(gòu)、發(fā)展水平等方面的差異更為明顯，區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長存在較強的空間非均衡特征。以京津冀二元經(jīng)濟結(jié)構(gòu)為例，北京承載了較多的人口、行政、金融等資源，大城市病明顯，而河北經(jīng)濟金融發(fā)展較為落后。京津冀區(qū)域內(nèi)金融資源的異質(zhì)性也充分體現(xiàn)了京津冀城市間發(fā)展水平的不均衡。隨著空間計量經(jīng)濟學的研究逐漸深化（Anselin，1987；Lesage et al.，2009），國內(nèi)學者開始將空間計量方法應(yīng)用于我國金融布局、產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟增長中的空間效應(yīng)研究。例如：王修華和黃明（2009）認為我國金融資源空間分布呈現(xiàn)非均衡態(tài)勢；利用各個區(qū)域的差異和互補共生性來實現(xiàn)金融資源空間分布的協(xié)調(diào)與優(yōu)化，形成區(qū)域間互補型的金融資源空間分布結(jié)構(gòu)，能夠提高金融資源的整體空間配置效率。孫晶和蔣伏心（2013）驗證了金融集聚對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的空間溢出效應(yīng)。周海鵬等（2016）的研究結(jié)果表明，金融產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長存在明顯的空間自相關(guān)，金融產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長規(guī)模和經(jīng)濟增長質(zhì)量均有正向促進作用。

本文的創(chuàng)新之處在于：一是試圖理清金融業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長三者間的邏輯關(guān)系。產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)布局很大程度上受金融業(yè)集聚的影響，即產(chǎn)業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)布局在金融集聚對經(jīng)濟增長影響的作用中發(fā)揮了重要的渠道作用，而對中國金融業(yè)集聚的已有研究中，大多僅限于探討金融業(yè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、金融業(yè)與經(jīng)濟增長的關(guān)系。二是通過構(gòu)建包含區(qū)域內(nèi)金融異質(zhì)性指標的空間計量模型，深刻模擬刻畫金融的空間分布特征，更好地契合現(xiàn)實經(jīng)濟運行，增強了模型的現(xiàn)實擬合性。已有研究對金融業(yè)集聚的度量方法較為單一，常用指標為金融業(yè)增加值占GDP比重、存貸款余額占GDP比重等，這些指標往往側(cè)重于描述金融業(yè)總體規(guī)模，而忽視了金融業(yè)發(fā)展中金融資源的分布特征。例如，北京和上海都屬于金融業(yè)集聚水平較高的區(qū)域，但北京側(cè)重以銀行業(yè)為代表的總部金融，上海則側(cè)重于多元化金融市場、外資金融等。僅用金融業(yè)總體規(guī)模指標難以描述上述差異。本文的研究思路是：首先，基于區(qū)位熵方法，采用中國2007～2016年的省際面板數(shù)據(jù)，對各省市產(chǎn)業(yè)集聚水平進行測算，并對產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行研究，著重分析金融因素對產(chǎn)業(yè)集聚和經(jīng)濟增長的影響；其次，運用閾值回歸模型驗證產(chǎn)業(yè)集聚、金融集聚與經(jīng)濟增長的關(guān)系。再次，構(gòu)建鄰接空間權(quán)重矩陣表征區(qū)域金融集聚和產(chǎn)業(yè)增長的空間關(guān)聯(lián)關(guān)系，以多樣化的空間面板數(shù)據(jù)模型，實證測度金融集聚對產(chǎn)業(yè)集聚的空間溢出效應(yīng)，通過量化區(qū)域金融異質(zhì)性指標刻畫金融空間分布，并多維度考察金融空間分布差異導致的產(chǎn)業(yè)空間布局變化，以研究金融資源空間分布與結(jié)構(gòu)差異對產(chǎn)業(yè)布局和經(jīng)濟發(fā)展的作用機制；最后，基于研究結(jié)果，對更好發(fā)揮金融力量助推產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級和區(qū)域協(xié)同發(fā)展，尤其是京津冀區(qū)域協(xié)同發(fā)展提出具有可行性的政策建議。

二、產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長

（一）產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)構(gòu)建

產(chǎn)業(yè)集聚嚴格來說是一種經(jīng)濟活動的地理現(xiàn)象。區(qū)位熵度量了地區(qū)產(chǎn)業(yè)的集中度，是區(qū)域產(chǎn)業(yè)聚集的常用方法。本文采用區(qū)位熵來計算各省市的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)。i區(qū)域內(nèi)j行業(yè)的區(qū)位熵Eij為

分子為區(qū)域i內(nèi)行業(yè)j的產(chǎn)值占該地區(qū)生產(chǎn)總值的比例，分母為全國范圍內(nèi)，行業(yè)j的產(chǎn)值占生產(chǎn)總值的比例。其中：如果Eij＞1，則表明區(qū)域i內(nèi)行業(yè)j處于相對聚集狀態(tài)；如果Eij＜1，則表明區(qū)域i內(nèi)行業(yè)j處于相對發(fā)散狀態(tài)。

本文選擇研究的行業(yè)有工業(yè)、建筑業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)①用于計算房地產(chǎn)業(yè)集聚的房地產(chǎn)業(yè)增加值是指按市場價格計算的一個國家（或地區(qū)）所有常住單位在一定時期內(nèi)從事房地產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)活動的最終成果。、金融業(yè)、其他服務(wù)業(yè)。工業(yè)和建筑業(yè)組成了第二產(chǎn)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)中，房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)增加值占GDP比重較高，且都屬于資本集聚型行業(yè)，具有一定的代表性，因此單列計算。其他第三產(chǎn)業(yè)行業(yè)一并計入其他服務(wù)業(yè)。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局。根據(jù)2016年各省和直轄市工業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)及金融業(yè)的集聚指數(shù)可以看出②由于文章篇幅受限，2016年各省和直轄市工業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)及金融業(yè)的集聚指數(shù)的圖表未給出，留存?zhèn)渌?。，工業(yè)方面，河北、吉林等傳統(tǒng)工業(yè)省份的工業(yè)集聚指數(shù)較高；房地產(chǎn)業(yè)方面，海南房地產(chǎn)業(yè)占GDP比重較高，房地產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)居于全國首位，廣東、上海和北京分列二至四位；金融業(yè)方面，上海和北京兩大金融中心的金融業(yè)集聚遠超其他區(qū)域。各行業(yè)集聚指數(shù)符合各省和直轄市的實際情況。

（二）閾值回歸模型

本文采用Hansen（2000）提出的閾值回歸模型來驗證經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)集聚的關(guān)系。傳統(tǒng)的閾值回歸模型通常基于外生樣本分離方法，即閾值是任意選擇的，而不是經(jīng)濟內(nèi)在機制決定的。本文猜想產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響總體呈現(xiàn)先促進后抑制的“倒U型”非線性關(guān)系，但對產(chǎn)業(yè)集聚到何種程度開始抑制產(chǎn)出需要進一步測定。Hansen（2000）解決了這一問題，將閾值變量設(shè)定為不需要給定非線性方程的形式，閾值完全由樣本數(shù)據(jù)內(nèi)生決定。模型設(shè)定如下：

其中，被解釋變量yi為人均GDP。解釋變量xi主要為產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)，產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的定義為多個產(chǎn)業(yè)的區(qū)位熵均值，從而反映區(qū)域i多個行業(yè)總體上的產(chǎn)業(yè)集聚程度。區(qū)域i的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)為：

根據(jù)2016年各省市產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)可知③由于文章篇幅受限，2016年各省市產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的具體圖表未給出，留存?zhèn)渌鳌?，北京和上海的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)較高；西藏由于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)規(guī)模占比非常高，建筑業(yè)集聚遠超其它地區(qū)，最終拉升了整體的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)。

另外，選取人均固定資產(chǎn)投資作為產(chǎn)出的控制變量。閾值變量qi同樣為產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)。這里，產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)不僅是閾值變量，也是解釋變量。對于樣本數(shù)據(jù)中，是否確實存在某一閾值γ?，使得經(jīng)濟機制出現(xiàn)結(jié)構(gòu)變化，需要構(gòu)造LM統(tǒng)計量進行顯著性檢驗。不存在閾值的零假設(shè)為H0：θ1=θ2。經(jīng)LM檢驗，拒絕了不存在閾值的假設(shè)，可認為產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)與經(jīng)濟增長的關(guān)系存在閾值效應(yīng)。對閾值回歸模型進行最大似然估計，由結(jié)果可知，在產(chǎn)業(yè)集聚初期，隨著產(chǎn)業(yè)集聚程度增加，即產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)較小時，產(chǎn)業(yè)集聚對產(chǎn)出的回歸系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平下顯著，表明產(chǎn)業(yè)集聚對GDP具有促進作用。但指數(shù)超過閾值（1.22）后，其回歸系數(shù)顯著為負，表明產(chǎn)業(yè)集聚的持續(xù)增強反而會抑制產(chǎn)出，驗證了產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的“倒U型”關(guān)系。

表1 產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長關(guān)系的回歸結(jié)果

2016年的數(shù)據(jù)中，北京和上海的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)超過了閾值，主要由于其房地產(chǎn)業(yè)和金融業(yè)的集聚指數(shù)過高。應(yīng)發(fā)揮北京和上海的金融業(yè)的總部優(yōu)勢，引導金融脫虛向?qū)崳龠M各產(chǎn)業(yè)均衡發(fā)展。河北的金融業(yè)集聚指數(shù)偏低，工業(yè)集聚指數(shù)偏高。應(yīng)大力發(fā)展金融業(yè)、增加金融業(yè)的集聚程度，從而促進金融服務(wù)實體經(jīng)濟。北京和上海的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)中，金融業(yè)是集聚指數(shù)最高的子行業(yè)，是兩地產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)的主要貢獻，有必要對金融業(yè)集聚與經(jīng)濟增長的關(guān)系展開研究。表2是被解釋變量yi仍為人均GDP，而將解釋變量xi和閾值變量qi由產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)替換成金融業(yè)集聚指數(shù)的閾值回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)：同產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)相似，金融業(yè)集聚對產(chǎn)出的影響同樣存在閾值效應(yīng)。在金融業(yè)發(fā)展的初級階段，金融業(yè)集聚將促進產(chǎn)出增長，但如果金融業(yè)過度集聚，回歸系數(shù)由正轉(zhuǎn)負，且在1%的顯著性水平下顯著，表明金融業(yè)過度集聚存在資金脫實向虛的風險，從而抑制實體經(jīng)濟增長。

表2 金融業(yè)集聚與經(jīng)濟增長關(guān)系的回歸結(jié)果

此外，本文使用同樣的方法研究工業(yè)集聚指數(shù)對經(jīng)濟增長的影響后發(fā)現(xiàn)，我國的工業(yè)集聚指數(shù)與產(chǎn)出沒有顯著的閾值效應(yīng)。原因可能是相比發(fā)達國家，我國的工業(yè)化程度仍有不足，即使是工業(yè)大省，其工業(yè)集聚指數(shù)的絕對值也不高，較之北京、上海的房地產(chǎn)業(yè)、金融業(yè)集聚指數(shù)差距較大。這表明目前，我國產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的非線性影響關(guān)系中，金融業(yè)集聚的影響占了很大比重。可以認為，金融因素在產(chǎn)業(yè)集聚中會發(fā)揮重要作用。因此，本文進一步基于空間計量模型，考察金融因素對產(chǎn)業(yè)布局和經(jīng)濟發(fā)展的作用機制。

三、金融因素對產(chǎn)業(yè)集聚的影響

（一）數(shù)據(jù)來源和變量選擇

本文選擇中國省際面板年度數(shù)據(jù)（樣本中不含港澳臺地區(qū)）研究金融業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)集聚的影響，樣本區(qū)間為2007～2016年。數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局和Wind。被解釋變量為采用區(qū)位熵方法計算出的產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)。解釋變量包括：

1.金融業(yè)集聚指數(shù)。金融業(yè)集聚指數(shù)的計算方法同樣為區(qū)位熵。i區(qū)域內(nèi)金融業(yè)的集聚指數(shù)Ei為

考慮到目前我國大部分地區(qū)金融業(yè)發(fā)展水平仍有完善的空間，金融業(yè)發(fā)展仍將促進產(chǎn)業(yè)集聚與經(jīng)濟增長。預(yù)計金融業(yè)集聚和產(chǎn)業(yè)集聚整體上具有正向相關(guān)關(guān)系。

2.金融機構(gòu)異質(zhì)性。金融機構(gòu)異質(zhì)性提高意味著金融服務(wù)不同產(chǎn)業(yè)能力的提升，預(yù)期有利于產(chǎn)業(yè)均衡化發(fā)展。本文使用各地不同金融機構(gòu)的營業(yè)網(wǎng)點數(shù)量占金融機構(gòu)總數(shù)量比重的標準差來計算金融機構(gòu)異質(zhì)性。統(tǒng)計的金融機構(gòu)種類包括：大型商業(yè)銀行、政策性銀行、股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行網(wǎng)點、小型農(nóng)村金融機構(gòu)、信托公司、郵政儲蓄、外資金融機構(gòu)、新型農(nóng)村金融機構(gòu)。

3.融資渠道異質(zhì)性。融資渠道異質(zhì)性的提高意味著金融服務(wù)產(chǎn)業(yè)渠道的多元化，預(yù)期將有利于產(chǎn)業(yè)均衡化發(fā)展。本文通過計算各地信貸、股票、債券融資金額占社會融資規(guī)?？偭勘戎氐臉藴什顏矶攘咳谫Y渠道異質(zhì)性。

4.金融信息傳播能力。預(yù)期金融信息傳播能力的增強將提高金融服務(wù)的輻射能力，從而使金融資源的跨區(qū)域流動更加便利，將有利于產(chǎn)業(yè)均衡化發(fā)展。本文通過計算各地網(wǎng)民普及率與移動電話用戶普及率之和來度量金融信息傳播能力。

5.其他控制變量。包括投資和對外開放程度，分別以固定資產(chǎn)投資占GDP比重和對外直接投資流量占GDP比重度量。

（二）空間計量模型設(shè)定

Anselin（1987）考慮了空間數(shù)據(jù)的非勻質(zhì)性后建立空間計量模型，主要包括將空間滯后被解釋變量納入模型中的空間自回歸模型（SAR）以及將空間滯后誤差項納入模型中的空間誤差模型（SEM）等?？臻g誤差模型（SEM）在解釋變量中加入空間滯后誤差項，參考張輝等（2016）的研究，本文將方程設(shè)定如下：

空間自回歸模型（SAR）在解釋變量中加入空間滯后算子Wc。Wc的計算方法為標準化空間權(quán)重矩陣乘以原空間相關(guān)變量c，即Wc=W?c。

SAR的回歸方程設(shè)定如下：

（三）空間權(quán)重矩陣設(shè)定

空間權(quán)重矩陣度量了不同地區(qū)間經(jīng)濟社會聯(lián)系的緊密程度，空間距離法是最常用的一種構(gòu)建方式。Kelejian&Robinson（1995）對該方法中空間相鄰的定義進行了詳細的討論。本文采取Rook相鄰，即根據(jù)兩省市地理位置上是否擁有共同邊界定義空間權(quán)重，考察地理因素的重要性。其中，“1”表示空間單元相鄰，“0”表示空間單元不相鄰。具體估算中，本文對相鄰矩陣進行標準化處理，通過矩陣變化，使得每一行之和為1，空間權(quán)重矩陣就是所有空間單元與單元在相鄰關(guān)系中的權(quán)重①由于文章篇幅受限，我國內(nèi)地31省市的鄰接矩陣圖未具體給出，留存?zhèn)渌?。?/p>

（四）空間相關(guān)性檢驗

判斷經(jīng)濟活動是否存在空間相關(guān)性檢驗以及選取空間模型形式，需要用到Moran′s I檢驗和拉格朗日乘數(shù)形式LMlag、LMerr等。Moran′s I指數(shù)是最早應(yīng)用于全局空間相關(guān)性檢驗的方法。定義如下：

其中，n是研究區(qū)內(nèi)地區(qū)總數(shù)，ωij是空間權(quán)重。當空間權(quán)重矩陣的設(shè)定為鄰接矩陣時，區(qū)域i與區(qū)域j相鄰，ωij=1，否則，ωij=0。 xˉ=xi/n是屬性的平均值。I的取值在-1到1之間。大于0表示正相關(guān)，即相似屬性會產(chǎn)生集聚（高值與高值相鄰、低值與低值相鄰）；小于0表示負相關(guān)，即相異屬性會產(chǎn)生集聚（高值與低值相鄰）；接近0表示屬性是隨機分布的，不存在空間相關(guān)性。此外，LMlag、LMerr指數(shù)分別用于檢驗被解釋變量和擾動項是否存在空間滯后自相關(guān)。

四、計量檢驗與結(jié)果分析

（一）空間相關(guān)性檢驗結(jié)果

基于鄰接空間權(quán)重矩陣，本文采用Moran′s I指數(shù)和拉格朗日乘數(shù)形式LMlag、LMerr對中國省際金融因素對產(chǎn)業(yè)集聚影響的全局空間相關(guān)性進行檢驗，得出檢驗結(jié)果見表3。

表3 空間相關(guān)性檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示：一是Moran′s I顯著為正，表明金融業(yè)集聚具有顯著的正向外溢效應(yīng)，金融業(yè)布局存在高度的空間集聚特征，驗證了建立空間計量模型研究金融集聚與產(chǎn)業(yè)集聚關(guān)系的必要性。二是LMerr、LMlag等統(tǒng)計量值都十分顯著，表明被解釋變量和擾動項存在空間滯后自相關(guān)?？紤]分別建立空間誤差模型（SEM）和空間自回歸模型（SAR）以度量金融因素對產(chǎn)業(yè)集聚的影響。

（二）空間面板模型估計結(jié)果

為對比驗證計量結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用納入空間滯后誤差項的空間誤差模型（SEM）和納入空間滯后被解釋變量的空間自回歸模型（SAR）兩種方法分析空間溢出效應(yīng)，估計結(jié)果分別見表4和表5。

表4 空間誤差模型（SEM）估計結(jié)果

SEM和SAR的回歸結(jié)果均顯示：第一，金融業(yè)集聚指數(shù)的回歸系數(shù)為正且在1%的顯著性水平下顯著，這在一定程度上說明區(qū)域間金融發(fā)展水平的提高對實體產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有正向影響。第二，空間誤差模型中變量λ和空間自回歸模型變量ρ都為正，且在1%的顯著性水平下顯著，表明了金融業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)集聚的影響存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)。第三，作為控制變量的投資和產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。第四，考慮金融機構(gòu)異質(zhì)性、融資渠道異質(zhì)性、金融信息傳播能力與金融業(yè)集聚指數(shù)的交叉項后，發(fā)現(xiàn)金融業(yè)集聚指數(shù)的回歸系數(shù)減小。這表明在提高金融機構(gòu)異質(zhì)性、融資渠道異質(zhì)性、金融信息傳播能力后，金融業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)集聚的邊際效應(yīng)有所減弱。提高金融機構(gòu)異質(zhì)性、融資渠道異質(zhì)性，能夠擴大金融資源的輻射效應(yīng)，提高金融信息傳播能力能夠促進金融服務(wù)跨區(qū)域流動。隨著金融服務(wù)水平的提高，金融中心的產(chǎn)業(yè)分散化作用有助于實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的均衡化發(fā)展。

表5 空間自回歸模型（SAR）估計結(jié)果

五、結(jié)論和政策建議

本文在空間經(jīng)濟學分析框架下，對金融空間分布影響產(chǎn)業(yè)布局的機制進行了理論研究和數(shù)值模擬分析，并運用2007～2016年中國省際面板數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，得出結(jié)論：首先，通過閾值回歸發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)業(yè)發(fā)展初期，產(chǎn)業(yè)集聚程度的增加對產(chǎn)出具有顯著的促進作用；而當產(chǎn)業(yè)集聚指數(shù)高于閾值，則將抑制產(chǎn)出增長。與之一致，金融業(yè)集聚對產(chǎn)出的影響同樣存在閾值效應(yīng)。在金融業(yè)發(fā)展的初級階段，金融業(yè)集聚將促進產(chǎn)出增長，但若過度集聚，則可能抑制實體經(jīng)濟增長。尤其在產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長的影響中，金融業(yè)集聚的影響占很大比重。其次，空間自相關(guān)檢驗發(fā)現(xiàn)，區(qū)域金融集聚和產(chǎn)業(yè)集聚存在顯著的空間自相關(guān)性。再次，空間誤差模型（SEM）和空間自回歸模型（SAR）的實證結(jié)果表明：金融業(yè)集聚指數(shù)存在顯著的正向空間溢出效應(yīng)；投資和產(chǎn)業(yè)集聚呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系；隨著金融機構(gòu)異質(zhì)性、融資渠道異質(zhì)性、金融信息傳播能力的提升，金融業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)集聚的邊際效應(yīng)有所減弱，推動產(chǎn)業(yè)的均衡布局和區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展；提高金融機構(gòu)異質(zhì)性、融資渠道異質(zhì)性，能夠擴大金融資源的輻射效應(yīng)；提高金融信息傳播能力能夠促進金融服務(wù)跨區(qū)域流動，推動實現(xiàn)區(qū)域金融一體化。

結(jié)合本文的理論分析和實證檢驗，金融空間分布對實體產(chǎn)業(yè)區(qū)位選擇的影響在不同的約束條件下，效應(yīng)也存在較大差別，相關(guān)結(jié)論在解釋京津冀協(xié)同發(fā)展時尤為適用。據(jù)此，本文提出政策建議。

第一，優(yōu)化區(qū)域發(fā)展空間布局和功能定位，促進共同驅(qū)動、聯(lián)動發(fā)展。鑒于經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)集聚的“倒U型”關(guān)系，不同地區(qū)在制定產(chǎn)業(yè)政策時，應(yīng)充分立足自身資源要素稟賦優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)發(fā)展階段，構(gòu)建與城市戰(zhàn)略定位、承載能力相適應(yīng)的產(chǎn)業(yè)體系，促進產(chǎn)業(yè)空間布局的優(yōu)化和良性發(fā)展，尤其要避免大城市產(chǎn)業(yè)集聚過度導致的不利后果，提高欠發(fā)達地區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚水平。在京津冀協(xié)同發(fā)展過程中，應(yīng)抓住北京城市副中心建設(shè)和河北雄安新區(qū)建設(shè)機遇，著力提升區(qū)域經(jīng)濟流動的均衡性，促進京津資源向河北有序流動。尤其北京現(xiàn)階段應(yīng)將減量集約作為重點，從集聚資源求增長轉(zhuǎn)變?yōu)槭杞夤δ苤\發(fā)展，著力推進騰籠換鳥、效率提升、結(jié)構(gòu)優(yōu)化、動能轉(zhuǎn)換和城市功能優(yōu)化，圍繞構(gòu)建“高精尖”經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和“突出對外開放、優(yōu)化營商環(huán)境”的原則，促進與首都城市戰(zhàn)略定位相契合的經(jīng)濟發(fā)展新動能的集聚；而河北應(yīng)將積極承接北京非首都功能疏解和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級同步考慮，著力提升產(chǎn)業(yè)發(fā)展層次和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平，促進產(chǎn)業(yè)體系向低碳化、高端化轉(zhuǎn)型。

第二，建立與經(jīng)濟發(fā)展相適應(yīng)的金融服務(wù)體系，同時兼顧區(qū)域協(xié)調(diào)，實現(xiàn)金融資源在更大地理空間范圍內(nèi)的優(yōu)化配置?？紤]到金融業(yè)的空間聯(lián)系和空間溢出效應(yīng)，應(yīng)注重金融資源的空間配置與產(chǎn)業(yè)布局的匹配度，將服從服務(wù)于經(jīng)濟社會發(fā)展作為金融工作的出發(fā)點和落腳點。適應(yīng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級需要，把更多金融資源配置到經(jīng)濟社會發(fā)展的重點領(lǐng)域和重點環(huán)節(jié)，同時兼顧區(qū)域協(xié)調(diào)，實施錯位發(fā)展。政府在引導產(chǎn)業(yè)集聚時，應(yīng)結(jié)合城市發(fā)展戰(zhàn)略和資源稟賦優(yōu)勢合理規(guī)劃金融布局，避免資源錯配。尤其不同產(chǎn)業(yè)在發(fā)展模式、資本結(jié)構(gòu)、風險收益等方面存在差異，這也決定了其金融需求將有所不同，一個地區(qū)的金融供給（金融機構(gòu)、資金數(shù)量、資金成本、金融產(chǎn)品等）應(yīng)與其產(chǎn)業(yè)的金融需求相適應(yīng)，過多或過少的金融投入都容易造成資源錯配。以雄安新區(qū)為例，高起點布局和構(gòu)建實體經(jīng)濟、科技創(chuàng)新、現(xiàn)代金融、人力資源協(xié)同發(fā)展的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)體系，就必須積極吸納和集聚更多的創(chuàng)新金融要素資源。

第三，完善金融供給，推進金融改革創(chuàng)新，提升區(qū)域整體金融體系活力和資源配置效率。在提升金融機構(gòu)與融資渠道異質(zhì)性方面，應(yīng)圍繞支持實體經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展，拓展金融市場的寬度和深度，提供更加多元化和多樣性的金融工具和金融服務(wù)，建立更加開放、包容、具有韌性的金融市場體系，創(chuàng)造優(yōu)良的金融生態(tài)環(huán)境。重點聚焦增加金融市場交易主體、豐富交易工具、降低交易成本、擴大交易規(guī)模、優(yōu)化金融發(fā)展營商環(huán)境等方面推進金融創(chuàng)新，拓寬融資渠道。加快融入全球金融體系，引入更多的市場主體參與競爭，實現(xiàn)金融的高端化和異質(zhì)化。引導部分金融資源流向河北等欠發(fā)達地區(qū)，增量金融基礎(chǔ)設(shè)施向欠發(fā)達地區(qū)傾斜，促進基礎(chǔ)金融服務(wù)共建共享，提升區(qū)域整體的金融資源空間配置效率和金融發(fā)展水平。

第四，加強區(qū)域金融信息共享，擴大金融服務(wù)正向溢出。努力打破區(qū)域信息壁壘，借助新型信息通訊技術(shù)，利用大數(shù)據(jù)、云計算的發(fā)展加強金融信息擴散共享，化解信息不對稱，降低交易成本，進而促進金融服務(wù)正向溢出效應(yīng)的擴大，形成對周邊地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的有效輻射，促進區(qū)域協(xié)同發(fā)展。