馬世佳
[提要] 本文通過研究北京金融產業產值占GDP的比重,并對比全國數據計算出北京金融產業區位熵及產業集群規模指標,利用北京金融產業集群規模與其經濟增長的數據,建立VAR、VEC模型,研究變量間的數量關系,并提出政策建議。
關鍵詞:金融;產業集群度;區位熵
中圖分類號:F727 文獻標識碼:A
收錄日期:2016年11月24日
金融產業作為我國新時期經濟增長的重要推動力量,一直以來都受到全社會的關注,而金融產業集群現象則是現代經濟社會的產物,正在成為區域競爭力能否提升的重要標準,北京市金融產業發展一直處于全國領先水平,研究北京的金融產業集群與其經濟增長的關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系。
一、北京金融產業區位熵和集群規模情況
區位熵作為地區專業化指數,是通過計算某地區要素的區位分布情況來測量該地區產業結構的某一行業與全國水平相比是否存在相對優勢,進而衡量該地區這一產業的專業化程度的指標。在研究北京地區金融產業結構時,運用“區位熵”分析北京金融產業部門發展情況是最為恰當的,計算公式為:
北京金融產業區位熵=(北京金融產業產值/北京GDP)/(全國金融產業產值/全國GDP)
如圖1所示,為2001~2014年北京金融產業產值和全國金融產業產值占各自GDP總產值的比重(左軸)以及北京金融產業的區位熵(右軸)折線圖。可以看到在經歷2001~2004年連續3年的產業產值比重下滑之后,從2005年金融產業開始整體占比趨勢明顯上升,雖然2009年受金融危機影響有所反復,但并不影響整體大勢。整體來看,北京金融產業產值比重由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,北京金融產業區位優勢明顯。而北京金融產業區位熵在經歷2001~2005年的上漲后,有連續下降的趨勢,最近幾年幾乎保持2.12水平,表明我國隨著其他地區金融產業的蓬勃發展,拉近了與北京的距離,但北京的集群發展區位優勢依然明顯,這與“十二五”規劃中北京作為區域金融中心的地位相吻合。(圖1)
集群規模指數亦是衡量產業集群程度的指數,可以在區位熵的基礎上進一步計算得到,能夠更加直觀地觀察到某地區的集群程度,數值越大,表明該地區的產業集群度越高。具體計算步驟為:
北京集群規模指數=(北京金融產業產值/北京GDP-全國金融產業產值/全國GDP)×北京金融產業產值
如表1所示,為北京2001~2014年金融產業集群規模變化情況,規模指數從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%,這是非常快的規模化發展增速,在全國范圍內也名列前茅。(表1)
二、北京金融產業集群與經濟增長關系實證檢驗
(一)時間序列平穩性檢驗。協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系,如果變量之間是協整的,那么變量間的線性關系則是平穩的。協整是對非平穩時間序列變量間存在的長期關系的統計描述,非平穩時間序列變量間的線性關系就是協整關系。對變量進行對數變換,LGDP表示北京GDP的對數,LSTT表示北京金融產業集群度的對數,經過比較,LGDP與LSTT兩變量具有相同的增長趨勢,可能存在協整關系。如果兩個變量是非平穩的,那么后續的回歸即為“偽回歸”,結論無效。所以首先要進行平穩性檢驗,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單位根檢驗結果,結果表明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,可能存在協整關系。
(二)格蘭杰因果關系檢驗。Granger因果關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的預測準確性,則稱X是Y的Granger原因。(表3)
由表3的檢驗結果可以看出,對于第一個假設“LSTT不是LGDP的格蘭杰原因”F統計量值為4.1750,P值0.0640,在10%的臨界值下拒絕原假設,認為北京金融產業集群化是北京GDP增長的格蘭杰原因;第二個假設“LGDP不是LSTT的格蘭杰原因”F統計量值為2.3229,P值為0.1684,接受原假設,認為北京GDP增長不是北京金融產業集群發展的格蘭杰原因。
三、協整檢驗與VAR模型
(一)協整關系檢驗。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整關系。本文采用Jonhamson協整檢驗,該檢驗方法是基于VAR模型的檢驗方法。選擇假設為,在EVIEWS選擇“序列LGDP有線性確定性趨勢且協整方程(CE)僅有截距”選項。(表4)
如表4所示,第一行原假設為“變量之間不存在協整關系”,檢驗結果在5%臨界值水平下拒絕原假設,說明原模型至少有1個協整關系;第二行原假設為“變量之間至多存在一個協整關系”,檢驗結果接受原假設,說明原模型具有唯一協整關系。根據檢驗結果,協整向量為β=(1,-1.6514),通過檢驗其單位根,發現其特征根均處于單位圓內,說明協整關系有效。
(二)VAR模型。根據上述分析結果建立滯后二階VAR模型,這一模型表示北京GDP與北京金融產業集群度的長期關系,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準則值-6.5367,SC值為-6.1326,模型估計結果擬合良好。從估計結果可以看出,北京市GDP滯后一期對自身影響較大,尤其是對北京金融產業集群度。
(三)VEC誤差修正模型。為更好地觀察短期內北京GDP與北京金融產業集群度的關系,本文使用VEC誤差修正模型對其進行考察:
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,根據模型的參數估計,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,可以看出短期內北京金融產業集群度對北京GDP的影響力隨著時間的推移呈下降趨勢。誤差修正項系數(CointEq1系數)反映了變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時,將其調整到均衡狀態的調整速度,反映了對偏離長期均衡的調整力度。CointEq1系數對D(LGDP)、D(LSTT)的修正值為0.4251和0.3348,這一結果表明現期LGDP大于長期均衡值,有42.51%的概率使LGDP在短期得到調整,33.48%的概率使LSTT在短期得到調整,調整周期分別為2.35和2.99。
四、結論及建議
(一)結論。經上述分析,得出如下結論:首先,2001~2014年北京金融產業集群規模不斷擴大,且北京GDP和金融產業集群度的時間序列均為非平穩序列,但它們的一階差分序列都是平穩的,而且兩個變量之間存在著唯一的長期穩定均衡關系;其次,格蘭杰因果關系檢驗結果表明:北京金融產業集群規模的發展是北京GDP穩步增長的原因,該行業的發展為北京的經濟增長做出了突出貢獻;第三,北京金融產業集群規模與其GDP之間存在協整關系,長期來看滯后期一階和二階GDP對自身影響分別達到0.8256、0.3699,影響顯著,金融產業集群度對自身的影響分別為0.4392、0.4848。短期來看,北京金融產業集群度對經濟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和金融產業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果,增長偏快。
(二)建議。營造金融產業生態環境,健全金融服務國際化政策體系。在北京為中心的區域政策層面上,政府要在宏觀支持和戰略引導方面對金融產業做出正確導向,發揮更重要的作用。一方面金融主管部門應當發揮主導力量,營造良好的產業生態環境;另一方面政府要優化產業布局,提高行政效率,為行業機構構建國際化專業化的政策體系。
構建多層次金融市場體系,提高產業集聚效應。目前,北京的金融產業集聚趨勢特別明顯,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、區域優勢明顯,人民銀行、銀監會、證監會、保監會以及五大銀行聚集于北京構成了極其雄厚的金融產業基礎。所以,凝聚優勢資源,適當開放銀行業競爭有利于提高金融產業效率,打破壟斷,建立公平競爭環境。
鑄造金融產業區域性,發展國際金融中心。作為首都,金融業具有巨大的市場潛力,要想成為未來國際金融中心,必須在規劃上優化布局,大力拓展空間容量,推動信息環境、文化環境等方面的完善與創新,迎接更多的中外金融機構入駐。并且在政策上要圍繞高端人才的集聚,實施金融人才戰略,多渠道培養結構性金融人才,遵循市場規則的主導作用,按國際慣例制定制度措施,全力聚焦支持首都金融產業集群的國際化發展。
主要參考文獻:
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