基于金融集聚視角的福建省產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化實證研究

張皓南

(福建師范大學 經(jīng)濟學院，福建 福州 350108)

0 引 言

目前，我國經(jīng)濟已步入“新常態(tài)”化階段，若以全球不同經(jīng)濟體的發(fā)展規(guī)律看，我國經(jīng)濟已處于高速增長后的“增速換擋”期。經(jīng)濟增速的放緩既是經(jīng)濟發(fā)展模式轉變的具體表現(xiàn)，又是從要素驅動、投資驅動向創(chuàng)新驅動轉換的必然過程，同時還是邁向新增長模式的更高起點。就當前經(jīng)濟形勢而言，我國資源環(huán)境約束趨緊，生產(chǎn)要素成本不斷上升，以往粗放型、偏重數(shù)量擴張型的發(fā)展模式難以持續(xù)，只有轉變經(jīng)濟增長方式，加快產(chǎn)業(yè)結構調整，才能不斷促進我國產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。但目前我國一些產(chǎn)業(yè)體系建立時間不長，產(chǎn)業(yè)布局并不協(xié)調、產(chǎn)業(yè)結構尚不合理，尤其是在新興產(chǎn)業(yè)尚未成形，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)急需轉型的形勢下，作為我國東部重要省份的福建省，急需借鑒長三角、珠三角發(fā)展經(jīng)驗，通過金融集聚夯實發(fā)展基礎，促進產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級。為此，本文借助2001—2016年福建省銀行業(yè)、保險業(yè)、證券業(yè)的時間序列數(shù)據(jù)，運用區(qū)位熵指標描述福建省金融業(yè)的集聚水平，并通過協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和回歸分析對金融集聚和產(chǎn)業(yè)結構升級的關系進行實證分析，以此提高企業(yè)的融資效率，促進福建省產(chǎn)業(yè)結構的不斷優(yōu)化，并使福建省經(jīng)濟得到快速協(xié)調發(fā)展。

1 相關文獻綜述

金融集聚概念最早由經(jīng)濟學家Kindleberger C P提出。Kindleberger C P認為，金融集聚區(qū)可以協(xié)調個體間的投資與儲蓄，促進資金轉移，吸引資金涌入，并形成區(qū)域經(jīng)濟“心臟”。由于金融機構為了降低交易成本，存在向某一適當?shù)乩韰^(qū)位集中的需求，而這種需求在促使金融產(chǎn)業(yè)獲得規(guī)模經(jīng)濟效益外，還有效推動了所在區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構的迭代優(yōu)化[1]3395-3397。Pandit和Swann采用產(chǎn)業(yè)集群動態(tài)研究法，對英國金融業(yè)進行了實證分析，得出集聚效應影響企業(yè)發(fā)展的結論[2]33-61。嚴武、丁俊峰利用廣東省1979—2010年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)，就金融發(fā)展與外商投資對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響進行實證檢驗。結果發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構升級具有正向作用[3]30-40。施衛(wèi)東、高雅以長三角地區(qū)16個城市的面板數(shù)據(jù)為依據(jù)，驗證了金融集聚發(fā)達區(qū)域確實能夠推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的結論[4]73-81。楊義武、方大春也借助長三角地區(qū)16個城市連續(xù)八年的面板數(shù)據(jù)，運用面板向量自回歸模型證實了此結果，而且發(fā)現(xiàn)在此過程中資本市場起主要推動作用，但具有一定的時滯性[5]55-65。孫晶、蔣伏心采用2003—2007年我國省際面板數(shù)據(jù),運用空間滯后模型和空間誤差模型驗證了金融集聚對區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級的空間“溢出效應”。結果發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的影響遠大于證券業(yè)、保險業(yè)[6]5-14。但也有一些學者認為，金融集聚對產(chǎn)業(yè)結構不一定存在絕對的正向效用。王定祥、吳代紅等運用VAR模型定量分析了中國金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的影響。并認為：產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化是產(chǎn)業(yè)結構同時向合理化和高級化發(fā)展的過程，且最終產(chǎn)業(yè)結構將走向融合高級化的合理化態(tài)勢。改革開放以來，中國金融的發(fā)展雖然促進了產(chǎn)業(yè)結構的高級化發(fā)展，但卻抑制了其向合理化演進的步伐[7]1-6。鄭開焰、李輝文從金融集聚角度，對福建省9個二級地市的產(chǎn)業(yè)結構數(shù)據(jù)進行了分析，指出金融集聚水平與其所帶來的正面效應并非呈正比關系，當金融集聚高于一定程度后反而不利于產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級[8]143-149?？傊?，國內外學者就金融集聚對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的認識較為一致，認為金融產(chǎn)業(yè)的集聚在一定程度上可以推進區(qū)域產(chǎn)業(yè)的優(yōu)化升級。

2 金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的內涵及其理論機制

2.1 金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的內涵

金融集聚是資本要素在空間集中和擴散的動態(tài)過程。一方面，金融資源的趨利性將導致金融資源向更具有金融優(yōu)勢的地區(qū)集中，這是金融資源的區(qū)域選擇。另一方面，當集聚達到一定程度時，集聚區(qū)的金融資源會向周邊輻射、擴散，從而形成集中和擴散同時進行的動態(tài)過程。而這種不斷進行的動態(tài)過程促使優(yōu)質資源逐步代替落后資源，最終導致優(yōu)質資源聚集，劣質資源退出集聚區(qū)的結果[9]20-21。

產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級指產(chǎn)業(yè)結構由低級向高級的遞進，這一遞進過程被稱為升級過程。一個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的直接體現(xiàn)就是產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和結構的優(yōu)化。因此本文以農(nóng)、工、商三大產(chǎn)業(yè)在總產(chǎn)業(yè)中的比重分析區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展情況。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的一般規(guī)律是由勞動密集型產(chǎn)業(yè)轉變?yōu)橘Y本密集型或技術密集型產(chǎn)業(yè)，由依靠物質產(chǎn)品轉變?yōu)橐揽糠仗峁识诮?jīng)濟發(fā)展的不同階段，產(chǎn)業(yè)結構的構成比例也不相同。經(jīng)濟發(fā)展越高級，產(chǎn)業(yè)結構則越優(yōu)化，即第二、三產(chǎn)業(yè)占比越高[10]10。

2.2 金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的理論機制

根據(jù)以往有關金融集聚研究的文獻可以發(fā)現(xiàn)，金融業(yè)的發(fā)展和集聚會推動當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展，提高人均收入及物質文化水平，進而倒逼實體經(jīng)濟改善經(jīng)濟環(huán)境，使產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化升級。由于經(jīng)濟增長的內生需求對產(chǎn)業(yè)結構的推動能夠加快產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級，而經(jīng)濟增長的基礎是提供能滿足社會經(jīng)濟發(fā)展需求的金融服務，金融集聚則是金融發(fā)展的外在體現(xiàn)。金融集聚區(qū)內較為完善的金融體系可以有效連接儲蓄和投資兩端資金，提高儲蓄投資轉化率，引導社會資金在產(chǎn)業(yè)間流通，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，這便是Patrick提出的“供給主導”(Supply-Leading)和“ 需求遵從”(demand-following) 的關系 。[11]37-54

3 福建省金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構的測度

3.1 金融集聚的測度方法

目前，衡量集聚程度的指標主要有：行業(yè)地區(qū)集中度(CR)、赫芬達爾指數(shù)(H)、空間基尼系數(shù)(EG)和區(qū)位熵(LQ)。由于行業(yè)地區(qū)集中度(CR)存在地區(qū)選擇過于主觀的問題，因而計量結果具有不確定性，而赫芬達爾指數(shù)(H)在不同產(chǎn)業(yè)之間難以比較，空間基尼系數(shù)(EG)的計算需要企業(yè)及產(chǎn)業(yè)的相關數(shù)據(jù)，因而不適宜于本文的測度。區(qū)位熵(LQ)又稱地方專業(yè)化指數(shù)或專門化率，其主要通過衡量某區(qū)域某產(chǎn)業(yè)結構與該產(chǎn)業(yè)的全國平均水平間的差異來測度該地區(qū)、該產(chǎn)業(yè)的集聚程度，以描述產(chǎn)業(yè)的相對集中程度、空間分布情況，因而更能直觀地體現(xiàn)某地區(qū)相對于全國的集聚情況。本文根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性和可操作性，主要利用區(qū)位熵(LQ)反映福建省金融業(yè)的集聚程度。具體地:當區(qū)位熵較高時，可以判斷某產(chǎn)業(yè)是所研究區(qū)域的專門化部門，相較于該區(qū)域其它產(chǎn)業(yè)來說其集中度較高；反之，如果區(qū)位熵較低，則說明該產(chǎn)業(yè)不是所研究區(qū)域的專門化部門，其集中度較低。區(qū)位熵的計算方法詳見(1)式：

(1)

(1)式中，LQij為i產(chǎn)業(yè)j地區(qū)的區(qū)位熵，aij為i產(chǎn)業(yè)在j地區(qū)能夠反映該產(chǎn)業(yè)發(fā)展情況的相關指標，aj為j地區(qū)整體經(jīng)濟發(fā)展情況的相關指標；Ai為反映全國范圍內i產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀的相關指標，A表示全國經(jīng)濟發(fā)展情況的相關數(shù)值。區(qū)位熵的分子、分母分別表示i產(chǎn)業(yè)在j地區(qū)及我國經(jīng)濟情況的一種相同比較關系，由此可得出一個地區(qū)的某一產(chǎn)業(yè)結構水平與全國該產(chǎn)業(yè)的平均水平間的比值。由于產(chǎn)業(yè)結構的合理化體現(xiàn)著產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化程度，因而合理的產(chǎn)業(yè)結構有助于促進經(jīng)濟的穩(wěn)定增長。在此，本文在評估福建省產(chǎn)業(yè)結構升級水平時借鑒王曼怡、趙婕伶的方法[12]91-95，用第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和占GDP的比重來衡量福建省產(chǎn)業(yè)結構的合理性。具體來說，福建省第二、第三產(chǎn)業(yè)比值越高，說明產(chǎn)業(yè)結構越合理，越有利于經(jīng)濟發(fā)展，第二、第三產(chǎn)業(yè)比值越低，說明產(chǎn)業(yè)結構越不合理。

3.2 金融集聚的區(qū)位熵分析

本文利用福建省銀行業(yè)、保險業(yè)和證券業(yè)衡量福建省的金融集聚水平，并采用LQBank、LQInsurance、LQSecurity分別表示福建省銀行業(yè)、保險業(yè)及證券業(yè)的區(qū)位熵。本文利用《中國統(tǒng)計年鑒》和《福建統(tǒng)計年鑒》，整理了2001—2016年我國及福建省國民生產(chǎn)總值、地區(qū)生產(chǎn)總值、金融機構存款余額(億元)、金融業(yè)從業(yè)人數(shù)(萬人)及保險機構原保費總額(億元)，通過萬得資訊(Wind)金融數(shù)據(jù)庫獲取了同一時期我國及福建省(直轄市)上市公司的A股股本總額作為測度福建省區(qū)位熵及GDP的具體指標。其步驟如下：

第一步，對福建省銀行業(yè)集聚水平進行分析。福建省銀行業(yè)集聚水平的區(qū)位熵見(2)式：

(2)

(2)式中，Savingij和GDPij分別表示第i年末福建省(j)金融機構存款余額及福建省國民生產(chǎn)總值，同時，Savingj和GDP分別表示第i年末我國金融機構存款余額及國民生產(chǎn)總值。

第二步，對福建省(j)保險業(yè)集聚水平進行分析。福建省保險業(yè)集聚水平的區(qū)位熵見(3)式：

(3)

(3)式中，用Incomeij和Incomej分別表示第i年末福建省(j)和我國各類保險機構原保險保費收入總額。在此，GDPij和GDP的定義同(2)式。

第三步，對福建省(j)證券業(yè)集聚水平進行分析。福建省(j)證券業(yè)集聚水平的區(qū)位熵見(4)式：

(4)

(4)式中，Capitalij和Capitalj分別表示第i年末福建省(j)和我國上市公司A股本總數(shù)。其中，GDPij和GDP的定義同(2)式。

通過對(2)、(3)、(4)式的計算可以得到2001—2016年福建省銀行業(yè)區(qū)位熵、保險業(yè)區(qū)位熵和證券業(yè)區(qū)位熵值(見表1)。

由表1可知，福建省銀行業(yè)、保險業(yè)、證券業(yè)的區(qū)位熵均小于1，即LQ<1。其中，福建省銀行業(yè)集聚水平大體呈增長趨勢，說明福建省銀行業(yè)基本保持了良好的發(fā)展態(tài)勢，形成了一定的規(guī)模，集聚程度達到了一定的階段，正逐步向均衡化發(fā)展模式演進。同時，福建省保險業(yè)區(qū)位熵在此期間上下波動，難以呈現(xiàn)持續(xù)向上的趨勢，相比銀行業(yè)、證券業(yè)來說，保險業(yè)最接近全國平均水平。另外，盡管福建省證券業(yè)近年來一直處于上升階段，但證券業(yè)區(qū)位熵一直處于0.6以下，說明證券業(yè)對福建省經(jīng)濟發(fā)展的貢獻較小。

表1 2001—2016年福建省銀行業(yè)、保險業(yè)、證券業(yè)的區(qū)位熵值

3.3 產(chǎn)業(yè)結構比重分析

2001—2016年福建省第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重見圖1。

2001—2016年福建省產(chǎn)業(yè)結構不斷優(yōu)化，逐年趨于合理。第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重逐步上升，截至2016年底達0.918。

圖1 2001—2016年福建省第二、三產(chǎn)業(yè)占GDP比重

4 福建省金融集聚對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的影響分析

4.1 模型建立

為消除異方差的影響，本文根據(jù)解釋變量和被解釋變量的特征對所有變量進行對數(shù)處理，分別記作：LnBank、LnInsurance、LnSecurity和LnG。由此得到福建省產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化與金融集聚的初步線性回歸方程。見(5)式：

LnG=α+βLnBank+γLnInsurance+δLnSecurity+μ

(5)

(5)式中，α為常數(shù)項，β、γ、δ為系數(shù)，μ為誤差項。

4.2 平穩(wěn)性檢驗

下面運用ADF檢驗法對四個時間序列變量(Lnbank、LnInsurance、LnSecurity、LnG)進行平穩(wěn)性檢驗。各變量平穩(wěn)性檢驗結果如表2所示。

由表2可知，原始序列LnBank、LnInsurance和LnSecurity的ADF值均大于1%、5%的顯著性水平臨界值，故變量接受原假設，存在單位根，屬于非平穩(wěn)序列。同時，LnG的ADF值小于1%和5%的顯著性水平臨界值，拒絕原假設，說明變量序列平穩(wěn)。下面將三個非平穩(wěn)的原始序列進行一次差分，得到變量△LnBank、△LnInsurance和△LnSecurity的ADF值小于1%和5%顯著性水平的臨界值，說明一階差分序列均是平穩(wěn)序列。因此，△LnBank、△LnInsurance和△LnSecurity均為一階單整平穩(wěn)序列，LnG為原序列平穩(wěn)，由于四個變量單整階數(shù)均較低，說明被解釋變量單整階數(shù)低于任何一個解釋變量的單整階數(shù)。同時，單整階數(shù)高于被解釋變量的解釋變量有三個，故可以繼續(xù)進行協(xié)整檢驗以驗證長期均衡關系的存在[13]177-179。

表2 變量平穩(wěn)性檢驗結果

4.3 Johansen協(xié)整檢驗

目前協(xié)整關系的檢驗方法主要有E-G兩步法和Johansen檢驗兩種。其中，E-G兩步法主要用于兩個同階變量間的協(xié)整關系檢驗，而Johansen檢驗則多用于多變量的協(xié)整關系檢驗。在此，本文采用Johansen協(xié)整檢驗法分析變量間的協(xié)整關系。Johansen協(xié)整檢驗結果見表3。

表3 Johansen協(xié)整檢驗結果

由表3可知，無論是跡檢驗還是最大特征根檢驗，都表明四個變量之間存在著長期均衡關系，即在5%的顯著性水平下，拒絕不存在協(xié)整關系的原假設。因而變量之間存在長期均衡關系，且存在兩個協(xié)整向量。

4.4 Granger因果關系檢驗

由協(xié)整檢驗可知，模型的變量間存在協(xié)整關系，故本文對各個變量進行Granger因果關系檢驗，以明確變量間的動態(tài)因果關系，進而確定模型中的自變量。本文綜合模型的不同信息準則，選擇進行滯后兩期的Granger檢驗。變量間的Granger因果檢驗結果見表4。

表4 Granger因果檢驗結果

由表4可知，在5%的顯著性水平下，福建省銀行業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級互為Granger因果關系。其中，證券業(yè)集聚是促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化的Granger原因，相反則不是； 保險業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級沒有Granger因果關系。因此，本文在相關模型中去除自變量LnInsurance，并對去除后的剩余變量再次進行Johansen檢驗，結果發(fā)現(xiàn)：在5%的顯著性水平下，福建省產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、銀行業(yè)集聚和證券業(yè)集聚存在長期均衡關系，因而可以進行回歸分析。

4.5 模型回歸結果與分析

本文經(jīng)過Granger因果檢驗后，對原有模型進行修改和回歸，結果得到(6)式：

LnG=-0.050 0+0.144 4LnBank-0.010 LnSecurity+μ(-5.93) (1.84)

(6)

對(6)式回歸模型進行LM檢驗可知，回歸殘差序列平穩(wěn)，說明序列間存在協(xié)整關系，回歸結果具有參考性。模型的回歸結果中，LnBank的回歸系數(shù)為0.144 4，說明銀行業(yè)的集聚促進了福建省產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化，即銀行業(yè)集聚水平每增加1%，福建省第二、三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重會增加0.144 4%。同時，LnSecurity的系數(shù)為-0.010，說明證券業(yè)集聚水平每增加1%，福建省第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重將減少0.010%。

從理論上講，銀行業(yè)集聚、保險業(yè)集聚、證券業(yè)集聚都是推進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的原因之一。但本文的檢驗結果卻顯示福建省保險業(yè)集聚與產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化沒有顯著的Granger因果關系，且證券業(yè)的集聚對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化升級呈負向作用。其原因可能是福建省金融資源主要集中于福州、廈門、泉州三個區(qū)域，其它區(qū)域金融業(yè)基礎相對薄弱，同時第二產(chǎn)業(yè)大多聚集于這幾個區(qū)域，故這些區(qū)域能夠得到金融支持的實體經(jīng)濟十分有限，且證券業(yè)的集聚更弱化了金融業(yè)的支持。另外，福建省第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重雖然較高，但其占主要地位的是第二產(chǎn)業(yè)。第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對滯后，缺乏大企業(yè)或大項目的支撐、帶動，因而對福建省經(jīng)濟的輻射作用不大，所以，第三產(chǎn)業(yè)相比第二產(chǎn)業(yè)更依賴于保險業(yè)和證券業(yè)。

5 結論與建議

5.1 結論

本文通過對金融集聚與產(chǎn)業(yè)結構關系的分析得到以下結論：

(1)福建省銀行業(yè)和保險業(yè)集聚程度較高，相比之下，證券業(yè)集聚程度較低。

(2)福建省銀行業(yè)集聚對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化起正向作用，且二者互為因果。證券業(yè)對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化呈輕微負向作用，而保險業(yè)對產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化無關。以上結論說明，金融集聚需與地區(qū)建設緊密結合才有助于區(qū)域經(jīng)濟增長和社會發(fā)展。

5.2 建議

根據(jù)以上分析結果，結合福建省經(jīng)濟發(fā)展的實際情況，提出以下建議：

(1)降低金融機構融資難度。福建省金融機構應對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構的合理化提供支持，即幫助企業(yè)進行兼并重組，調整融資結構，并幫助企業(yè)淘汰落后產(chǎn)能，優(yōu)化企業(yè)產(chǎn)業(yè)結構。尤其是大型金融機構要依托自身的優(yōu)勢將資金適當向中小企業(yè)傾斜，如加大金融業(yè)的信貸支持，支持不同企業(yè)間的并購重組。開發(fā)符合不同企業(yè)的新業(yè)務，滿足企業(yè)個性化金融服務。同時，政府應設立更多的產(chǎn)業(yè)投資基金，以滿足那些創(chuàng)新型企業(yè)的資金需求，并加大科技金融的投入比重，壯大科技創(chuàng)業(yè)投資規(guī)模，促進高科技企業(yè)孵化、成長、成熟。

(2)提高資金利用效率。提高資金利用效率一方面能夠強化第二、三產(chǎn)業(yè)的投融資對接機制，促進大、中、小企業(yè)間的資金流通、良性互動。另一方面可以完善市場競爭機制，改變以大型金融機構為主導的金融體系，鼓勵多種形式的資本通過合法的方式參與市場運行。

(3)合理規(guī)劃金融中心。由于金融中心的輻射存在“邊際效應”，因此，金融集聚點不應過于密集，而應在發(fā)展相對薄弱的地、市合理布局，以促進當?shù)仄髽I(yè)的產(chǎn)業(yè)升級。當前，福建省各地市的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)生了變化，如福州、廈門主要擴大了第三產(chǎn)業(yè)，莆田、龍巖、三明等地則集聚了第二產(chǎn)業(yè)等。因此，福建省政府應不斷推進各地市金融中心的建設，使金融中心能夠為當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展提供切實的資金支持，并根據(jù)福建各地的資源稟賦，不斷優(yōu)化福建省的產(chǎn)業(yè)結構，構建適合福建省各地的產(chǎn)融整合模式，從而進一步使福建省的產(chǎn)業(yè)結構得到優(yōu)化升級。