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摘要:通过计算泛珠三角地区的赫芬达尔指数,发现泛珠三角地区的金融业存在集聚现象,而且金融发展很不平衡,广东一个省所拥有的金融资源几乎占到整个泛珠三角地区的1/2。通过协整分析发现,泛珠三角地区的金融集聚与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系,金融集聚促进了经济增长。误差修正项系数为-0.305,符合反向修正机制,存在短期到长期的动态调整关系。
关键词:金融集聚;金融地理;赫芬达尔指数;经济增长
中图分类号:F832.7 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)20-0060-02
引言
现代金融业越来越多地集中于某一城市或区域,一般是经济越发达的地方,金融业会越集中。从一个城市看,市中心的金融业会比其他地方的金融业更集中;从一个区域看,发达区域的金融业也会更集中。随着金融资源的跨区流动,出现了金融集聚现象。为什么会出现金融集聚现象呢?
金融集聚问题远非单纯的金融知识所能解决,必须广泛涉猎经济地理学、产业经济学、信息经济学、区域经济学等多学科。英国著名经济学家马歇尔早在一百多年前,就已经关注了产业集聚现象,马歇尔将产业集聚的原因归结为:促进专业化投入和服务的发展,为具有专业化技能的工人提供了共享的市场,使公司从技术溢出中获益。Porteous(1995)认为,物理距离是影响金融交易的重要因素,物理距离越远,信息不对称性就越大,风险也就越大。他认为塑造和发展金融中心的背后力量,大致上可以从“不对称信息”、 “信息外在性”、 “路径依赖”、“信息腹地”等几个方面来解释。Pak(1999)研究发现金融中心形成的重要原因是集聚经济的存在,金融集聚可以有效降低金融机构的成本,促进各行业的信息交流,能够更加有效地利用现有的网络系统和其他基础设施。
张凤超(2005)根据金融产业成长阶段与金融职能特征两个条件,将城市划分为金融支点、金融增长极和金融中心三种金融级别类型,以揭示金融等别城市的空间运动格局。黄解宇、杨再斌(2006)指出,金融集聚效益是由金融集聚因素形成的额外效益,包括外部效益、网络效益、创新效益、技术进步效益以及自我强化机制效益,并用增长极理论和知识溢出来说明金融扩散效益的作用机制。通过对长三角地区金融集聚现象与经济增长的研究发现,金融集聚水平是区域经济梯度差异的重要原因。
那么,泛珠三角地区是否存在金融集聚现象呢?如果存在的话,与经济增长具有怎样的关系呢?本文将探讨这两个问题。
一、泛珠三角地区是否存在金融集聚现象
测度泛珠三角地区金融业的集聚程度使用的指标是赫芬达尔指数(HI指数),介绍如下。
(一) 赫芬达尔指数
赫芬达尔指数是指产业中所有企业市场份额的平方和,其计算公式为:
HI=si2,i=1,2,…,n
HI指数是衡量金融业集聚的重要指标,定义为各地区金融资源占全国金融资源百分比的平方和,si代表第i个地区金融资源占全国的百分比。HI指数实质是赋予每个地区的份额si的一个权重,通常对金融资源多的地区给予的权重大。指标中所采用的金融资源为金融机构存贷款余额,由金融机构存款和贷款余额相加得到。
(二)数据来源
所采用的数据(1982—2007年),来源于相关年份的中国统计年鉴、泛珠九省各省统计年鉴、新中国五十五年统计资料汇编、中国国民经济和社会发展统计公报和泛珠九省各省国民经济和社会发展统计公报。考虑到香港和澳门的特殊性及一些数据的难以获得性,本文中所提到的泛珠三角地区为福建、江西、湖南、广东、广西、海南、四川、贵州及云南,不包括香港和澳门。
(三)测度结果及分析
经计算,得到1982—2007年的HI*1000指数,结果见表1。
可以观察到,从1982年到2007年间,赫芬达尔指数存在整体上升趋势,泛珠三角地区金融业存在金融集聚现象。20世纪80年代中期以前,赫芬达尔指数处于较低水平,但从1985年开始变大,在1988年时达到最高水平。此后至2007年,赫芬达尔指数大部分年份都超过了18,中间虽有波动,但金融集聚水平一直处于较高的水平。
在20世纪80年代,泛珠三角地区的金融资源占全国金融资源的比重整体是上升的,90年代初到2007年处于较为平稳的状态,但略有下降的趋势。这与随着改革开放,其他省份特别是东部省份的快速发展有关系。
广东省的金融业在泛珠三角地区中具有举足轻重的位置,广东省占全国金融资源的比重与泛珠九省占全国金融资源的比重十分相似。广东金融总量在改革开放之初曾处于全国中下游水平,得益于经济的快速发展,广东金融业迅速向前跃进。上世纪80年代广东省金融机构存贷款先于广东经济总量确立了在全国的首要地位,此后该地位一直保持至今。
四川省金融资源始终排在第二位,但整体趋势是下降的。1982年四川占全国的金融资源比重是6.1%,2000年为3.8%,2007年为3.4%。江西、湖南、广西、海南、云南等省(区)在最近十年金融资源整体都是处于下降状态,但福建和贵州整体是存在上升的趋势。
从2007年数据看,广东省一个省份的金融资源就贡献了泛珠三角地区金融资源的44.2%,如果再加上四川,两省占到九省的57%。可见,在泛珠三角地区,不仅存在金融集聚想象,而且金融发展是极端不平衡的。
二、泛珠三角地区金融集聚与经济增长的实证分析
(一)平稳性检验
数据如果是非平稳的,容易产生“伪回归”现象,所以首先要对数据的平稳性进行检验。检验发现lnHI和lnGDP的原序列和一节差分都是不平稳的,但二阶差分后,分别在1%和5%显著水平下是平稳的。
(二)建立协整方程
协整方程采用EG两步法建立,EG两步法先用最小二乘法对各经济变量进行协整回归,然后把回归得到的残差进行单位根检验。为消除自相关,加入滞后项,逐步去除不显著的变量后,回归方程如下(括号内的数字表示显著性):
1nGDPt=0.1271nHIt+0.978GDPt-1
经检验,回归方程的残差是平稳的,这说明金融集聚与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。方程的拟合优度较高,各变量均处于显著水平下。经济增长对金融集聚的长期弹性为:0.127/(1-0.978)=5.77,泛珠三角地区金融集聚促进了经济增长。
(三)误差修正模型
协整方程只反映出各经济变量的长期均衡关系,为了对短期动态有一个准确的描述,在协整模型的基础上,以稳定的时间序列残差项ecm作为误差修正项,建立误差修正模型:
Δ1nGDPt=0.16Δ1nHIt+0.102ΔGDPt-1+0.967ΔGDPt-1-0.305ecmt-1
误差修正系数反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时,将其调整到均衡状态的调整速度。误差修正项系数为-0.305,符合反向修正机制,存在短期到长期的动态调整关系,意味着lnGDP在每年的实际值与其长期均衡的差距约有30.5%在下一年度得到修正。由于误差修正项系数绝对值的倒数为3.3,可见短期波动到长期均衡的周期约为3.3年。
三、结论
(一)泛珠三角地区存在金融集聚现象
从1982年到2007年间,泛珠三角地区金融业存在金融集聚现象,赫芬达尔指数存在整体上升趋势。80年代中期以前,赫芬达尔指数处于较低水平,但从1985年开始变大,在1988年时达到最高水平。此后至2007年,金融集聚水平一直处于较高的水平。
(二)泛珠三角地区金融发展不平衡
泛珠三角地区的金融资源占全国的比重处于25%～30%之间,但金融发展很不平衡,广东一个省所拥有的金融资源几乎占到整个泛珠三角地区的1/2。
(三)金融集聚促进经济增长
通过协整分析发现,泛珠三角地区的金融集聚与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系,长期弹性为5.77,金融集聚促进了经济增长。误差修正项系数为-0.305,符合反向修正机制,存在短期到长期的动态调整关系。
参考文献:
[1] 藤田昌久,保罗·克鲁格曼,安东尼 J 维纳布尔斯.空间经济学——城市、区域与国际贸易[M].梁琦,译.北京:中国人民大学出版社,2005.
[2] 安虎森.空间经济学原理[M].北京:经济科学出版社,2005.
[3] Porteous, D.J. (1999).The development of financial centres: location, information, externalities and path dependence. Money and the Space Economy. R.L. Martin, ed., John & sons Wiley, Chichester.
[4] 张凤超.金融等别城市及其空间运动规律[J].东北师大学报,2005,(1).
[5] 黄解宇,杨再斌.金融集聚论[M].北京:中国社会科学出版社,2006.
[6] 郑长德.中国区域金融问题研究[M].北京:中国财政经济出版社,2007:71-82.
[7] 迈克尔 J 塞勒.金融研究——方法论大全必备[M] .北京:清华大学出版社,2005.
关键词:金融集聚;金融地理;赫芬达尔指数;经济增长
中图分类号:F832.7 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)20-0060-02
引言
现代金融业越来越多地集中于某一城市或区域,一般是经济越发达的地方,金融业会越集中。从一个城市看,市中心的金融业会比其他地方的金融业更集中;从一个区域看,发达区域的金融业也会更集中。随着金融资源的跨区流动,出现了金融集聚现象。为什么会出现金融集聚现象呢?
金融集聚问题远非单纯的金融知识所能解决,必须广泛涉猎经济地理学、产业经济学、信息经济学、区域经济学等多学科。英国著名经济学家马歇尔早在一百多年前,就已经关注了产业集聚现象,马歇尔将产业集聚的原因归结为:促进专业化投入和服务的发展,为具有专业化技能的工人提供了共享的市场,使公司从技术溢出中获益。Porteous(1995)认为,物理距离是影响金融交易的重要因素,物理距离越远,信息不对称性就越大,风险也就越大。他认为塑造和发展金融中心的背后力量,大致上可以从“不对称信息”、 “信息外在性”、 “路径依赖”、“信息腹地”等几个方面来解释。Pak(1999)研究发现金融中心形成的重要原因是集聚经济的存在,金融集聚可以有效降低金融机构的成本,促进各行业的信息交流,能够更加有效地利用现有的网络系统和其他基础设施。
张凤超(2005)根据金融产业成长阶段与金融职能特征两个条件,将城市划分为金融支点、金融增长极和金融中心三种金融级别类型,以揭示金融等别城市的空间运动格局。黄解宇、杨再斌(2006)指出,金融集聚效益是由金融集聚因素形成的额外效益,包括外部效益、网络效益、创新效益、技术进步效益以及自我强化机制效益,并用增长极理论和知识溢出来说明金融扩散效益的作用机制。通过对长三角地区金融集聚现象与经济增长的研究发现,金融集聚水平是区域经济梯度差异的重要原因。
那么,泛珠三角地区是否存在金融集聚现象呢?如果存在的话,与经济增长具有怎样的关系呢?本文将探讨这两个问题。
一、泛珠三角地区是否存在金融集聚现象
测度泛珠三角地区金融业的集聚程度使用的指标是赫芬达尔指数(HI指数),介绍如下。
(一) 赫芬达尔指数
赫芬达尔指数是指产业中所有企业市场份额的平方和,其计算公式为:
HI=si2,i=1,2,…,n
HI指数是衡量金融业集聚的重要指标,定义为各地区金融资源占全国金融资源百分比的平方和,si代表第i个地区金融资源占全国的百分比。HI指数实质是赋予每个地区的份额si的一个权重,通常对金融资源多的地区给予的权重大。指标中所采用的金融资源为金融机构存贷款余额,由金融机构存款和贷款余额相加得到。
(二)数据来源
所采用的数据(1982—2007年),来源于相关年份的中国统计年鉴、泛珠九省各省统计年鉴、新中国五十五年统计资料汇编、中国国民经济和社会发展统计公报和泛珠九省各省国民经济和社会发展统计公报。考虑到香港和澳门的特殊性及一些数据的难以获得性,本文中所提到的泛珠三角地区为福建、江西、湖南、广东、广西、海南、四川、贵州及云南,不包括香港和澳门。
(三)测度结果及分析
经计算,得到1982—2007年的HI*1000指数,结果见表1。
可以观察到,从1982年到2007年间,赫芬达尔指数存在整体上升趋势,泛珠三角地区金融业存在金融集聚现象。20世纪80年代中期以前,赫芬达尔指数处于较低水平,但从1985年开始变大,在1988年时达到最高水平。此后至2007年,赫芬达尔指数大部分年份都超过了18,中间虽有波动,但金融集聚水平一直处于较高的水平。
在20世纪80年代,泛珠三角地区的金融资源占全国金融资源的比重整体是上升的,90年代初到2007年处于较为平稳的状态,但略有下降的趋势。这与随着改革开放,其他省份特别是东部省份的快速发展有关系。
广东省的金融业在泛珠三角地区中具有举足轻重的位置,广东省占全国金融资源的比重与泛珠九省占全国金融资源的比重十分相似。广东金融总量在改革开放之初曾处于全国中下游水平,得益于经济的快速发展,广东金融业迅速向前跃进。上世纪80年代广东省金融机构存贷款先于广东经济总量确立了在全国的首要地位,此后该地位一直保持至今。
四川省金融资源始终排在第二位,但整体趋势是下降的。1982年四川占全国的金融资源比重是6.1%,2000年为3.8%,2007年为3.4%。江西、湖南、广西、海南、云南等省(区)在最近十年金融资源整体都是处于下降状态,但福建和贵州整体是存在上升的趋势。
从2007年数据看,广东省一个省份的金融资源就贡献了泛珠三角地区金融资源的44.2%,如果再加上四川,两省占到九省的57%。可见,在泛珠三角地区,不仅存在金融集聚想象,而且金融发展是极端不平衡的。
二、泛珠三角地区金融集聚与经济增长的实证分析
(一)平稳性检验
数据如果是非平稳的,容易产生“伪回归”现象,所以首先要对数据的平稳性进行检验。检验发现lnHI和lnGDP的原序列和一节差分都是不平稳的,但二阶差分后,分别在1%和5%显著水平下是平稳的。
(二)建立协整方程
协整方程采用EG两步法建立,EG两步法先用最小二乘法对各经济变量进行协整回归,然后把回归得到的残差进行单位根检验。为消除自相关,加入滞后项,逐步去除不显著的变量后,回归方程如下(括号内的数字表示显著性):
1nGDPt=0.1271nHIt+0.978GDPt-1
经检验,回归方程的残差是平稳的,这说明金融集聚与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。方程的拟合优度较高,各变量均处于显著水平下。经济增长对金融集聚的长期弹性为:0.127/(1-0.978)=5.77,泛珠三角地区金融集聚促进了经济增长。
(三)误差修正模型
协整方程只反映出各经济变量的长期均衡关系,为了对短期动态有一个准确的描述,在协整模型的基础上,以稳定的时间序列残差项ecm作为误差修正项,建立误差修正模型:
Δ1nGDPt=0.16Δ1nHIt+0.102ΔGDPt-1+0.967ΔGDPt-1-0.305ecmt-1
误差修正系数反映变量之间的均衡关系偏离长期均衡状态时,将其调整到均衡状态的调整速度。误差修正项系数为-0.305,符合反向修正机制,存在短期到长期的动态调整关系,意味着lnGDP在每年的实际值与其长期均衡的差距约有30.5%在下一年度得到修正。由于误差修正项系数绝对值的倒数为3.3,可见短期波动到长期均衡的周期约为3.3年。
三、结论
(一)泛珠三角地区存在金融集聚现象
从1982年到2007年间,泛珠三角地区金融业存在金融集聚现象,赫芬达尔指数存在整体上升趋势。80年代中期以前,赫芬达尔指数处于较低水平,但从1985年开始变大,在1988年时达到最高水平。此后至2007年,金融集聚水平一直处于较高的水平。
(二)泛珠三角地区金融发展不平衡
泛珠三角地区的金融资源占全国的比重处于25%～30%之间,但金融发展很不平衡,广东一个省所拥有的金融资源几乎占到整个泛珠三角地区的1/2。
(三)金融集聚促进经济增长
通过协整分析发现,泛珠三角地区的金融集聚与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系,长期弹性为5.77,金融集聚促进了经济增长。误差修正项系数为-0.305,符合反向修正机制,存在短期到长期的动态调整关系。
参考文献:
[1] 藤田昌久,保罗·克鲁格曼,安东尼 J 维纳布尔斯.空间经济学——城市、区域与国际贸易[M].梁琦,译.北京:中国人民大学出版社,2005.
[2] 安虎森.空间经济学原理[M].北京:经济科学出版社,2005.
[3] Porteous, D.J. (1999).The development of financial centres: location, information, externalities and path dependence. Money and the Space Economy. R.L. Martin, ed., John & sons Wiley, Chichester.
[4] 张凤超.金融等别城市及其空间运动规律[J].东北师大学报,2005,(1).
[5] 黄解宇,杨再斌.金融集聚论[M].北京:中国社会科学出版社,2006.
[6] 郑长德.中国区域金融问题研究[M].北京:中国财政经济出版社,2007:71-82.
[7] 迈克尔 J 塞勒.金融研究——方法论大全必备[M] .北京:清华大学出版社,2005.