我國金融業空間集聚的區域分異及其特征

紀玉俊+周素娟

摘 要：金融業集聚對于區域經濟的發展有著重要作用。對我國31個省份1978—2011年金融業區位商進行非線性傅立葉單位根檢驗，將檢驗結果與區位商均值相結合，分東、中、西三地區對金融業空間集聚的區域分異及其特征進行對比分析。結果表明，東部地區的集聚水平要高于中、西部地區，各省份的金融業集聚水平大體呈橄欖形分布，同時，三地區大部分省份金融業集聚的單位根檢驗結果都體現出不穩定特征，說明我國金融業的空間集聚格局一直處于不斷調整之中，而這種調整在一定程度上有利于實現金融資源的優化配置。

關鍵詞：金融業；空間集聚；非線性傅立葉單位根檢驗

中圖分類號：F832.4 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）01-0078-06

一、引言

一般來講，產業的空間分布格局可以分為兩種：均勻分布或集聚分布，前者指的是在一定的區域單元上產業的空間分布比較均勻，而后者指的是產業的空間分布存在非常明顯的不均衡。就我國的東、中、西部金融業空間分布格局來說，則是屬于集聚分布，在這一格局下，有的地區金融業分布非常集中，而有的地區金融業的分布則較少：以東部地區的北京和上海為例，其金融業的空間集聚程度相比國內其他省份高。

金融是現代經濟的核心，金融業的發展影響著區域經濟的發展水平，地區發展的差異往往和金融產業空間集聚程度的差異聯系在一起。金融產業集聚對本地區經濟發展具有增長效應（劉紅，2008）[1]，而且兩者存在長期穩定的互動關系（丁藝，2010）[2]，因此，對區域經濟的發展而言，金融集聚的作用就顯得非常重要。可以設想，對某一地區而言，如果金融業集聚度低且相對穩定，也就意味著該地區金融業的分布處于一種劣勢的固化狀態，在這種情況下，金融業集聚度高的地區經濟會不斷得到發展，而金融業集聚度低的地區經濟則會受到抑制，由此則會對金融業集聚更加不利。在上述循環累積因果機制的作用下，強者恒強的“馬太效應”就會在金融業集聚中出現，這對更好地促進我國區域經濟的協調發展是不利的。

基于上述分析，探討我國金融業空間集聚的區域分異及其特征就顯得非常有必要。本文的研究思路如下：首先，根據相關原始數據計算出各省份1978—2011年的金融業區位商；其次，利用非線性傅立葉單位根檢驗方法對各省市金融業區位商進行單位根檢驗；再次，將各省份金融業區位商平均值進行分類并與單位根的檢驗結果相結合，對我國金融業空間集聚的區域分異及其特征進行分析，最后是結論。

二、研究設計

（一）金融業空間集聚的測度及數據來源

目前衡量產業集聚的指標主要包括空間基尼系數、E-G指數、區位商等，每一種指標都有各自的優缺點。區位商指標由于其計算簡單且相關數據比較容易獲得，所以在實證研究中得到了較為廣泛的應用，本文對金融產業集聚的測度也采用了區位商的方法。其計算公式為：

鑒于數據的可獲得性以及完整性，本文選取1978—2011年31個省（市、自治區）的金融業產值以及各地區生產總值的面板數據進行計量分析，時間跨度較長，可以很好地論證本文所要研究的問題。所有原始數據均來源于《國家統計局網站年度數據庫》、《新中國六十年統計資料匯編》及《中國金融統計年鑒》。

（二）單位根檢驗方法

本文采用非線性傅立葉函數的單位根檢驗方法來分析金融業區位商的波動變化。根據Enders和Lee（2004，2009）[3-4]使用LM原則發展出的單位根檢驗方法，運用下面的面板數據生成過程：

根據本文研究內容，等式（2），（3）中的t=1，2，…，34，yt表示第t期的金融業區位商，？著t表示隨機擾動項。[sin（2？仔kt/T），cos（2？仔kt/T）]的存在使得一個傅里葉表達式可以在任何精確度水平上估計全部的區間函數。在等式（2）中，k代表被選中的近似值的頻率，？酌=[？酌1，？酌2]測量頻率分量的振幅和移位。通過設定原假設？酌1=？酌2=0，等式（2）的一個可獲得的特點是標準的線性模型作為一個特殊的情況產生，即該地區金融業區位商具有線性特征，不能使用非線性傅立葉單位根檢驗方法。如果存在一個結構斷點的話，通常的情況是至少一個頻率變量將會出現。如果拒絕原假設（？酌1=？酌2=0），這一系列將會有一個非線性因子，也即該地區的金融業區位商可以使用非線性傅立葉單位根檢驗方法。

Enders和Lee（2004，2009）基于等式（2）的特性發展了一種檢驗方法，這種方法在檢驗未知模型的斷點時比Bai和Perron（1998）[5]的標準測試法更具說服力。原假設，？茁=1，存在一個單位根，備擇假設為？茁<1。Enders和Lee（2004，2009）使用Schmidt和Phillips（1992）[6]以及Amsler和Lee（1995）[7]的LM方法對原假設施加限制以及使用一階差分估計（4）式的回歸：

如果yt具有一個單位根，則？茲=0并且LM檢驗統計量（用？子LM表示）是原假設？茲=0的t檢驗。

三、研究結果分析

研究結果首先分東、中、西三地區列示了各省份金融業區位商的非線性傅立葉函數單位根檢驗結果，以此為基礎，結合各省份金融業區位商均值的不同分類對我國金融業空間集聚的區域分異及其特征進行深入探討。

（一）單位根檢驗結果

鑒于我國地域差異以及各地區經濟發展水平的不平衡性，本文分東、中、西三地區對我國金融業區位商單位根檢驗結果進行列示。東部地區主要包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南十個省份；本文把東北三省劃分到中部地區，所以中部地區主要包括山西、遼寧、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南九個省份；西部地區包括內蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆十二個省份。

以下是東、中、西地區各省份金融業區位商非線性傅立葉函數的單位根檢驗結果[9]。

1. 東部地區。由表1可以看出，東部地區只有福建省的金融業區位商不能使用非線性傅立葉單位根檢驗，這說明了福建省金融業發展態勢的不穩定性。天津市和江蘇省都在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根假設，說明兩省份的金融業發展態勢穩定；北京、河北、上海、浙江、山東、廣東、海南各省份的金融業區位商進行非線性傅立葉單位根檢驗的結果都是接受原假設，也就是金融業的發展態勢為不穩定。

2. 中部地區。由表2可以看出，中部地區山西省和河南省的金融業區位商不能使用非線性傅立葉單位根檢驗，這說明兩省金融業發展態勢具有不穩定性。遼寧、吉林、黑龍江、江西、河南、湖北、湖南各省的金融業區位商進行非線性傅立葉單位根檢驗的結果是接受原假設，說明金融業的發展態勢是不穩定的；安徽省的金融業區位商在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根假設，表明安徽省金融業發展態勢穩定。

3. 西部地區。由表3可以看出，西部地區的內蒙古、云南、寧夏、新疆等省份的金融業區位商通過進行非線性傅立葉單位根檢驗，都在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，也即四省份的金融業發展態勢穩定；廣西、重慶、四川、貴州、西藏、陜西、甘肅、青海各省份的金融業區位商單位根檢驗的結果是接受存在單位根的原假設，也即各省份的金融業發展態勢不穩定。

（二）金融業空間集聚的區域分異及其特征

將單位根檢驗結果與進一步細分的金融業區位商均值相結合得到表4，該表明確顯示出了我國金融業的空間集聚格局。

由表4可以看出，在31個省份中，共有7個省份的區位商檢驗結果為穩定，占到22.58%，其中東部地區為江蘇和天津，中部地區為安徽，西部地區為寧夏、云南、內蒙古和新疆；從區位商的具體數值來看，東部地區的江蘇和西部地區的寧夏在1～2，呈現出非常明顯的集聚效應態勢，東部地區的天津和西部地區的云南、新疆在0.9～1，呈現出一定程度的集聚效應態勢，而中部地區的安徽和西部地區的內蒙古則在0.6～0.9，集聚效應并不明顯。24個省份的區位商檢驗結果為不穩定，占到77.42%，其中東部地區為北京、上海、福建、浙江、河北、廣東、山東、海南，中部地區為山西、遼寧、吉林、河南、黑龍江、江西、湖北、湖南，西部地區為重慶、青海、四川、貴州、廣西、甘肅、陜西、西藏。從區位商的具體數值來看，東部地區北京和上海的金融業區位商均值高于2，遠大于我國其它地區；東部地區的福建、浙江和中部地區的山西以及西部地區的重慶、青海在1～2，呈現出了非常明顯的金融集聚態勢；東部地區的河北、廣東和中部地區的遼寧、吉林在0.9～1，說明四省的金融業形成了一定程度的集聚效應；而東部地區的山東和中部地區的河南、黑龍江、江西、湖北、湖南以及西部地區的四川、貴州、廣西、甘肅、陜西在0.6～0.9，金融業集聚效應不是很明顯；尤其是東部地區的海南和西部地區的西藏金融業區位商均值小于0.6，兩地區的金融業不具有集聚態勢。

在對表4進行總體分析的基礎上，下面再分地區對我國金融業空間集聚的區域分異及其特征進行具體分析。

1. 東部地區。在圖1中，除去山東和海南，東部地區其他省份的金融業區位商都在0.9以上，北京和上海更是超過了2，不存在低值組和超低值組。金融作為一種資源，具有逐利的特性，往往流向經濟發達，資源利用率和回報率高，風險小的地區，我國經濟發達地區主要集中在東部地區，所以東部地區的金融業集聚度比較高。具體而言，由于實體經濟發展程度遠遠高于我國其他地區，且產業集聚優勢明顯，吸引大量資本流入，相應地衍生出與金融業相關的多樣化金融機構，這反過來更加促進了金融業的進一步集聚。

環渤海、長三角和珠三角是目前我國經濟最富活力的地區，上述這些地區都位于我國東部。環渤海地區主要以北京為中心形成金融業集聚，天津和河北地區由于距離北京較近，北京的金融業集聚對這兩地區的輻射效應也較強。因此，總體來看，上述三省份的金融業集聚度都比較高。長三角地區的上海、江蘇和浙江則形成以上海為中心的金融業集聚格局，總體集聚程度則高于環渤海地區，這也凸顯了長三角地區在我國經濟格局中的重要地位。珠三角地區的廣東金融業集聚度則略輸于環渤海和長三角地區，隨著深圳金融業中心的形成與發展，可以預期其集聚度會逐步提高。

在東部地區，江蘇和天津兩省份金融業區位商的檢驗結果為穩定，同時江蘇屬于高值組，而天津則屬于較高值組，這一方面說明這兩省份金融業的發展要快于或接近于本省（市）整體經濟的發展，另一方面也說明金融業發展和整體經濟發展之間的這種關系并沒有出現非常大的波動，也就是金融業在這兩省份的空間分布并沒有隨著時間變化而呈現出一定的趨勢性，而是圍繞區位商均值上下波動，也就是金融業在這兩省份的集聚度雖然總體上較高，但并沒有在不同年份出現嚴重偏離經濟發展水平的現象，持續性偏離更是沒有發生。這說明對這兩省份而言，雖然金融業集聚度一直較高，但其金融業的發展基本是非常平穩的，這與北京、上海兩金融中心的輻射影響有關。

北京、上海、福建、浙江、河北、廣東、山東、海南的金融業區位商的檢驗結果為不穩定，同時各省份的金融業發展程度表現出較大的差異：北京、上海、福建、浙江的金融業區位商處于高值組中，說明這四省份金融業的發展要快于本地區整體經濟的發展；河北、廣東兩省的金融業區位商位于較高值組中，說明兩省的金融業發展大體接近本省整體經濟發展程度；山東和海南兩省的金融業發展程度遠遠落后于東部地區其他省份，對于經濟發展較好的山東地區而言尤其如此。總的來說，單位根檢驗結果表明金融業在上述各省份的空間集聚并不是圍繞著區位商均值上下波動，而是隨著時間的變化呈現出一定的趨勢性（上升或下降），金融業在不同的年份出現了嚴重偏離經濟發展水平的現象，并且偏離具有一定程度的持續性。具體而言，對于北京和上海來說，這意味著其全國金融業中心的地位在進一步加強，對于其他省份而言，則意味著東部地區經濟的快速發展導致了金融業空間集聚的大幅度調整。

2. 中部地區。在圖2中，中部地區除去山西之外，其他地區的區位商都在0.5～1，相比東部地區明顯較低。山西屬于不穩定的高值組，而安徽屬于穩定的低值組，其他省份均處于不穩定的低值組，總體看來中部地區金融業集聚的波動程度比較大。一般來說，欠發達地區的金融資源會流向發達地區以獲得資源收益的最大化。中部地區經濟尤其是實體經濟的發展程度遠低于東部地區，具有逐利性的金融資源會從中部地區流向東部經濟發達地區，所以說金融業在中部地區集聚的波動與此原因有著密切關系。可以預期，在未來相當長的時期內，伴隨著中部地區經濟的變化，其各省份的金融業集聚還會有較大的波動。

山西省的金融業區位商檢驗結果是不穩定的，且屬于高值組，這一方面說明山西省的金融業發展要快于本省整體經濟發展，另一方面也說明山西省金融業發展和整體經濟發展之間的這種關系出現了非常大的波動，即金融業在山西省的空間集聚并不是圍繞區位商均值上下波動，而是呈現出一定的趨勢性，也就是說山西省金融業在不同年份發展中出現嚴重偏離整體經濟發展水平的現象，并且這種偏離具有持續性。山西作為中國“煤都”，在煤炭資源開采的過程中對資金量的需求是非常大的，由此帶來金融業的快速發展，由于資源型經濟發展過程中受資源環境約束的影響較大，因此，其金融業的發展也面臨著一定程度的不確定性，從而使得金融業集聚出現較大波動。

遼寧、吉林、河南、黑龍江、江西、湖北、湖南的金融業區位商檢驗結果為不穩定，其中遼寧、吉林兩省的區位商處于0.9～1，說明遼寧和吉林兩省的金融業發展和本省整體經濟發展程度大體一致；河南、黑龍江、江西、湖北、湖南的區位商處于0.6～0.9的低值組，說明了五省的金融業發展程度遠遠低于本地整體經濟發展程度。總體來說，上述七省的金融業發展和整體經濟發展之間大體一致或低于經濟發展的水平，而且這一關系存在著非常大的波動。對這些省份而言，金融資源的流入與流出相對比較頻繁，這一方面說明在“中部崛起”的區域發展政策下，中部地區希望借此機會通過提高金融業集聚度來發展經濟，另一方面也說明由于本地區經濟與東部地區的差距而使得金融資源流出本地區。

安徽金融業區位商檢驗結果是中部地區唯一處于穩定狀態的，但是其金融業區位商均值位于0.6～0.9，集聚度比較低。這說明金融業的發展與安徽整體經濟的發展存在一定程度的差距，而且這種差距在30年左右的時間里并沒有發生太大的變化，也就是金融業集聚在安徽省保持了一個非常平穩的低水平發展態勢。

3. 西部地區。在圖3中，西部地區的寧夏、青海、新疆、云南和重慶的區位商大于或接近于1，其他省份的區位商都在0.5～1。寧夏屬于穩定的高值組，而青海和重慶則屬于不穩定的高值組，云南、新疆屬于穩定的較高值組，內蒙古屬于穩定的低值組，其他省份則屬于不穩定的低值組，特別是西藏屬于不穩定的超低值組。

寧夏、青海和重慶同屬于高值組，說明三省份的金融業發展快于本省份的整體經濟發展程度，但金融業區位商檢驗結果表明三省份金融業的空間集聚具有不同的態勢：寧夏金融業區位商單位根檢驗結果穩定，說明其金融業發展快于整體經濟發展水平的狀態并沒有出現非常大的波動，也就是金融業在寧夏的空間集聚并沒有隨著時間變化而呈現出一定的趨勢性，而是圍繞區位商均值上下波動，也就是說，金融業在寧夏集聚度雖然總體上較高，但并沒有在不同年份出現嚴重偏離經濟發展水平的現象，持續性偏離更是沒有發生；青海省和重慶市的金融業區位商單位根檢驗結果為不穩定，說明其金融業發展快于整體經濟發展的態勢具有很大的波動性，即金融業在這兩省份空間集聚呈現出一定的趨勢性，而且金融業發展在出現了較大程度的偏離其經濟發展水平的狀況。

新疆和內蒙古的金融業區位商單位根檢驗結果為穩定，新疆金融業區位商均值位于0.9～1，內蒙古處于0.6～0.9。這一方面說明新疆的金融業發展與其整體經濟發展程度相一致，內蒙古金融業發展程度要慢于其整體經濟發展程度；另一方面說明這兩省份金融業發展和整體經濟發展之間的這種關系并沒有出現非常大的波動，即金融業在這兩省份的空間集聚并沒有隨著時間變化呈現出一定的趨勢性，也就是金融業的發展狀態沒有出現嚴重偏離經濟發展水平的現象。

西部地區中的四川、貴州、廣西、甘肅、陜西、西藏六省份的金融業區位商檢驗結果是不穩定，且金融業區位商都低于0.9，其中西藏地區則低于0.6。對于西部地區而言，由于其經濟發展水平較東部和中部地區差距較大，因此這種不穩定性說明上述省份都在積極創造條件吸引金融資源的流入，同時經濟發展的低水平又導致金融資源流出本省份，但總體而言由凈流入而形成的空間集聚與區域經濟發展相比仍處于低水平狀態。

四、結論

金融業在區域經濟發展中發揮著重要作用，而其分布的不均衡無疑會影響到其作用的發揮。比較三地區各省份的區位商均值可以看出，其大體呈現出橄欖形狀，也就是區位商高值和低值的省份都較少，大部分位于中值區域。從差異性來看，我國東部地區的金融業集聚要遠高于中、西部地區，這尤其以北京和上海兩大金融中心為代表；具體表現在區位商均值上東部地區各省份大都在1～2，而中西部地區的各省份則大都集中在0.5～1，這與我國東中西區域經濟發展的現實差距相符合。

從區位商的非線性傅立葉函數單位根檢驗結果來看，在比例上無論東部還是中西部都表現出了很強的不穩定性特征，這種不穩定性表明了金融業集聚的波動性很大。應該說，這種波動性對于促進我國區域經濟的協調發展是非常有必要的。從金融業發展與實體經濟的關聯關系來看，在發展的初期階段會依附并服務于實體經濟；在發展的中期階段會獨立于實體經濟，與其平行發展并影響實體經濟；成熟階段就會超越實體經濟并對其產生重要作用。在上述過程中，金融業集聚與區域經濟在理論上存在著一個最佳匹配度，沒有達到或超過最佳匹配度，金融業集聚都不能很好地促進區域經濟發展。因此，波動性實質上表明了我國金融業集聚伴隨著區域經濟發展所進行的調整，也間接反映出各個地區都希望提高金融業集聚水平來發展區域經濟，而金融資源的有限性又使得這一過程變得更加復雜，而這種波動性在某種程度上促進了金融資源在區域間的優化配置。但就現實而言，由于東部地區經濟發展水平要遠高于中西部，因此金融業集聚向東部地區的集聚趨勢并不會改變，這就需要從政策上對金融業的空間分布進行均衡。

另一方面也應該看到，在東、中、西部地區都有少數省份的單位根檢驗結果為穩定，這種穩定性總體而言是不利于區域經濟發展。具體來說，對這些省份而言，其金融業集聚處于相對固化狀態，也就是對于高值組來說，會存在著金融業的過度集聚，而對于低值組來說，則會存在金融業的集聚不足。金融資源存在著很強的逐利性，要改變這種狀態就需要在發揮市場機制作用的同時，更加注重在政策層面上加大其金融業集聚的調整，從而更好地促進我國區域經濟的協調發展。

參考文獻：

[1]劉紅.金融集聚影響區域經濟增長的機制研究[D].上海：同濟大學博士學位論文，2008.

[2]丁藝，李靖霞，李林.金融集聚與區域經濟增長[J].保險研究，2010，（2）.

[3]Enders，W.，and J.Lee.Testing for a Unit Root with a Nonlinear Fourier Function[R].2004.

[4]Enders，W.，and J.Lee.The Flexible Fourier Form and Testing for Unit Roots：An Example of the Term Structure of Interest Rates[R].2009.

[5]Bai J.，and P.Perron.Estimating and Testing Linear Models with Multiple Structural Changes[J].Econometrica，1998，（1）.

[6]Schmidt，P.，and P.C.B.Phillips.LM Test for a Unit Root in the Presence of Deterministic Trends[J].Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1992，（3）.

[7]Amsler，C.，and J Lee.An LM Test for a Unit-Root in the Presence of a Structural Change[J].Econometric Theory，1995，（2）.

[8]Chi-Wei Su and Hsu-Ling Chang.Is Per Capita Real GDP Stationary in Central and Eastern EuropeanCountries？Evidence from the Flexible Fourier Test[J].Eastern European Economics，2011，（3）.

[9]Hsu-Ling Chang，De-Chih Liu and Chi-Wei Su.Purchasing Power Parity with Flexible Fourier Stationary Test for Central and Eastern European Countries[J].Applied Economics，2012，（32）.

責任編輯、校對：關 華

另一方面也應該看到，在東、中、西部地區都有少數省份的單位根檢驗結果為穩定，這種穩定性總體而言是不利于區域經濟發展。具體來說，對這些省份而言，其金融業集聚處于相對固化狀態，也就是對于高值組來說，會存在著金融業的過度集聚，而對于低值組來說，則會存在金融業的集聚不足。金融資源存在著很強的逐利性，要改變這種狀態就需要在發揮市場機制作用的同時，更加注重在政策層面上加大其金融業集聚的調整，從而更好地促進我國區域經濟的協調發展。

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[8]Chi-Wei Su and Hsu-Ling Chang.Is Per Capita Real GDP Stationary in Central and Eastern EuropeanCountries？Evidence from the Flexible Fourier Test[J].Eastern European Economics，2011，（3）.

[9]Hsu-Ling Chang，De-Chih Liu and Chi-Wei Su.Purchasing Power Parity with Flexible Fourier Stationary Test for Central and Eastern European Countries[J].Applied Economics，2012，（32）.

責任編輯、校對：關 華

另一方面也應該看到，在東、中、西部地區都有少數省份的單位根檢驗結果為穩定，這種穩定性總體而言是不利于區域經濟發展。具體來說，對這些省份而言，其金融業集聚處于相對固化狀態，也就是對于高值組來說，會存在著金融業的過度集聚，而對于低值組來說，則會存在金融業的集聚不足。金融資源存在著很強的逐利性，要改變這種狀態就需要在發揮市場機制作用的同時，更加注重在政策層面上加大其金融業集聚的調整，從而更好地促進我國區域經濟的協調發展。

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[9]Hsu-Ling Chang，De-Chih Liu and Chi-Wei Su.Purchasing Power Parity with Flexible Fourier Stationary Test for Central and Eastern European Countries[J].Applied Economics，2012，（32）.

責任編輯、校對：關 華