區(qū)域金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的空間溢出效應(yīng)
——以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶為例

魯 婧

(江蘇大學(xué) 江蘇 鎮(zhèn)江 212000)

十九大以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)已由高速增長(zhǎng)階段進(jìn)入高質(zhì)量增長(zhǎng)階段。隨著金融供給側(cè)改革的開展，金融資源配置效率作為經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)的內(nèi)生驅(qū)動(dòng)力引發(fā)了一系列新需求。同時(shí) “一帶一路”建設(shè)所提出的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的推進(jìn)實(shí)施，帶來了生產(chǎn)要素跨區(qū)域流動(dòng)加速和產(chǎn)業(yè)空間的轉(zhuǎn)移，因此在基礎(chǔ)設(shè)施、貿(mào)易融資及跨區(qū)跨境服務(wù)等多個(gè)領(lǐng)域的金融資源需求潛力巨大。因此，促進(jìn)區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)高質(zhì)量協(xié)同發(fā)展的首要問題在于搞清楚金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的作用機(jī)理以及這樣的作用是否給周邊地區(qū)城市帶來或正或負(fù)的外溢效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)綜述

國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究首先關(guān)注的是金融配置效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，研究表明二者之間的關(guān)系并不是單向的，在我國(guó)它們存在一種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，但宏觀金融效率影響不夠大，并且我國(guó)金融效率還有很大的提升空間，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)宏觀金融效率存在“需求引致”效應(yīng)(王錦慧，藍(lán)發(fā)欽，2008)。宏觀金融效率被進(jìn)一步細(xì)化為儲(chǔ)蓄率、儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率等指標(biāo)，宏觀金融效率中的居民存款儲(chǔ)蓄率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用不明顯，儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率、資金的使用效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正向作用(李政，2013)，而微觀金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)卻存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。隨后楊友才(2014)、陳曉玲等(2016)、陸文香(2018)等學(xué)者也從不同角度論證了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。但是由于他們?cè)谘芯恳暯恰?shù)據(jù)選擇和研究方法方面的差異，導(dǎo)致得出的結(jié)論有著明顯的分歧。

已有文獻(xiàn)有些在研究方法上將研究對(duì)象作為獨(dú)立個(gè)體，而忽視了個(gè)體間的空間相關(guān)性，忽視金融資源在地區(qū)間的流動(dòng)以及本地區(qū)金融效率提升對(duì)周邊地區(qū)省市經(jīng)濟(jì)帶來的外溢影響。有些是在金融資源效率測(cè)度上忽視統(tǒng)籌宏觀和微觀金融體系或是側(cè)重于單純研究金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展增速的作用，忽視了當(dāng)前經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的背景。鑒于此，本文將以長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶為例，利用2005-2018年省市面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間計(jì)量模型研究區(qū)域金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的溢出效應(yīng)。

二、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量與金融配置效率的測(cè)算

(一)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量測(cè)算

根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲取性對(duì)國(guó)務(wù)院發(fā)布的“地區(qū)發(fā)展與民生指數(shù)(DLI)”[10]指標(biāo)進(jìn)行篩選或轉(zhuǎn)化構(gòu)建出較為全面的指標(biāo)體系(如下表1所示)。本文采取客觀熵權(quán)法計(jì)算出指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)指數(shù)。

表1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指標(biāo)體系

(二)金融配置效率的測(cè)算

本文采用基于面板的廣義數(shù)據(jù)包絡(luò)法(DEA)來測(cè)度長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市的金融資源配置效率。數(shù)據(jù)包絡(luò)法是根據(jù)投入產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)來測(cè)度效率的一種非參數(shù)方法。通過線性規(guī)劃來尋求效率最優(yōu)解。本文應(yīng)用此方法解決度量各省市2011-2018年金融資源配置效率值的問題，以每年為決策單元，每個(gè)決策單元有信貸、人力等五種資源投入，金融業(yè)增加值和人均GDP為2種產(chǎn)出。

具體指標(biāo)體系如下：

表2 金融資源配置效率評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

三、研究假設(shè)和模型設(shè)計(jì)

(一)研究假設(shè)

H1：優(yōu)化金融資源配置效率有利于促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。

H2：外地金融資源配置效率的提升會(huì)對(duì)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生消極作用

(二)模型設(shè)計(jì)

基于理論分析，構(gòu)建以下計(jì)量模型：lnEq=λlnF+αlncon+ε

其中，lnEq表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，lnF表示金融資源配置效率，lncon表示控制變量。Ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)，λ和α為解釋變量系數(shù)。接下來引入空間權(quán)重向量構(gòu)建空計(jì)量模型：

(1)

其中，y 為被解釋變量，x 為解釋量，ρ為被解釋變量空間滯后系數(shù)，表示被解釋變量具有空間依賴關(guān)系，θ為解釋變量空間效應(yīng)系數(shù)，λ為空間誤差項(xiàng)系數(shù)。Wij為空間權(quán)重矩陣的元素值，用于揭示變量的屬性關(guān)系。本文選擇經(jīng)濟(jì)地理學(xué)中衡量區(qū)域相互影響最為直觀的地理相鄰因素來制定權(quán)重賦值規(guī)則：相鄰區(qū)域賦值1，不相鄰賦值0。

當(dāng)θ=0，λ=0時(shí)，可以將式(1)簡(jiǎn)化為空間自回歸模型(SAR)：

(2)

當(dāng)θ=0，ρ=0時(shí)，可以將式(1)簡(jiǎn)化為空間誤差模型(SEM)：

yit=α+βxit+cj+μt+vit

(3)

當(dāng)λ=0時(shí)，可以將式(1)簡(jiǎn)化為空間誤差模型(SDM)：

(4)

(三)模型檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠衲苁褂每臻g計(jì)量模型，需計(jì)算莫蘭指數(shù)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量進(jìn)行全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)，自相關(guān)檢驗(yàn)指數(shù)Moran’s I表達(dá)式為：

(6)

其中n表示區(qū)域個(gè)數(shù)，是空間權(quán)重矩陣，在上述公式中，xt代表n個(gè)區(qū)域在t時(shí)段的平均值，xi和 xj代表的區(qū)域i、j的位置屬性即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)值。本次公式中的Moran’s I是全局空間自相關(guān)指數(shù)，指數(shù)范圍在[-1,1]之間，如果該數(shù)值為正數(shù)，則表示為空間正相關(guān)，如果該數(shù)值為負(fù)數(shù)，則表示為空間負(fù)相關(guān)，如果該數(shù)值為0，則表示不相關(guān)。為檢驗(yàn)I值的顯著性，一般采用Z檢驗(yàn)，當(dāng) Z >1.96時(shí)表明Moran’s I顯著：

(7)

由于空間滯后項(xiàng)的引入，當(dāng)模型選擇為SAR或SDM模型時(shí)，解釋變量系數(shù)將不再是對(duì)被解釋變量的直接效應(yīng)，為了對(duì)模型進(jìn)行精確的解釋，必須測(cè)算分解金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量效應(yīng)，采用LeSage和Pace提出的偏微分方法對(duì)空間效應(yīng)進(jìn)行分解測(cè)算。

(四)變量說明

1.被解釋變量：本文的被解釋變量是前文選擇熵權(quán)法計(jì)算得到的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量綜合指數(shù)。

2.核心解釋變量：本文的核心解釋變量為前文以廣義數(shù)據(jù)包絡(luò)法(DEM)測(cè)算得到的金融資源配置效率。

3.控制變量

為了控制教育、財(cái)政、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和交通四個(gè)可能對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生影響的變量，本文針對(duì)每個(gè)因素選擇了一個(gè)常用變量作為控制變量，分別是：(1)科技創(chuàng)新程度(T)。選取用各地區(qū)專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)占全國(guó)專利申請(qǐng)授權(quán)總量的比值作為衡量一個(gè)區(qū)域創(chuàng)新水平的指標(biāo)；(2)政府財(cái)政政策(G)。財(cái)政支出占GDP的比重衡量政策調(diào)控力度。(3)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(I)。選取第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重。(4)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平(H)。采用高速公路里程來衡量地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。

四、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來源與空間計(jì)量的選擇

根據(jù)上文式(6)測(cè)算出的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量進(jìn)行全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)，以確定是否可以使用空間計(jì)量模型。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)的全局空間自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。可以看出長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11省市的經(jīng)濟(jì)質(zhì)量檢驗(yàn)指標(biāo)Moran’s I全部通過顯著性水平檢驗(yàn)并且數(shù)字呈逐年上升趨勢(shì)，表明隨著經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展，長(zhǎng)江沿岸各地區(qū)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的空間相關(guān)性在逐年增強(qiáng)，且呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)。我們初步可以判斷金融資源配置效率對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)質(zhì)量可能有直接影響，同時(shí)這種影響對(duì)周邊地區(qū)溢出效應(yīng)存在。同時(shí)，Husman檢驗(yàn)判斷是否選擇固定效應(yīng)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值為0.0004<0.001，拒絕原假設(shè)，因此本文應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。接下來在選擇空間計(jì)量模型類型時(shí)，通過LM檢驗(yàn)對(duì)空間滯后模型(SLM)和空間誤差模型(SEM)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果見表4：

表3 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的Moran’s I指數(shù)

表4 模型選擇的檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示LM-lag和Robust LM-lag分別為70.4551(P=0)和26.1375(P=0)，而LM-Error和Robust LM-Error分別為225.6734(P=0)和134.2379(P=0)，由于兩者的檢驗(yàn)指標(biāo)值都通過檢驗(yàn)且P值為0，說明空間滯后模型和空間誤差模型都適合，因此為將二者所反映的統(tǒng)計(jì)信息都包含在內(nèi)，我們選擇構(gòu)建更加穩(wěn)健的空間杜賓模型(SDM)。

(二)實(shí)證結(jié)果與分析

1.基于空間面板杜賓模型的回歸結(jié)果分析

本文通過sata14.0軟件構(gòu)建模型的結(jié)果如下表5所示，為增強(qiáng)模型穩(wěn)健性，我們對(duì)比三種模型結(jié)果并與傳統(tǒng)OLS模型做對(duì)比分析。其中，W*代表解釋變量和控制變量的空間滯后系數(shù)，W*dep.代表被解釋變量的空間滯后系數(shù)。從三個(gè)模型對(duì)比的結(jié)果可知，空間杜賓模型的擬合系數(shù)最大，說明本文選擇構(gòu)建空間杜賓模型是合理的。

表5 模型回歸結(jié)果對(duì)比

回歸結(jié)果顯示在普通面板回歸下，金融資源配置效率與經(jīng)濟(jì)質(zhì)量呈正相關(guān)，且未通過顯著性水平檢驗(yàn)。其他控制變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響為正，但教育水平、財(cái)政支出和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向影響也并不顯著，只有產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的正向影響顯著。在引入空間權(quán)重之后，金融資源配置效率的變量的顯著性由不顯著變?yōu)轱@著，表明金融資源配置效率是通過空間因素來影響經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的。金融資源配置效率的空間滯后項(xiàng)系數(shù)通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，并且從四種模型的擬合系數(shù)看空間杜賓模型的擬合系數(shù)達(dá)到0.929，比其他模型都高，表明了杜賓模型擬合效果最好。

2.空間溢出效應(yīng)分解結(jié)果分析

基本的面板模型的估計(jì)系數(shù)可以代表金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的彈性影響，但空間杜賓模型的估計(jì)系數(shù)卻不能，因此要進(jìn)一步具體解釋金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的空間效應(yīng)需要進(jìn)行效應(yīng)分解。效應(yīng)分解結(jié)果如表6所示：

表6 區(qū)域金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量影響的效應(yīng)分解

結(jié)果顯示金融資源配置效率的直接效應(yīng)為正，且通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明金融資源配置效率對(duì)本地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量具有顯著的促進(jìn)作用，金融資源配置效率每提高1%，本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升0.961%。這符合我國(guó)國(guó)情，在金融高質(zhì)量發(fā)展的過程中，通過提高金融資源供給質(zhì)量帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量協(xié)同提升，促進(jìn)資源整合和產(chǎn)業(yè)資本集聚，實(shí)現(xiàn)金融資源優(yōu)化配置和優(yōu)化再生，有利于金融資本更好更快地投向有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升的產(chǎn)業(yè)。這就證實(shí)了前文提出的假設(shè)1。而金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的間接效應(yīng)為負(fù)，且通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，說明金融資源配置效率對(duì)省域間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的抑制作用，本地金融資源配置效率每提升1%，周圍地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量下降1.692%。這表明包括金融資源在內(nèi)各地區(qū)之間的資源流動(dòng)在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下是一種普遍現(xiàn)象，這種現(xiàn)象導(dǎo)致了各地金融資源配置效率的差異。基于資源總量一定的假設(shè)，當(dāng)某地區(qū)金融資源具有較高的配置水平時(shí)，顯然會(huì)進(jìn)一步削弱、降低周圍區(qū)域配置金融資源的配置效率，從而對(duì)周圍地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生負(fù)的影響。

從控制變量角度，科技創(chuàng)新水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的直接效應(yīng)為正但未通過顯著性水平檢驗(yàn)，說明科技創(chuàng)新不足以帶動(dòng)本地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。目前我國(guó)的科技創(chuàng)新仍以模仿為主，需要加快推進(jìn)科技體制改革，強(qiáng)化消化吸收再創(chuàng)新，把金融資源投入到高技術(shù)含量、高附加值的產(chǎn)業(yè)。而間接效應(yīng)為正且能通過5%的顯著性檢驗(yàn)，說明相鄰地區(qū)的科技創(chuàng)新能一定程度上帶動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。鄰近區(qū)域的高技術(shù)產(chǎn)品很容易引進(jìn)相鄰的省市帶動(dòng)整個(gè)區(qū)域的科技創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)集聚，從而促進(jìn)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展。科技創(chuàng)新水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的總效應(yīng)為正且能通過10% 的顯著性水平，啟示我們提升科技創(chuàng)新水平的質(zhì)量，以科技創(chuàng)新帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)繁榮。

政府財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接、間接效應(yīng)和總效應(yīng)皆為正且通過1%的顯著性檢驗(yàn)，說明區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策干預(yù)下各地區(qū)協(xié)同發(fā)展有利于各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升。此外，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響達(dá)0.739且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)對(duì)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的帶動(dòng)較大，但間接效應(yīng)為負(fù)且并不顯著，由此可見本地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)對(duì)其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響有限。最后，從地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況看，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的直接效應(yīng)為0.29間接效應(yīng)為0.509且通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明交通基礎(chǔ)設(shè)施的完備實(shí)現(xiàn)了周邊地區(qū)的互聯(lián)互通，降低貿(mào)易運(yùn)輸成本也能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提升。

五、結(jié)論與建議

本文運(yùn)用長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11省市2005-2017年地市面板數(shù)據(jù)來研究長(zhǎng)江流域各省市金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的溢出效用。利用數(shù)據(jù)包絡(luò)法(DEA)測(cè)算了各省市金融資源的配置效率，利用熵權(quán)法測(cè)算出各省市經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量指數(shù)，建立空間杜賓模型研究金融資源配置效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的溢出效應(yīng)。結(jié)果顯示：本地金融資源配置效率的提升有利于本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升，但對(duì)周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量有負(fù)向作用。從其他控制變量角度分析，科技創(chuàng)新水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量不顯著，財(cái)政政策、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)情況都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量影響作用顯著。據(jù)此本文提出以下建議：

第一，注重區(qū)域金融資源配置效率的提升以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。首先，加大對(duì)先進(jìn)制造業(yè)、戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)、勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)、服務(wù)業(yè)和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)改造升級(jí)等的信貸支持，提高資金的使用效率，為經(jīng)濟(jì)質(zhì)量快速發(fā)展提供有力的資金幫助；其次，政府政策需與當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展現(xiàn)狀相適應(yīng)；再次，培養(yǎng)金融人才，推進(jìn)人才資源市場(chǎng)的建設(shè)，鼓勵(lì)各類金融產(chǎn)品和金融衍生工具的開發(fā)和交易，激發(fā)金融機(jī)構(gòu)服務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的活力創(chuàng)新動(dòng)力。最后，要完善當(dāng)?shù)亟鹑诨A(chǔ)設(shè)施建設(shè)，形成地區(qū)金融安全網(wǎng)。

第二，加強(qiáng)地區(qū)間的系統(tǒng)發(fā)展，充分考慮本地區(qū)金融資源配置給其他地區(qū)來的外部影響。政府在政策制定上考慮到宏觀層面，強(qiáng)化區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)機(jī)制，打破行政壁壘，避免各地區(qū)各自為戰(zhàn)。通過政策的協(xié)調(diào)調(diào)動(dòng)各區(qū)域互相配合減少這種不利的溢出效應(yīng)，引導(dǎo)地區(qū)金融資源配置，使資源形成優(yōu)劣互補(bǔ)并得到充分利用。其次，應(yīng)聯(lián)合區(qū)域各省市共同發(fā)展以吸引區(qū)域外的高端金融資源，使金融資源向區(qū)域內(nèi)集聚，以期達(dá)到提升地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力的目的。

第三，改善最初的金融資源空間上分配不均的問題。結(jié)合各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展特征和現(xiàn)狀優(yōu)化金融資源配置效率。要優(yōu)先引導(dǎo)中西部地區(qū)順應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)，遵循發(fā)展的客觀規(guī)律積極迎合供給側(cè)改革的要求，才能引導(dǎo)其資金流向適合當(dāng)?shù)匕l(fā)展的創(chuàng)新型產(chǎn)業(yè)和能帶來較大經(jīng)濟(jì)收益和改善人民生活的行業(yè)。