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第 29 卷摇 第 4 期 徐长生, 周志鹏: 金融要素区位分布、空间效应与经济增长
摇 摇 为得到有效结论, 文章进行了 8 个模型的回
归。 其中模型 1 ~ 5 是运用邻接关系的特征矩阵
对含有不同的控制变量进行估计, 模型 6 ~ 8 使用
不同的空间权重矩阵进行估计。 在运用空间面板
模型之前,需要对变量进行 Moran 检验,已有较多
文献对此进行了研究, 比如李林等 (2011) [5] , 本
文就不再对此进行报告。
从模型 1 ~ 5 的估计结果可以看出, 不管控制
变量如何变化, 区域金融集聚程度(FN) 对经济增
长的估计系数都为正且通过显著性水平检验,这
说明金融集聚程度都会对经济增长起到促进作
用,金融集聚程度每增长 1% 时, 经济发展会增长
7% 以上 。 同时 , 区域金融差异程度 (DFN) 对经
济增长的估计系数都为负,但是没有通过显著性
水平检验,这说明区域金融差异程度对经济增长
产生微弱的阻碍作用。 金融差异程度每增加
1% , 经济增长会下降 0郾 1% 。 以上说明, 金融要
素的区位分布指标中金融集聚程度和金融差异程
度对经济增长的作用是不同的, 金融集聚对经济
增长的影响远远超过金融差异带来对经济的阻碍
作用,金融集聚与金融差异存在微弱的平衡关系
问题,只有在金融差异程度表现出非常不平衡时 ,
经济增长可能受到阻碍,也就是说区域金融中心
若是超过区域第二位的金融资源 7 倍以上 ,那么
金融发展不平衡对经济增长产生阻碍, 否则金融
集聚有助于经济增长。
同时,分析模型 1 ~ 5 的估计结果, 得出:WY
为回归模型中的 移N
j = 1
wij 项, 其空间效应系数 籽 为
正,且通过显著性水平检验,这说明空间单元的经
济增长存在相互依赖的关系。 当期经济增长存在
溢出效应,当期邻近地区经济增长有助于本地区
经济增长。 WY( - 1),即为回归模型中的 移N
j = 1
W ij
Yjt - 1 项,其滞后空间效应系数 姿 为负, 且通过显著
性水平检验,说明邻近地区往期经济增长对本地
区当期经济增长产生极化效应, 临近地区有可能
通过过度吸收经济增长的要素促使其地区经济发
展,不同地区经济发展存在先发优势 。 经济增长
对过往经济增长的依赖程度 Y( - 1) 项系数为正
且通过显著性水平检验,说明一个地区往期经济
越发展,当期经济也会发展,当期经济对往期经济
发展的惯性依赖程度加强。
以上分析是在邻接空间权重矩阵的估计结
果,那么随着使用的空间权重矩阵所体现的空间
单元互动依赖关系不断增强之后, 金融要素的区
位分布与经济增长的关系是否会发生改变? 模型
6 ~ 8 对这一问题进行讨论。 模型 6 ~ 8 与模型 1
相比,空间权重矩阵所体现的空间互动依赖关系
不断增长后,不管是地理距离空间权重矩阵 、经济
特征权重矩阵还是重力特征权重矩阵, 并没有改
变上述基本分析结果。 随着空间权重矩阵所体现
的依赖关系不断增强, 不同的空间权重矩阵估计
结果对分析产生的影响主要在于估计系数数值有
所改变。 具体表现在, 金融发展的区位分布指标
中区域金融集聚程度(FN) 对经济增长的估计系
数稳定在 0郾 11 左右, 相比单纯的邻接标准,系数
升高,说明金融集聚对经济增长的影响增强 。 区
域金融差异程度(DFN) 带来对经济的阻碍作用 ,
系数一直稳定在 0郾 01, 金融差异程度对经济增长
的阻碍作用不随空间权重矩阵变化而变化,并且
在地里特征和经济特征的估计结果下, 系数变的
通过显著性水平检验。 WY 项空间效应系数比较
稳定,但是重力特征的空间权重矩阵估计结果,使
得空间单元的溢出效应比其他空间权重矩阵估计
结果要提升很大, 其值超过其他估计结果约 2 倍
左右。 WY( - 1)项滞后空间效应系数变化最大 ,
但是没有改变方向和显著性水平检验, 重力特征
估计系数值最大而地理距离特征估计结果较小。
经济增长的惯性依赖特征没有改变,Y( - 1) 项系
数稳定在 0郾 65 作用。 简而言之,随着空间权重矩
阵所代表的空间互动依赖关系的增强, 所得结论
更具有说服力。
四、结 摇 论
第一,金融要素的区位分布对区域经济增长
有重要影响。 金融要素的区位分布指标中,金融
集聚程度和金融差异程度对经济增长的作用不
同,金融集聚对经济增长的促进作用远远超过金
融差异对经济增长的阻碍作用, 金融集聚与金融
差异存在微弱的平衡关系问题, 只有在金融差异
程度表现出非常不平衡时,经济增长才可能受到
阻碍。
第二,经济增长存在空间相互依赖和时间惯
性依赖关系。 当期邻近地区经济增长有助于本地
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