区域经济增长范文

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金融是现代经济活动的核心，金融资源的数量及其配置效率是一国或地区经济增长与发展的重要约束条件。区域金融发展与经济增长存在着密切的联系，也是金融与经济发展的关系在空间上的具体化。实践证明区域经济发展水平愈高，越需要强大的金融做基础，金融的作用就愈强。区域金融活动的主要作用在于分配资金，其运作机制就是金融活动影响储蓄和投资，储蓄和投资影响资金流量结构，再影响生产要素的区域分配结构，最终影响到区域经济增长。如果是区域金融体系较完善，金融发展水平较高，则对本区域经济增长与发展必然起到促进作用，进而通过优化金融资源配置，提高资本的使用效率，调整区域产业结构，促进区域经济增长，达到金融体系和经济发展的良性循环。

因此，区域金融理论不是区域与金融的简单叠加，而是将区域与金融作为一个有机整体来观察，分析其产生、发展、运动的规律，探讨的核心是金融发展与经济增长关系在地域上的表现，或者说是对区域金融发展与区域经济增长间互生共长关系的研究。区域金融发展与经济增长是相互依存的统一体，两者相互作用，共同发展。

一、区域金融发展对区域经济增长的促进作用

1、区域金融发展有利于促进区域资本的形成。一个区域若没有足够、持续的资本供给，既不能形成新的经济增长点，也不能促使区域经济持续稳定的发展。区域资本的形成和积累在经济发展中发挥着至关重要的作用，而资本的积累在很大程度上又是由储蓄的规模和资本产出效率决定的。区域金融发展之所以能够增加储蓄规模，原因在于实际利率水平、资本市场的发育程度、金融资产的多样化程度以及金融部门的效率和融资机制会影响到储蓄率和储蓄向投资的转化率。金融系统越发达、金融机制和金融工具提供的选择机会就越多，金融服务越便利周到，人们从事金融活动的欲望就越强，一些非生产性的或暂时闲置不用的资金就可以被吸引到生产性用途上来，储蓄率就会提高，资本积累的速度就会加快。同时金融发展和健全的金融制度降低了信息和交易费用，从而影响到了储蓄水平、投资决策、技术创新以及长期经济增长速度，进而提高了储蓄向投资的转化率。在实际中，金融通过直接和间接两种融资方式能将区域内、外企业和居民的盈余资金通过储蓄间接转化为投资或直接转化为投资而形成资本，从而对区域经济增长起着第一推动力的作用，这也是金融的基本功能。

2、区域金融发展有利于改善和提高资源配置。金融对经济有显著的结构调整功能，其主要表现在以下三个方面：一是为产业结构调整创造有利条件。资本市场中，企业资产可通过证券化形式，在不改变所有权的前提下，借助使用权的转让，引导企业资源从一个行业或企业转向利润率更高的行业和企业，改变资源配置结构，从而实现产业结构的优化和调整。二是扩大产业结构调整增量资金来源。产业结构调整需要大量的增量资金投入，以股票、债券等金融工具为主的资本市场，作为一种直接融资机制，可以根据资金的趋利性，吸引国内、外的资金更多的投入到优势产业、新兴产业。三是拓宽产业结构存量调整空间。增量投入往往会受到资金来源的约束，而改变现有资源在不同产业间分布，能迅速实现存量结构调整。不同企业间的资产重组是存量调整的一种非常有效的操作方式，借助资本市场的虚拟化资产具有较高流动性的特点，可使资金向不同地区，不同所有制，不同行业间的流动与组合，又在很大程度上减少了资产存量调整所需的资金，可加快存量调整的步伐，拓展调整空间。总之，区域金融对区域经济有显著的结构调整功能，并通过它实现资金配置效益最大化，从而实现资本边际生产力的提高。

3、区域金融发展具有引致其它资源要素流动和聚集的作用。金融是现代经济的核心，在经济运行中是联系其它部门的纽带，它通过资金这种特殊资源的流动，起着引导和配置其它资源在区域内和区域间的流动，从而获得本地区稀缺的资源。例如，由于物随钱走，伴随着资金在区域内的流动，相应就会带来技术、信息等要素。同样劳动力资源要素的流动也受经济利益的驱动，哪里有资金有项目，劳动力就往那儿流动。

4、区域金融发展促进了区域经济的分工与合作。首先，金融促进区域经济的分工。区域分工是由于各地区生产要素的禀赋差异和生产要素的不完全流动而引起的产业活动在区域上的差异。金融通过区域性的信贷、区域性的资本市场及引进外资等手段，合理支持地区性优势产业的发展，并使各地区形成不同的主导产业部门，从而促进了区域分工的形成。其次，金融促进区域经济的合作。合理的区域分工是有效的区域合作的基础，没有区域的分工，就没有区域经济的协作，也就更没有区域间的开放。区域经济的协作要以统一的、开放的金融体系作为基本前提。一个按照经济区设立的中央银行分支行体系，可以在一定程度上克服政府行为对金融系统的直接干预，这样就提高了区域经济有效协作的可能性。随着区域性、全国性的资本市场的形成，资本市场本身的极化效应和扩散效应将促使区域性主导产业带动并促进区域经济的协作。再次，科学的区域性金融投向能够缩小区域间的差距。区域间“梯度”差异的存在是客观的事实，它是产业生命周期在空间上的一定程度的自然表现形式，但“梯度”的差异不能作为区域经济发展顺序的人为的出发点。落后地区可以在区域性金融政策的直接支持下，配合财政转移支付制度和对口支援等制度，缩小区域间的差距。

5、区域金融发展能够推动科技进步，提高要素生产率。无论是社会生产力体系中诸要素面貌的重大改变，还是经济结构、产业结构的调整与升级，抑或经济发展速度的提高和产品竞争力的迅速增强，均离不开科技进步的巨大作用。调查表明，科技投入缺乏是科技进步和科技成果转化的主要障碍。金融发展过程客观上推动了经济货币化、金融化进程，从而一方面为金融产业乃至整个社会的技术创新提供更强的资金支持。另一方面帮助科技成果迅速传播、普及，加速向现实生力的转化。

二、区域经济增长对区域金融发展的作用

1、区域的经济运行状况决定区域金融运行及其效率。在现代货币信用经济条件下，基本经济状况决定和支配着金融资源的供求及其平衡。国民经济运行对金融资源分配的决定作用主要表现为经济规模扩大，而经济规模的扩大不但会引起金融资源供给与需求规模的相应增长，而且还会直接影响到金融产业的发展。从理论上讲，经济效率决定金融效率，区域经济效率的提高在保证国民经济稳定增长的同时，会改善金融交易者包括金融资源供给者和金融资源需求者的交易地位，使金融市场的投资者和融资者的满意程度均不同程度地提高，从而提高金融效率。同时，区域金融效率还要受到区域经济结构的影响。经济结构的变化不仅可以引起金融资源需求结构的变化，从而改变融资结构，影响金融效率，而且还可以改善国民收入分配状况，从而引起金融资源供给结构的变化，进而影响金融效率。

2、区域金融创新环境影响到区域金融资源配置的效率。20世纪70年代以来，世界范围内进行了大规模的金融创新。金融创新是金融资源分配规模不断扩大、金融需求不断多样化和金融效率不断提高的客观要求，是金融经济迅速发展的内在动力。而金融创新的程度客观上取决于金融创新环境，从而区域金融创新环境作为区域创新环境体系中的一部分，必然影响到区域金融资源的配置效率。

3、市场化进程的区域差异影响到金融资源的跨区流动。比较计划经济和市场经济两种制度安排，很明显，只有在市场经济条件下，金融资源才能随着货币信用体系的发展独立生成为一种特殊的资源，并在经济资源分配中发挥着引导作用。区域市场化进程的差异，直接造成金融资源的供求在空间上的非均衡分布。如果是过度的区域差异，必然大大降低金融资源配置的效率。

参考文献：

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江苏省作为我国沿海地区的重要省份，经济较为发达，经济实力在全国位居前列。一直以来，江苏省都对金融业的发展予以高度的观注，并且作为现代服务业的重点项目。通过金融业的大力发展和金融产业结构的不断完善，金融业发展逐渐成为江苏省经济增长的重要支持力量。现如今，金融业发展已经在江苏省促进经济增长的战略中占有不可替代的地位。

一、金融发展与经济增长的相互作用机制

（一）金融发展对经济增长的影响

1.区域金融促进区域资本投入水平的上升。区域资本形成与积累对经济发展具有重要的意义。而资本的积累又取决于资本产出率与储蓄的规模。金融资产由于具有明显的多样化特点，加上金融部门的融资机制的影响，促使储蓄向投资加快转移，因此区域金融发展大大促进了储蓄规模的增加。金融发展越好，其金融产品、金融机制的选择越多，人们投入金融业务发展的欲望也越强烈。因此，金融业越发达，储蓄转化为投资的转化率越高，增加区域资本投入。

2.金融发展促进资本产出效率的提高金融发展有利于改善资源配置，提高配置效率，为潜力的投资者提供足够的资金进行创新。同时，金融机构对企业的外部监管促使企业自身主动积极改善经营方式。所以金融发展有利于促进资本产出效率的提高。

（二）经济增长对金融发展的影响

1.区域经济对金融运行效率产生决定性作用基于现代货币信用经济，金融资源供需平衡取决于经济的基本状态。规模经济，促进规模的增长，金融资源供给和需求直接影响金融行业的发展。因此，金融经济效率的效率有决定性的作用。

2.区域经济的市场化程度对金融资源的跨区域流动产生影响金融资源只能够在市场经济制度的条件下方可发展成为具有独立性的特殊资源，引导者其他经资源的分配。区域经济差异的扩大对金融资源配置的效率产生负面的作用。

二、江苏省金融发展与经济增长的相关性分析

（一）区域金融差异

金融存款和贷款方面从2005~2012年，江苏金融机构存款贷款余额不断上升，规模也在不断扩大，到2012年年底，江苏存款贷款首次超过12万亿元，比改革开放初期，存款余额从1978年到2012年增长到75481.51亿元，规模扩大约1244倍，贷款余额从1978年到2012年增长到54412.30亿元，规模扩大约472倍，存贷款总额在GDP中的比重不断上升，由此可见，江苏金融机构具有的资金实力也在不断增强，金融资产也处于扩张的阶段，逐渐适应江苏省经济对资金的需求。2.保费收入方面随着国民经济的发展，江苏省增加了保费收入，并增加显著。到2012年，江苏省一共90家保险公司，数量比上年增加4家，比2005年增加1685家，从业人员从2005到2012年增加8.8万人。保费收入在2005年为437.34亿元，在2012年上升为1301.28亿元，增长率达到197.53%。

（二）区域经济差异

伴随着经济的飞速发展，江苏省内区域经济的发展趋势有所不同，地区差异日益加剧。江苏省不同地区经济结构、产业结构、资源配置效率等方面的差异进一步拉大各个地区的经济发展水平，具体表现在以下几点：1.国内生产总值（GDP）江苏省自从改革开放以来，经济处于平稳增长的阶段，社会事业和经济发展均处于上升的时期，经济效益也获得明显的提高，经济增长较好。在2012年江苏省生产总值达到54058.22亿元，比2011年增长10.08%，人均GDP为68347亿元，比2011年增长9.7%。全年财政收入达到14843.89亿元，比2011年增长5.12%，进出口总值达到5480.93亿美元，比2011年增长1.54%，固定资产投资达到31706.58亿元，比2011年增长20.49%。由此可见，江苏省整年的经济发展特点表现为：投资、消费、出口稳定增长，增长结构有所改善，消费、投资、出口成为拉动内需的重要动力，财政收入明显增加，经济结构调整可见成效，经济增速良好。

（三）二者关系分析

1.金融存款和GDP随着金融机构贷款的不断积聚，在2005年至2012年间实现金融机构贷款余额对GDP的超越。通过相关性检验，测得二者具有很强的线性相关性。由此可见江苏省金融机构贷款余额与地方GDP之间存在明显的相关关系。

2.贷款余额和GDP虽然金融机构贷款与GDP增长速率不尽相同，差距被逐渐拉大，但二者的发展趋势依然朝向相同的方向。经过对二者进行相关性检验，确定二者具有明显的线性关系。因此，江苏地区金融机构贷款余额和地方GDP之间存在明显的相关关系。3.保费收入和GDP2005年至2012年间，江苏省保费收入迎来飞跃式发展，而在2005年至2007年间，保费收入的增长速率与GDP的增长速率基本保持一致。经过对二者进行相关性检验，确定二者具有明显的线性关系。由此可见，江苏省GDP与保费收入的变化趋势保持一致。

三、如何促进江苏省区域经济与金融协调发展

（一）积极推进资本布局和对外开放

充分利用加入世界贸易组织的机会，拓展更多的市场化和国际化的资本市场，积极稳妥地扩大金融业对外开放。在开放条件下，充分做好相关的金融风险预防工作，扩大金融对外开放，引进国外先进经验，技术和财务管理人员，加快金融创新的步伐，提高金融体系的效率和竞争力。使用该地区自身经济优势和地理优势，毗邻上海广泛吸收大型骨干企业，合资企业，高质量的外国公司和民营企业在江苏南部。积极做到江苏省政府提出的“争先、领先、率先；创新、创业、创优。”大力促进国债和公司债券市场的发展，降低企业债券发行的门槛，试点城市储蓄市场的发展。鼓励民间资本的有效运转，培育具有国际竞争力的区域内的金融集体。在鼓励大众创业，万众创新的当下将信用评级机制市场化，促进低风险资本市场的模式创新。

（二）加强完善信贷风险预警机制

风险预警机制是基于各种内部和外部因素的影响，对贷款风险评估、贷款风险发生的可能性、时间、数量的风险、风险对象、风险损失率进行分析。银行应当尽快加强和完善信贷风险预警机制建设，培养广大农民的可信度，降低业务风险。对影响较大的资产质量预警信号，及时消除各种潜在风险的贷款损失可能造成的。

（三）建立和完善社会信用体系

必须尽快治理与优化信用环境，提倡诚实。协调金融机构和企业之间的关系，金融机构和监管机构需要监控，不仅需要防止债务人，逃避和拒绝金融债权，通过各种途径对企业失信行为的人严惩。改变融资观念，拓宽融资渠道。充分利用资本市场，大力发展直接融资，积极吸引私人资本，努力扩大利用外资，引导具有良好的信用和资本扩张能力的优势企业，推动相关企业和项目融资;采取财政贴息的方式，引导金融部门增加信贷加入。例如在江苏省江北新区浦口区的发展过程中相关部门针对企业信用水平相对较低的现象，采取灵活的措施，对于市场的企业和项目，给予贷款支持。争取在江苏省内做到创新创业的先行区，自主创新的示范区。坚持加快社会信用体系建设，构建和谐社会。综上所述，江苏省区域金融发展和区域经济增长之间具有密切的相关性，二者相互促进，相互影响，必须通过有效的对策来促进二者的协调发展，结合多一点，争取使江苏省成为全国创新发展的排头兵，科学发展的领头羊。以促进江苏省的可持续发展。

作者:卢长春 钟雪松 郭小芳 单位:遵义师范学院

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中图分类号：F127 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2012）30-0146-02

引言

由于金融资源分布、产业分工布局等在不同地域呈现出明显的非均衡性，区域金融运行和发展呈现出明显的地域差异性。从理论上说，中国区域金融非均衡发展与区域经济差异的格局密切相关。由于金融在区域经济发展中具有极其重要的资源引导功能，区域金融运行的地域差异是导致经济发展差距扩大的重要原因。金融发展可以充分发挥金融降低风险、有效配置资源、动员储蓄等功能，从而促进经济增长。区域金融的非均衡发展，必然会加剧区域经济的失衡格局。在此背景下，研究区域金融差异的表现、及其对经济增长的影响及对策，成为国内外学术界研究区域金融的一个重要领域。

一、国外区域金融与区域经济增长关系的研究综述

关于区域金融发展对区域经济增长影响差异的研究金融发展与经济增长关系的研究历来是西方经济学界探索的热点问题。早在1911年，Schumpeter就指出了一个国家金融部门的发展对该国人均收入水平和增长率的积极效应，认为一个运行良好的金融系统对经济的长期增长有促进作用。这一论断后来也得到了Goldsmith实证研究的支持。Goldsmith于1969年出版了《金融结构与金融发展》一书，奠定了金融发展理论的基础，从而成为金融发展理论鼻祖。之后，Mckinnon和Shaw分别提出了“金融抑制”和“金融深化”理论，金融发展与经济增长之间的关系逐渐成为发展经济学的一个重要研究领域。Rodriguez-Fuentes（1998）研究了区域信贷的可得性与区域经济增长之间的联系。他认为银行信贷对区域经济增长具有重要的促进作用，它通过为投资提供融资渠道，从而促进区域经济增长。因此，区域信贷差异及其导致的区域金融发展模式的差异，对区域经济增长差异的形成具有重要影响。

二、国内区域金融与区域经济增长关系的研究综述

（一）基于国家层面的研究

大多数文献以全国为研究对象，研究各区域金融发展对区域经济增长影响的差异。周立（2004）遵循Goldsmith指标体系，跨越中国改革开放整个历程（1978—2000年），涵盖中国三大区域（东、中、西部），研究了金融发展与经济增长的关系，并立足政治经济学分析框架，批评了中国“高增长、低质量”的数量型发展路径，倡导重建金融功能，选择质量型金融发展路径。也有仅针对单个区域的，如省域、县域的研究。艾洪德等（2004）的实证研究结论是，东部和全国的金融发展与经济增长之间存在正相关的关系，而中、西部的金融发展与经济增长之间则表现出负相关，金融发展明显滞后于经济增长。马瑞永（2006）运用固定效应模型对中国区域金融发展与经济增长关系进行实证分析。结果表明，中国三大区域金融发展对经济增长均具有促进作用。其中，中部地区金融发展的促进作用最大，东部地区次之，西部地区最小。胥嘉国（2006）对三大地区的金融发展对经济增长的贡献进行实证研究。结果表明，各地区金融发展无论是在量的增长上，还是在质的提高上都有助于各地区经济增长，但东部地区的促进作用更为显著。董绳周（2007）运用1980—2004年各省区的面板回归模型，对中国东、中、西部经济增长与金融发展进行了实证分析。结果表明，中国三大地区金融发展对其经济增长影响显著。其中，西部金融发展对其经济增长的促进作用最大，中部次之，东部最低。宋艳伟、李恒炜（2007）运用协整分析、格兰杰因果关系检验和VAR回归计量方法研究了1985—2004年中国各地区金融发展与经济增长的因果关系。研究发现，东部地区金融发展是经济增长的格兰杰原因，经济增长并非是金融发展的格兰杰原因。而西部地区的金融发展与经济增长间在统计上没有格兰杰因果关系。郑小婧、姜宁（2007）研究了在近十年中国宏观经济与金融发展背景下，回顾梳理1998—2007年间全国及长三角金融政策运用与金融体制调整情况，探究资金体系对实体经济的支持作用，认为长三角地区经济增长呈现出显著的资金密集型特征，且资金利用效率不高，究其原因，与中国以商业银行为主的金融体系密切相关。

（二）基于省市层面的研究

部分文献以某省或市作为研究对象，研究各区域金融发展对经济增长影响的差异。曹廷求、王希航（2006）对山东省各地市1995—2001年的研究表明，泰安市金融发展对经济增长有显著的正向影响，烟台等九地市金融发展对经济增长存在显著的负向影响，其余各地市和山东全省及其东、西部地区的金融发展对经济增长不存在显著的影响。谢太峰（2008）对北京地区金融发展与经济增长的内在联系进行实证分析，认为首都的金融发展与经济增长不仅存在正向促进关系，而且存在Granger意义上的因果关系。在此基础上本文结合北京实际，对北京金融业发展和金融中心建设提出了相应的政策建议。董金玲（2009）基于1990—2007年江苏苏南、苏中、苏北三大区域13个城市的数据，对区域金融发展对经济增长的促进作用进行实证分析。结果表明，金融促进区域经济增长的效应在三大区域存在差异，其中，苏南金融发展的经济效应要大于苏中以及苏北。中国人民银行乌海市中心支行内蒙古乌海市课题组（2009）基于乌海市进行实证研究，利用C-D函数，选取乌海地区1990—2009年的贷款总量、固定资产投资额及GDP作为指标，采取协整分析、格兰杰因果分析及脉冲响应分析等计量方法进行研究，得出金融发展及固定资产投资对经济增长是单向促进作用的结论。赵俊英（2010）基于VAR模型的协整分析表明，河南省金融发展与经济增长之间存在长期均衡稳定的关系。误差修正模型、格兰杰因果检表明金融发展对经济增长具有一定的促进作用，而经济增长对金融发展水平的提高影响有限，因此应加强国际金融合作，加大金融创新力度，加快郑州区域金融中心建设，带动全省金融业发展，以更好地发挥金融对经济发展的推动作用。

三、总结与评价

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中图分类号：F062.9；F127 文献标志码：A 文章编号：1674-8131（2012）02-0095-07

Service Industry Agglomeration and Regional Economic Growth

―Spatial Econometric Analysis of Provincial Panel DataCHEN Li-tai, LIANG Le, ZHANG Zu-niu

(College of Trade and Public Administration, Chongqing University, Chongqing 400030, China)

Abstract: In a perspective of spatial economics, the impact of the service industry agglomeration on regional economic growth is studied by physical capital agglomeration, human capital agglomeration, employment density and spatial econometric methods, the results show that the regional economic growth of China demonstrates the obvious characteristic of spatial agglomeration, that the propelling action of service industry physical capital agglomeration level on regional economic development presents weakening trends, that the effect of human capital agglomeration on regional economic growth changes from positive to negative, however, service industry employment density, economic opening level and so on play more and more important role. China should emphatically consolidate the exchange and cooperation between neighboring regions for supporting each other in economy and coordinated development, meanwhile, promote China’s service industry agglomeration and sufficiently let service industry boost the positive action on regional economic growth.

Key words: service industry agglomeration; physical capital agglomeration; human capital agglomeration; employment density; regional economic growth; spatial lag model; spatial error model

一、引言

伴随世界经济由工业经济向服务业经济转型，服务业在国民经济中的地位不断凸显，而规模经济、外部经济以及范围经济的存在使得服务业大有集聚式发展之势。早在20世纪70年代，作为服务业集聚式发展的重要载体――服务业集聚区就在西方许多国家的一些重要大都市出现（陈淑祥 等，2007）。如美国的广告业集中在纽约麦迪森大道，金融业集中在华尔街，IT服务业集中于硅谷，娱乐业集中在拉斯维加斯。当一个国家、地区或组织在寻求竞争优势时，服务业集聚可能是增强核心竞争力的重要途径（王晓玉，2006）。可见，服务业集聚在地区经济发展中的地位越来越重要。当前，中国面临着产业结构优化升级的压力，在产业结构调整过程中无法回避服务业集聚。

陈立泰，梁 乐，张祖妞：服务业集聚与区域经济增长由于对工业或制造业集聚的研究积淀丰富，使得学者对产业集聚与区域经济增长的研究习惯性地聚焦于工业集聚（制造业集聚）与经济增长的关系。Krugman（1991）用空间基尼系数测算了美国106个行业的地区专业化水平，并用此方法衡量了美国和四个欧盟国家的区别，启发了欧洲国家通过提高产业集聚促进经济增长的构想；Martin等（1999）认为规模经济和集聚外部经济是决定经济增长的重要力量；Richard等（2003）建立了“地理和增长模型”，得出了集聚与经济增长之间的相互强化机制，证明了区域经济活动的空间集聚导致创新成本的降低，从而刺激经济增长。总的来说，大部分研究得出产业集聚与地区经济增长之间呈现正相关性，也有部分学者得出相反的结论。Brülhart等（2006）对1994―2000年墨西哥32个州的产业集聚与经济增长关系的研究得出了集聚对增长的促进并不显著的结论；Brülhart等（2009）将城市化水平和产业区域集中度作为产业集聚的工具变量，运用横截面OLS和动态面板GMM估计方法进行分析，结果表明产业集聚推动区域经济增长的作用有限，认为国家在制定区域经济协调发展战略时不需权衡集聚与区域间的平衡发展。国内学者，周兵等（2003）、罗勇等（2005）、李胜会等（2008）也从不同了视角论证了产业聚集与经济增长的正相关关系。

目前，就服务业集聚对区域经济增长的影响进行研究的文献相对较少。主要有：Faini等（1984）研究发现，生产业发达的地区，存在着服务产品的相对价格低―地区资本收益率相对高―地区资本积累和再投资规模增加―地区经济增长率高的良性循环，暗示了生产集聚与地区经济增长正相关。Combes（2000）研究产业集聚对法国1984―1993年经济增长的作用时，区分了服务业和制造业，认为对服务业来说，专业化具有负效应，多样化则有正效应。胡霞等（2009）研究了城市服务业的集聚效应，并认为过度的集聚也会带来负面影响。童馨乐等（2009）基于服务业集聚的经济效应，考察了服务业集聚对劳动生产率的影响，结果表明服务业集聚促进了服务业劳动生产率水平的提高，这在一定程度上揭示了服务业集聚的正向经济增长效应。而陈立泰等（2010）采用区位墒指标衡量服务业集聚水平，实证研究了服务业集聚与区域经济增长的关系，得出了相反的结论，这可能与指标选择的单一性有关。另外，米娟（2008）、金荣学等（2010）也对服务业集聚的经济增长效应进行了分析。

综上所述，已有研究大多论证了产业集聚效应的存在，而服务业集聚在区域经济增长中扮演何种角色，有待深入研究。基于此，本文试图纳入空间因素，采用空间计量方法探讨服务业集聚对区域经济增长的影响，以期从服务业集聚的视角探讨促进区域经济发展的措施。

二、变量选择、数据说明与模型设定

为了研究服务业集聚对区域经济增长的影响，本文被解释变量取人均国内生产总值反映区域经济增长，用各地区的人均GDP表示（pergdpit）。解释变量取两组，即服务业集聚与控制变量。

综观已有文献，测度服务业集聚水平的指标主要有γ指数（Elison et al，1997）、空间基尼系数（Krugman，1991）、熵指数（胡霞，2006）。李文秀等（2008）通过利用空间基尼系数、赫芬达尔系数、γ系数三个指标分别对我国服务业的行业集聚程度、行业内集聚程度以及服务业集聚结构进行了度量；金荣学等（2010）则选择了空间基尼系数、区位熵和服务业份额三个指标。为了规避单一指标（H指数）无法全面衡量服务业集聚水平以及无法反映服务业集聚的内部结构的问题，本文将选择一组变量来反应服务集聚水平，即物质资本集聚度、人力资本集聚度以及就业密度。

perkit：服务业物质资本集聚度。资本包括物质资本和人力资本，由于现阶段并没有资本存量的资料，现有研究多是采取不同的测算方法对资本存量进行估算，而基本方式是Goldsmith（1951）提出的永续盘存法。本文借鉴曹跃群和刘冀娜（2008）曹跃群和刘冀娜的数据仅估计至2007，因此，本文2008―2009年相应数据为作者借鉴其方法估计所得。 的估计结果，将基年确定为1978年，第三产业固定资本形成作为固定资本投资的衡量指标，折旧则指固定资产折旧，缩减指数则采用固定资本缩减指数，估算出服务业固定资本存量，并用人均服务业物质资本拥有量表示服务业物质资本集聚度，单位为亿元。

perhit：人力资本集聚度。用各地区的每万人高校专任教师数表示本文参考范剑勇和张雁（2009）的研究，认为除了少数人口流动性较强的省市（如北京、上海等），各地区高等学校培养的毕业生基本都是为了满足本地市场的人才需求，而且考虑到高等学校扩招和教育产业化改革，各地区高等学校专任教师数基本能够反映当地劳动力市场的人力资本水平。同时，因无法区分各产业的人力资本集聚度，此处用各地区总的人力资本集聚度来度量。 ，单位为人。

perlit：服务业就业密度。由于服务业主要植根于城市，因此本研究用每平方公里土地上的服务业就业人数表示，单位为万人。

控制变量主要选择能够影响各地区经济增长的资源禀赋差异的变量，目的是用来控制其他可能导致地区经济差距的因素，主要有：

pfeit：政府干预水平。用各地方政府财政支出占GDP的比重表示。

exportit：经济开放度。一般使用两个变量来表示地区经济融入国际经济的程度：一是出口贸易总额占GDP 的比例，代表某地区对外贸易的活跃程度；二是外国直接投资额FDI 占GDP 的比例。本文选择前者近似反映各地区经济开放程度。

限于数据可得性，本文收集了2000―2009年全国29个省、直辖市（不包括港澳台地区，因数据缺乏未被纳入；重庆纳入四川，以便与前文分析保持一致）的面板数据进行分析，原始数据主要来源于《中国统计年鉴》（2001―2010年）、《中国城市统计年鉴》（2001―2010年）以及中国经济信息网等。各变量统计特征如表1。

表1 各变量的统计特征

变量样本数均值标准差最大值最小值pergdp（人均GDP）2903.931 9 2.510 2 16.718 2 0.767 9 perk（物质资本集聚度）2905.112 5 3.936 9 25.560 3 0.634 2 perl（就业密度）2900.010 5 0.014 1 0.084 3 0.000 5 perh（人力资本集聚度）2908.043 0 5.734 7 33.426 8 1.927 6 export（经济开放度）2900.175 1 0.206 4 0.905 3 0.014 8 pfe（政府干预水平）2900.162 7 0.064 8 0.450 2 0.069 1

基于前文分析，本文实证研究的一般计量模型设定如下：

pergdpit=b0+b1perkit+b2perlit+b3perhit+

b4exportit+pfeit+εi（1）

三、研究方法：空间计量模型的构建

1.数据的空间相关性检验

为了探索服务业集聚与区域经济增长的关系，首先需检验各省市之间的经济发展是否存在空间地理相关性，即空间自相关性。本文采用MoranI指数对我国经济增长的空间分布特征进行分析。MoranI指数的计算公式为：

I=ni=1nj=1Wij(Yi－)(Yj－)S2ni=1nj=1Wij

式中Wij为二元空间权值矩阵中的任意元素值，n表示地区总数，xi和xj分别为位置i和位置j上的某一属性值。本文采用4倍距离标准，计算Moran I指数其中，Moran I 指数的取值范围为-1≤I≤1，若正相关，I的数值就相对较大；若负相关，则I指数相对较小。 。依据空间数据的分布可以计算正态分布I的期望值，一般相邻标准的Wij为：Wij=1 当区域i和区域j相邻；

0 当区域i和区域j不相邻其中，i=1，2，…，n；j=1，2，…，m；m=2或m≠n。根据空间数据分布可以计算正态分布Moran I的期望值和方差：En(I)=－1n－1

VARn (I) = n2w1 + nw2 + 3w20 w20 (n2-1)-E2n (I)其中，w0=ni=1nj=1Wij，w1=12ni=1nj=1(Wij+Wji)2，w2=ni=1(wi.+w.j)2。wi和wj分别表示空间权重矩阵中的i行和j列之和。

为了更加详细地探讨各地区间的局部相关性，引入局部空间统计指标――LISA（Anselin，1995）。LISA的通俗表达式为：Li=f(xi,{xi})，式中xi定义与前文定义相同，一个LISA与全局空间相关性统计指标的关系式为：

iLi=γΛ

其中，Λ为空间相关全局指标，γ为比例因子。

2.空间计量模型设计

空间经济计量的两种基本模型分别是空间滞后模型和空间误差模型。Anselin（1988）提出的空间计量分析通用模型为：

y=ρW1y+Xβ+ε

ε=λW2ε+u（2）

且满足误差项u~N(0,Ω)，误差协方差矩阵Ω对角元素为：Ωij=hi(zα)hi>0。

式中y为被解释变量，X为n×k的外生解释变量矩阵，β为X的相关系数，ρ为W1y的n×1阶空间回归系数，W1y为被解释变量的空间滞后项，ε是干扰项，λ是W2ε的n×1阶空间自回归系数，W2ε为干扰项的空间滞后变量，W1、W2分别为被解释变量的空间自回归过程和干扰项ε的空间自回归过程的空间n×n权值矩阵。

当ρ=0，λ=0，α=0 (p+2个约束)，（2）式变为经典线性回归模型（OLS）。

当λ=0，α=0 (p+1个约束)，（2）式变为空间滞后模型（SLM），多用于估计是否存在空间相互作用以及空间相互作用强度，以反应可能存在的实质性的空间影响，其表达式为：

y=ρWy+Xβ+ε（3）

当ρ=0，α=0 (p+1个约束)，（2）式变为空间误差模型(SEM)，主要用于估计干扰项多余的空间相关影响，其表达式为：

y=Xβ+ε

ε=λWε+u（4）

对于空间计量模型的估计如果仍采用最小二乘法，系数估计值会有偏或者无效，需要通过工具变量法、最大似然法或广义最小二乘估计等其他方法进行。按照通常的做法，本文采用极大似然估计法进行估计。依据研究需要，为了更详细地测量空间依赖性作用条件下的服务业集聚对区域经济增长的影响，我们分别采用空间计量的SLM模型和SEM模型，并设定用于空间滞后和空间误差模型检验的空间权重矩阵W为4个临近城市的平均距离。

空间滞后模型的估算方法是将区域经济增长的空间滞后变量引入模型，其经济学含义为某一个省区的经济增长可能潜在地受到周边省区经济增长水平的制约。模型（1）转化为：

pergdpit=b0+b1perkit+b2perlit+b3perhit+

空间误差模型的估计方法是通过误差项的变化来表现省际间的空间自相关性，误差项的方程可以是ARMA（1，1）或者是简单的AR（1）或MA（1）形式。参照已有研究经验，本文选取的误差自相关模型如下：

四、空间计量实证检验结果及分析

1．我国区域经济增长的空间相关性统计分析

依据以上基本原理，首先需要检验全国各省区之间是否存在经济发展的空间地理相关性，即空间相互依赖性。利用Moran I指数公式，计算出的全国29个省（市、区）2000―2009 年人均GDP的空间相关性MoranI指数值以及其他检验值（表2）。表2 我国各省市人均GDP的Moran I指数

表2中I均通过了显著性检验，表明2000―2009年我国区域经济发展水平在分布上呈现显著的正自相关性与空间依赖性，即呈现出相似值之间的空间集聚。经济发展水平较高的省区与经济发展水平较高的省区相临，经济发展水平较低的省区与经济发展水平较低的省区相临。而且I值总体上呈现较为明显的上升趋势（除了2009年有所下降以外），表明各省区人均GDP的空间集聚特征越来越明显，在分析我国区域经济发展时引入空间相关因素十分必要。

2.空间计量估计结果及分析

空间相关性统计分析已证明我国区域经济增长具有空间相关性，需要采用空间计量经济模型进行估计。为进行对比分析，选择2000年和2009年的截面数据，对基本模型进行OLS（最小二乘法）估计（见表3）。

分析表3，2000年，模型拟合优度为83.03%，整体上通过1%的显著性检验；人力资本集聚度、物质资本积极度与经济开放度均通过显著性检验，且作用均为正，而其他变量均未通过检验。2009年，模型拟合优度提高到92.85%，整体上也通过1%的显著性检验；人力资本集聚度、就业密度与经济开放度均通过显著性检验，且就业密度以及经济开放度的正向促进作用大幅度提升，但物质资本集聚度却未通过显著性检验。这表明：伴随我国经济快速发展，服务业物质资本集聚水平对区域经济发展的作用呈弱化之势，而服务业就业密度、经济开放水平发挥着越来越重要的作用。表3 OLS估计结果

变量2000年2009年perh（人力资本集聚度）0.147 1**0.162 8*perk（就业密度）-0.000 40.516 2***perl（物质资本集聚度）44.973 0**4.517 7export（经济开放度）4.318 8***7.267 2 ***pfe（政府干预水平）-0.816 3-2.001 9常数项0.894 6*-0.224 4Adj R20.830 30.928 5F28.396 659.693 3LogL-25.192 0-37.642 6AIC62.383 987.285 3SC70.587 795.489 0误差正态性检验（Jarque-Bera）2.224 60.683 0异方差检验（Breusch-Pagan）44.874 8***8.643 5空间依赖性检验（LMLAG）1.094 87.140 8***空间依赖性检验（R-LMLAG）0.564 93.213 2**空间依赖性检验（LMERR）0.606 01.609 9*空间依赖性检验（R-LMERR）0.076 12.109 1* 注：***、**和*分别表示通过1%、5%和10%的显著性检验。

前述的空间统计检验已证明了我国区域经济增长的空间自相关性，存在明显的空间集聚现象，这在一定程度上表明忽视空间自相关性直接采用OLS建立模型进行估计的分析存在一定的问题。从表3的BP检验结果证明不存在空间异质性，而拉格朗日乘数误差和滞后及其稳健性检验结果可以看出：2000年，LMLAG、LMERR、R-LMLAG、R-LMERR均未通过显著性检验，需要通过SLM和SEM模型的对数似然函数值LogL、AIC和SC等的数值选择模型；而2009年的估计结果显示，LMLAG、LMERR、R-LMLAG、R-LMERR均通过了显著性检验，而依据其结果仍然无法判断SLM与SEM谁更合适。因此，本文同时给出了SLM和SEM的估计结果，见表4。

表4 SLM和SEM估计结果

年 份2000年2009年 变 量SLMSEMSLMSEMρ/λ0.130 70.228 20.302 3***-0.557 7*perh（人力资本集聚度）0.143 0***0.150 6***-0.011 40.002 4perk（就业密度）-0.009 3-0.036 60.523 5***0.508 8***perl（物质资本集聚度）47.973 0***50.967 1***4.082 33.729 1export（经济开放度）4.312 4***4.451 2***7.2103***6.654 1***pfe（政府干预水平）0.483 2-0.333 4-2.455 8-3.047 9常数项0.427 20.878 0**0.017 30.082 2Adj R20.866 10.866 80.928 80.940 6LR1.052 30.902 80.135 7**3.794 0*LogL-24.665 8-24.740 6-37.574 8-38.745 6AIC63.331 661.481 189.149 583.491 3SC72.902 769.684 998.720 691.695 1

比较表3和表4发现，2000年和2009年，SLM模型和SEM的拟合优度检验值均高于OLS模型。进一步比较对数似然值LogL值，2000年SLM的LogL值（-24.665 8）大于SEM和OLS的LogL值（-24.740 6，-25.192 0），2009年SLM的LogL值（-37.5748）大于SEM和OLS的LogL值（-38.745 6，-37.6426）。因此，SLM模型比SEM和OLS估计的模型要好。由此可见，遗漏了空间自相关性，基于OLS法的经典线性回归模型不够恰当，这也验证了各区域之间的经济增长不可能没有关系。关于服务业集聚与区域经济增长的研究若假定地区之间相互独立，可能导致OLS估计结果及其推论不可靠，因此，需要通过引入空间差异性和空间依赖性对经典的线性模型进行修正。

分析表4，引入地理空间因素后各变量的弹性系数均出现变化，说明忽略空间因素的估计方法存在偏差。表4的SLM估计结果显示：2000年，人力资本集聚度、物质资本集聚度以及经济开放水平均对区域经济增长产生正向促进作用，且通过显著性检验；而就业密度却与区域经济增长负相关，但不显著。2009年，仅就业密度和经济开放水平通过显著性检验，而人力资本集聚度的区域经济增长效应由正转向负，原因有待进一步探究。物质资本集聚水平对区域经济增长的促进作用已不显著，一定程度上反映了服务业物质资本集聚水平对区域经济增长的促进作用呈下降之势。再者，2000年SLM模型中空间自回归系数ρ（0.130 7)为正，但不显著；而2009年空间自回归系数ρ（0.302 3）显著提高，且通过1%的显著性检验，表明我国区域经济增长的近邻空间溢出效应逐渐凸显。表5是2001―2008年SLM分析结果：表5 2001―2008年SLM分析结果

分析表5，可以看出，2001―2006年人力资本集聚度以及经济开放水平均对区域经济增长产生正向促进作用，且通过1%的显著性检验。而就业密度在2001―2003年对区域经济增长产生显著正向促进作用，在2004―2008年作用也均为正，这在一定程度上表明2000年服务业就业密度对区域经济增长的作用为负，不具有代表性。从总体上看，服务业就业密度对区域经济增长有正向作用。

五、结论及启示

本文将空间因素纳入分析框架，采用空间相关性检验证明了我国区域经济呈现出明显的空间集聚特征，并建立关于服务业集聚与区域经济增长的空间计量模型，探讨服务业集聚对区域经济增长的影响。空间计量结果显示2000―2009年服务业集聚总体上有利于区域经济增长，其中：物质资本集聚水平对区域经济增长的促进作用已不显著，说明服务业物质资本集聚水平对区域经济增长的促进作用呈下降之势；人力资本集聚度的区域经济增长效应由正转向负，而就业密度除2000年外对区域经济增长有正向作用。同时，空间计量模型估计结果也进一步证实了区域经济增长的溢出效应，即经济发展较快的地区会带动周围地区的发展。基于以上分析，我们应该注重加强相邻地区间的交流与合作，形成经济互助，协调发展；同时应提高我国服务业的集聚度，充分发挥其对区域经济增长的正向促进作用。

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