微型金融發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響關(guān)系研究
——基于空間杜賓模型的實(shí)證分析

鄭蘭祥 王新平

（安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 合肥 230601）

一、問(wèn)題的提出

微型金融是指服務(wù)于窮困或者收入難以維持日常生活支出的人群以及處在初創(chuàng)期的部分小微企業(yè)的服務(wù)機(jī)構(gòu)，其中主要包括小額貸款、合作性質(zhì)的金融機(jī)構(gòu)以及社區(qū)銀行之類。該詞最初是由世界銀行建立的扶貧咨詢委員會(huì)提出，我國(guó)1997年才首次引入微型金融這個(gè)名詞。經(jīng)過(guò)一定時(shí)間的磨合與改進(jìn)，截至2010年，我國(guó)微型金融成長(zhǎng)的基本模式已經(jīng)初步形成。微型金融有著很多不同于傳統(tǒng)金融行業(yè)的優(yōu)點(diǎn)，例如：額度小、貸款靈活等。結(jié)合我國(guó)目前區(qū)域發(fā)展的實(shí)際情況，微型金融非常適合我國(guó)部分地區(qū)的金融市場(chǎng)發(fā)展。然而，我國(guó)現(xiàn)階段的微型金融發(fā)展還存在著很多不足之處，最近幾年越來(lái)越多的學(xué)者都在熱切地聚焦這個(gè)問(wèn)題。

由于我國(guó)整體區(qū)域發(fā)展呈現(xiàn)著不均衡的態(tài)勢(shì)，東南部沿海區(qū)域發(fā)展相對(duì)發(fā)達(dá)，而西部地域發(fā)展相對(duì)落后。但伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和區(qū)域一體化進(jìn)程的逐步發(fā)展，各省份之間的商業(yè)往來(lái)與交流逐漸密集，各行業(yè)之間的發(fā)展都存在著不同程度上的空間溢出效應(yīng)。那么微型金融的發(fā)展是否也具有一定的空間依賴性？若將空間地理因素考慮到二者中去，微型金融發(fā)展對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生什么影響？微型金融發(fā)展中哪些具體的因素會(huì)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生直接或者間接的影響？微型金融的發(fā)展對(duì)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響與對(duì)鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響有什么差異？基于這個(gè)背景，本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上將空間地理因素考慮進(jìn)去，建立鄰接矩陣和地理距離兩種權(quán)重矩陣，選擇空間杜賓模型來(lái)研究微型金融與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在的關(guān)系，并將所存在的關(guān)系進(jìn)行效應(yīng)分解，來(lái)探討微型金融發(fā)展對(duì)自身區(qū)域和周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來(lái)的具體影響。這些問(wèn)題的深入研究有利于我們?cè)诂F(xiàn)階段結(jié)合本地區(qū)的特色優(yōu)勢(shì)，更有針對(duì)性地發(fā)展地區(qū)微型金融，實(shí)施好相關(guān)的富農(nóng)惠農(nóng)政策，更快地幫助落后地區(qū)擺脫貧困，早日完成各地區(qū)的全面脫貧工作。

二、文獻(xiàn)綜述

中國(guó)國(guó)土遼闊，地域?qū)拸V，早期的梯度空間發(fā)展戰(zhàn)略導(dǎo)致了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的不平衡。隨著東西地區(qū)發(fā)展速度的不一致以及各地區(qū)實(shí)施政策的不同，地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度也逐漸呈現(xiàn)一定的梯度，東南沿海明顯優(yōu)于中西部地區(qū)。近年來(lái)中國(guó)開(kāi)始步入新常態(tài)時(shí)期，經(jīng)濟(jì)進(jìn)行增速調(diào)整、步伐放緩、結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，微型金融因其自身優(yōu)勢(shì)和特殊的歷史時(shí)期，逐漸開(kāi)拓出廣大的市場(chǎng)空間，逐漸將成為未來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)中不可或缺的一部分。與此同時(shí)，隨著扶貧工作的推進(jìn)，在政策的扶持下，小額信貸等一系列的微型金融公司也面臨新的機(jī)遇和挑戰(zhàn)，微型金融行業(yè)的發(fā)展邁入新的階段。微型金融作為各個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展引入的動(dòng)力能源之一，是否能促進(jìn)本地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展？微型金融服務(wù)中的廣度和深度分別對(duì)各地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生什么樣的影響？政府財(cái)政支持在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中起到什么作用？微型金融的發(fā)展是否能夠減緩貧困？這些問(wèn)題一直以來(lái)都受到了學(xué)者們的熱切關(guān)注。經(jīng)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)歸納總結(jié)，目前研究主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：

第一，微型金融的發(fā)展促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。萊文指出金融中介通過(guò)對(duì)資本的有效配置，能夠起到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)際作用[1]。伯吉斯采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)的發(fā)展可以達(dá)到促進(jìn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出的增加[2]。姚耀軍結(jié)合中國(guó)25年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，并采用VAR模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)以及協(xié)整分析實(shí)證得出，農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著一定程度上的均衡關(guān)系，并且這種關(guān)系是長(zhǎng)期且穩(wěn)定的[3]。安翔運(yùn)用帕加諾模型通過(guò)多元線性回歸分析，發(fā)現(xiàn)在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，金融行業(yè)的發(fā)展對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)具有顯著的促進(jìn)作用，并且國(guó)家的宏觀經(jīng)濟(jì)政策也是重要的決定性變量[4]。鄧?yán)?、冉光和采用灰色理論中的關(guān)聯(lián)分析法研究發(fā)現(xiàn)金融規(guī)模是影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和發(fā)展的重要指標(biāo)，小微企業(yè)的發(fā)展對(duì)金融的依賴程度不高，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民收入的影響較為突出。金融行業(yè)的各項(xiàng)發(fā)展指標(biāo)對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響顯著，但程度不一[5]。貝克提出通過(guò)對(duì)機(jī)構(gòu)數(shù)量、存款和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比值等指標(biāo)對(duì)地區(qū)的金融發(fā)展水平進(jìn)行評(píng)測(cè)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)其對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展均有一定程度上的影響[6]。張立軍利用1978—2004年中國(guó)的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)得出區(qū)域金融發(fā)展通過(guò)降低該地區(qū)的恩格爾系數(shù)，從而降低區(qū)域內(nèi)部的貧困水平[7]。禹躍軍、王菁華運(yùn)用面板向量自回歸通過(guò)1978—2010年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，根據(jù)戈登的說(shuō)法從金融規(guī)模、金融效率和金融結(jié)構(gòu)三個(gè)方面去研究微型金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，其研究結(jié)論得出地區(qū)的金融發(fā)展有助于促進(jìn)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但金融規(guī)模、效率和結(jié)構(gòu)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具體影響程度不一致[8]。田劍英和黃春旭發(fā)現(xiàn)，通過(guò)小額貸款等微型金融公司吸納民間資本，這項(xiàng)舉措有助于促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[9]。李海峰通過(guò)GLS方法得出健全的監(jiān)管政策與環(huán)境和業(yè)務(wù)發(fā)展的正確引導(dǎo)有利于微型金融機(jī)構(gòu)發(fā)展，從而促進(jìn)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展[10]。

第二，微型金融的發(fā)展阻礙區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。溫濤、冉光和、熊德平運(yùn)用53年的省份時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的金融發(fā)展對(duì)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平以及農(nóng)民的收入增長(zhǎng)水平具有顯著的負(fù)效應(yīng)[11]。朱喜、李子奈運(yùn)用VEC模型的協(xié)整分析，通過(guò)1981—2004年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析得出，在政府主導(dǎo)的模式下，金融貸款投入在短期未能有效地促進(jìn)地區(qū)投資的增加和居民收入的增長(zhǎng)[12]。陳銀娥利用河南省民權(quán)縣的調(diào)查數(shù)據(jù)基于廣義最小二乘法回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，微型金融能夠提升貧困農(nóng)民收入水平的效果不明顯[13]。石丹通過(guò)DEA分析方法得出政府財(cái)政支持引導(dǎo)微型金融發(fā)展的效率低下，進(jìn)而阻礙了該地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展的結(jié)論[14]。李延敏運(yùn)用熵權(quán)TOPSIS方法，發(fā)現(xiàn)如果政府財(cái)政方面的支持增加，將會(huì)促使股份制商業(yè)銀行類型的微型金融機(jī)構(gòu)市場(chǎng)份額增加，從而抑制行業(yè)的可持續(xù)性發(fā)展[15]。王勁屹通過(guò)運(yùn)用VEC模型發(fā)現(xiàn)：農(nóng)戶儲(chǔ)蓄存款對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有正向促進(jìn)作用，但農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)存貸比的高低卻對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不大，國(guó)家的宏觀政策對(duì)農(nóng)村金融的發(fā)展和其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)說(shuō)是一個(gè)牽制因素[16]。

第三，微型金融或可減緩貧困。加勒認(rèn)為信貸約束會(huì)降低資本配置效率，從而加劇收入的不平等，不利于貧困減緩[17]。奧莫漢得出某一地區(qū)的金融發(fā)展能夠降低地區(qū)的平困人數(shù)，GDP每提高10%，將會(huì)降低2.5%—3%的貧困率[18]。英國(guó)國(guó)家發(fā)展署指出金融的發(fā)展，小微企業(yè)吸納更多地信貸或者儲(chǔ)蓄，最終轉(zhuǎn)化成有助于減緩貧困[19]。讓納指出金融行業(yè)的發(fā)展通過(guò)麥金農(nóng)導(dǎo)管效應(yīng)從而促進(jìn)貧困減緩，但是金融的行業(yè)波動(dòng)可能在一定程度上損害貧困者的利益[20]。丁志國(guó)采用面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證分析了各項(xiàng)金融指標(biāo)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，其結(jié)果表明對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)來(lái)說(shuō)，受金融發(fā)展規(guī)模的影響更強(qiáng)，而對(duì)于經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)來(lái)說(shuō)，其受金融發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)的影響更強(qiáng)[21]。張兵結(jié)合空間面板自回歸模型和門檻面板回歸模型研究得出了一個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展對(duì)該地區(qū)的貧困減緩在空間上存在著一定程度的溢出效應(yīng)，而區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展卻抑制了該地區(qū)的貧困減緩的結(jié)論[22]。程華認(rèn)為從長(zhǎng)期來(lái)看，微型金融的發(fā)展對(duì)促進(jìn)貧困的減緩起到促進(jìn)作用，從短期來(lái)看，微型金融的發(fā)展不能有效發(fā)揮其所具有的正向作用[23]。達(dá)譚楓以南疆四地州為例，運(yùn)用2009—2015年相關(guān)變量面板數(shù)據(jù)和計(jì)量分析方法實(shí)證得出農(nóng)村微型金融的發(fā)展對(duì)促進(jìn)農(nóng)牧民的就業(yè)和收入增長(zhǎng)有顯著的正向作用，微型金融的推廣與發(fā)展是實(shí)現(xiàn)貧困和邊遠(yuǎn)地區(qū)人民脫貧致富的有效途徑之一[24]。

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，我們發(fā)現(xiàn)：第一，現(xiàn)有的文獻(xiàn)多數(shù)是采用時(shí)間序列數(shù)據(jù)來(lái)研究微型金融機(jī)構(gòu)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，缺乏對(duì)空間面板數(shù)據(jù)的比較分析。第二，部分文獻(xiàn)是研究微型金融與貧困減緩之間的關(guān)系，宏觀政策以及財(cái)政支持是其中影響因素之一，但沒(méi)有具體研究空間因素的納入是否會(huì)對(duì)其作用產(chǎn)生影響，以及其具體影響哪些方面。第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)多數(shù)是從金融發(fā)展和城鄉(xiāng)居民收入差距或貧困減緩角度去深入分析，缺乏對(duì)小額貸款的發(fā)展以及周邊地區(qū)的空間因素對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的考慮?；谝陨戏治觯疚膶⒃谝韵聝蓚€(gè)方面加以改進(jìn)：一是在考慮空間因素的基礎(chǔ)上，結(jié)合2009—2018年數(shù)據(jù)，構(gòu)建鄰接矩陣和地理距離矩陣深入分析微型金融與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間是否存在空間上的依賴性。二是采用更前沿、更具有一般性的空間杜賓模型，更加準(zhǔn)確地衡量微型金融與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展二者之間存在的具體關(guān)系，以及對(duì)其溢出效應(yīng)進(jìn)行分解，以期能夠?yàn)榈貐^(qū)間的協(xié)調(diào)發(fā)展提供一些相關(guān)建議。

三、研究方法、數(shù)據(jù)選取與模型設(shè)定

（一）研究方法

對(duì)于空間計(jì)量模型，現(xiàn)有研究主要有三種，分別為空間滯后、空間誤差和空間杜賓模型。三者的差距主要在于：空間滯后模型只考慮因變量空間滯后項(xiàng)的影響，空間誤差模型與其不同之處在于在將空間因素的影響考慮進(jìn)誤差項(xiàng)中，但空間杜賓模型的優(yōu)點(diǎn)在均考慮了因變量和自變量的空間相關(guān)性。因此在這里我們優(yōu)先選用空間杜賓模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行理論推導(dǎo)和實(shí)證分析。

現(xiàn)有研究中關(guān)于時(shí)間序列，最常見(jiàn)的建模方法就是建立一階自回歸模型。但是由于考慮到空間因素，則形式就會(huì)變得相對(duì)復(fù)雜，因?yàn)榭臻g滯后可以來(lái)自不同的維度和不同的方向。首先根據(jù)時(shí)間序列的一階自相關(guān)模型的關(guān)系式來(lái)推導(dǎo)空間自相關(guān)模型的關(guān)系式：

將n個(gè)（1）式疊加到一起，得出：

其中，矩陣W為時(shí)間滯后矩陣，放入空間模型中，矩陣W則為空間權(quán)重矩陣。由于在空間面板模型中元素的排列具有多樣性，會(huì)根據(jù)其特定情形設(shè)定所需的權(quán)重矩陣形式。為此下面引入（3）式，得出：

其中，W為特定的空間權(quán)重矩陣，λ為空間滯后項(xiàng)Wy對(duì)y的影響，即空間自回歸系數(shù)。

進(jìn)一步地，在（3）式中加入自變量，得出：

再加上解釋變量的空間因素影響，得出：

其中，W為空間權(quán)重矩陣，X為解釋變量，Y為被解釋變量，λ、δ均為空間自相關(guān)系數(shù)，Wy、Wx分別為被解釋變量與解釋變量的空間滯后項(xiàng)，β為回歸系數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。上式（5）則被稱為空間杜賓模型的一般形式。

（二）指標(biāo)選取、數(shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

1．指標(biāo)的選取

一國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高低，其衡量指標(biāo)有多種，如國(guó)民生產(chǎn)凈值NDP、國(guó)民生產(chǎn)總值GNP或者國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP等。本文根據(jù)現(xiàn)下各省市實(shí)際采用的衡量指標(biāo)人均GDP水平作為反映該地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變量指標(biāo)，選取地區(qū)金融增加值水平表示地區(qū)金融發(fā)展程度指標(biāo)，選取小額貸款公司的信貸數(shù)據(jù)來(lái)表示微型金融規(guī)模指標(biāo)，并選用政府財(cái)政支出以及固定資產(chǎn)投資等指標(biāo)作為控制變量，共同探討微型金融與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。具體指標(biāo)的選取和說(shuō)明見(jiàn)下：

表1 指標(biāo)選取與說(shuō)明

2．?dāng)?shù)據(jù)來(lái)源與模型設(shè)定

研究選取2009—2018年我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行空間計(jì)量分析，其中包含30個(gè)省、直轄市和自治區(qū)（基于數(shù)據(jù)可得性，將西藏剔除），所用數(shù)據(jù)均由《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融年鑒》以及中國(guó)金融數(shù)據(jù)庫(kù)wind的相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算得出。對(duì)于個(gè)別缺失的數(shù)據(jù)，則取前后數(shù)據(jù)的均值進(jìn)行填補(bǔ)。另外，為消除數(shù)據(jù)的異質(zhì)化，在這里將所有的指標(biāo)均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

表2 描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

鑒于本研究討論的主題主要是微型金融對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，從強(qiáng)調(diào)全面綜合與分析角度出發(fā)，不僅要衡量本地區(qū)微型金融發(fā)展水平對(duì)促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，也要考量相應(yīng)周邊地區(qū)的微型金融發(fā)展對(duì)該區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的帶動(dòng)輻射和示范作用，以及在這些作用的推動(dòng)下，區(qū)域經(jīng)濟(jì)可能產(chǎn)生的實(shí)質(zhì)性變化。綜合這些考慮，選取空間杜賓模型更適合本研究的論證，其推導(dǎo)公式如（6）式所示：

其中，W為空間權(quán)重矩陣，W ln pgdp為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的空間滯后項(xiàng)，W ln fdi為金融發(fā)展程度的空間滯后項(xiàng)，W ln fsi為微型金融規(guī)模指標(biāo)的空間滯后項(xiàng)，W ln gov為政府財(cái)政支持的空間滯后項(xiàng)，W ln inv為社會(huì)固定資產(chǎn)投資水平的空間滯后項(xiàng)。β、δ為空間自相關(guān)系數(shù)，ε為誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證過(guò)程與結(jié)果分析

要注意的是，空間計(jì)量模型與普通面板不同的地方在于空間計(jì)量模型中加入了空間地理因素的影響分析，因此不能采用OLS估計(jì)，而應(yīng)該進(jìn)行MLE估計(jì)。首先，要構(gòu)建各省市的空間權(quán)重矩陣，通過(guò)全局moran'I和局部moran'I指數(shù)檢驗(yàn)其是否具有空間相關(guān)性；其次，通過(guò)LM檢驗(yàn)以證明空間杜賓模型的構(gòu)建是否合理，通過(guò)Hausman檢驗(yàn)選擇采用固定效應(yīng)或是隨機(jī)效應(yīng)模型；接著，用LR檢驗(yàn)去檢測(cè)空間杜賓模型在相應(yīng)條件下是否會(huì)退化成空間滯后或者空間誤差模型；最后，對(duì)杜賓模型的測(cè)試結(jié)果加以分析，采用偏微分的方法對(duì)其存在的溢出效應(yīng)進(jìn)行效應(yīng)分解，厘清微型金融與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展二者存在的具體關(guān)系，在此基礎(chǔ)上，探求微型金融發(fā)展指標(biāo)如何影響一個(gè)地區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在構(gòu)建空間計(jì)量模型之前，首先需要進(jìn)行數(shù)據(jù)的空間相關(guān)性檢驗(yàn)。在已有文獻(xiàn)中有許多檢驗(yàn)空間自相關(guān)的方法，例如莫蘭指數(shù)、吉里安指數(shù)等，考慮到研究的適切性，這里使用最為常用的莫蘭指數(shù)（moran's I）。在計(jì)算莫蘭指數(shù)之前，先要建立各省市的權(quán)重矩陣，為了更確切地把握微型金融發(fā)展所存在的區(qū)域之間的依賴程度，建立了鄰接規(guī)則和地理距離規(guī)則的空間權(quán)重矩陣。

1.0-1鄰接權(quán)重矩陣

根據(jù)各省份之間是否相鄰來(lái)設(shè)置0-1鄰接矩陣，如果兩個(gè)省份在地理上相鄰則賦值為1，不相鄰則為0。

2.地理距離權(quán)重矩陣

地理距離權(quán)重矩陣元素設(shè)定方法采取現(xiàn)有文獻(xiàn)中常用的做法，取值為區(qū)域之間地理距離的倒數(shù)，其定義如下：

3.莫蘭指數(shù)

莫蘭指數(shù)（moran'I）計(jì)算公式如下：

其中，xi代表第i個(gè)地區(qū)的觀察值，為樣本均值，為樣本方差，wij為空間權(quán)重矩陣的（i，j）元素（用來(lái)度量區(qū)域i與區(qū)域j之間的距離），為所有空間權(quán)重之和，n為地區(qū)總數(shù)。根據(jù)莫蘭指數(shù)的檢驗(yàn)規(guī)則，如果指數(shù)大于0表示二者之間存在正自相關(guān)關(guān)系，小于0則表示二者存在負(fù)自相關(guān)關(guān)系，等于0就證明其空間分布是隨機(jī)的，相互之間不存在空間上的自相關(guān)關(guān)系。

使用軟件stata15.0計(jì)算得出反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的moran'I指數(shù)值，具體結(jié)果如表3所示，從中可以看出，在兩種空間權(quán)重矩陣下，人均GDP的moran'I指數(shù)均為正值，且均強(qiáng)烈拒絕沒(méi)有空間自相關(guān)的假設(shè)，表明我國(guó)主要經(jīng)濟(jì)活動(dòng)之間有著很顯著的空間集聚性。

由上，在檢驗(yàn)完全域自相關(guān)的基礎(chǔ)上，再計(jì)算局部莫蘭指數(shù)，繪制兩種空間權(quán)重矩陣下的莫蘭指數(shù)散點(diǎn)圖（以2018年為例，橫坐標(biāo)z表示本地區(qū)人均GDP，縱坐標(biāo)Wz表示鄰近地區(qū)人均GDP），具體圖表如下：

表3 2007—2018年我國(guó)人均GDP的全域moran'I指數(shù)

圖1 鄰接權(quán)重下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平moran'I散點(diǎn)圖（2018）

圖2 地理距離權(quán)重下的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平moran'I散點(diǎn)圖（2018）

從上述圖1—2中可以看出，兩種空間權(quán)重矩陣下，我國(guó)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平均存在著空間集聚性，并且在空間上呈現(xiàn)非均衡分布，從圖中可以發(fā)現(xiàn)落在第一象限的省市多為我國(guó)發(fā)達(dá)省市或沿海城市，如北京、上海、深圳、江蘇等，形成經(jīng)濟(jì)發(fā)展高值集群。落在第三象限的省市則一般均為西部地區(qū)，如甘肅、新疆、西藏等省份，形成經(jīng)濟(jì)發(fā)展低值集群。因此，局部莫蘭散點(diǎn)圖的結(jié)果進(jìn)一步表明，我國(guó)各地區(qū)在其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平上確實(shí)存在著明顯的空間依賴性和高度的空間集聚特征。

（二）空間計(jì)量模型的實(shí)證過(guò)程與結(jié)果分析

1.固定隨機(jī)效應(yīng)檢驗(yàn)

空間面板回歸模型和普通面板回歸模型相同，回歸之前均需要先進(jìn)行檢驗(yàn)。為了確定模型的具體形式，研究依次采用LM檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)去對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行核實(shí)。其中，LM檢驗(yàn)的測(cè)試結(jié)果顯示，采用空間誤差模型在鄰接矩陣和地理距離矩陣下均呈現(xiàn)1%水平顯著，采用空間滯后模型在鄰接權(quán)重下1%水平顯著，在地理距離矩陣下5%水平顯著 （見(jiàn)表4）。經(jīng)過(guò)Hausman檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，測(cè)試結(jié)果推薦采用固定效應(yīng)。接著進(jìn)一步檢驗(yàn)空間杜賓模型是否有可能會(huì)退化成空間滯后模型或者空間誤差模型，結(jié)果在1%水平上顯著（見(jiàn)表5），原始假設(shè)被拒絕，因此判定采用固定效應(yīng)下的空間杜賓模型是最佳方案。根據(jù)測(cè)試結(jié)果（見(jiàn)表6）和Elhorst的研究成果判斷，時(shí)間空間雙固定效應(yīng)下的空間杜賓模型要優(yōu)于時(shí)間固定效應(yīng)和空間固定效應(yīng)模型，因此這里選用雙固定效應(yīng)下的空間杜賓模型為最佳結(jié)果。

表4 LM檢驗(yàn)結(jié)果

表5 LR檢驗(yàn)結(jié)果

表6 模型選擇檢驗(yàn)結(jié)果

2.空間杜賓模型的結(jié)果分析

基于微型金融對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平所存在的空間依賴性，以及上述的具體檢驗(yàn)結(jié)果，這里采用空間杜賓模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸估計(jì)?；貧w結(jié)果如表7所示：

表7 空間杜賓模型（SDM）估計(jì)結(jié)果

從上表中可以得出，空間自相關(guān)系數(shù)在地理距離矩陣下通過(guò)5%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平受地理距離因素的影響。金融發(fā)展程度（lnfdi）指標(biāo)為負(fù)值，在兩種權(quán)重矩陣下在1%水平下顯著。微型金融規(guī)模（lnfsi）、社會(huì)固定資產(chǎn)投資（lninv）兩個(gè)指標(biāo)為正值，且在兩種矩陣權(quán)重下均通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)，政府財(cái)政支出（lngov）指標(biāo)為負(fù)值。以上結(jié)果表明，在研究調(diào)查樣本期間，微型金融規(guī)模和社會(huì)固定投資等指標(biāo)起到促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，而現(xiàn)有的金融發(fā)展程度和政府財(cái)政支持卻一定程度抑制區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但如果將空間滯后項(xiàng)納入進(jìn)來(lái)，各項(xiàng)系數(shù)則不能單一地直接反映解釋變量對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，因此我們應(yīng)該將其產(chǎn)生的溢出效應(yīng)進(jìn)行分解。

3.空間杜賓模型的效應(yīng)分解

基于前文驗(yàn)證了空間溢出效應(yīng)的存在，微型金融發(fā)展的系數(shù)指標(biāo)不再僅僅解釋了對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，在這里需要對(duì)其進(jìn)行效應(yīng)分解，以便更好地說(shuō)明微型金融發(fā)展對(duì)區(qū)域之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及空間總效應(yīng)。效應(yīng)分解結(jié)果如表8所示。

表8 空間杜賓模型（SDM）的效應(yīng)分解

從上表中可以看出，兩種空間權(quán)重矩陣下，金融發(fā)展程度（lnfdi）的效應(yīng)系數(shù)均為負(fù)值，在兩種矩陣下通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，其結(jié)果表明金融行業(yè)的過(guò)度擴(kuò)展可能在一定程度上會(huì)影響當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展。微型金融規(guī)模指標(biāo)（lnfsi）的總效應(yīng)和直接效應(yīng)系數(shù)均為正值，均通過(guò)1%的顯著性水平，間接效應(yīng)系數(shù)均為正值，且分別通過(guò)1%、5%的顯著性水平，表明微型金融規(guī)模的增加對(duì)本地區(qū)和鄰近區(qū)域均起促進(jìn)作用。社會(huì)固定資產(chǎn)投資（lninv）在0-1矩陣下的直接效應(yīng)是正值，通過(guò)1%的顯著性水平，表明社會(huì)固定資產(chǎn)投資水平的增加對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有正向的促進(jìn)作用，間接效應(yīng)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。政府財(cái)政支持指標(biāo)（lngov）的效應(yīng)系數(shù)為負(fù)值，在兩種權(quán)重矩陣下均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明政府財(cái)政支持具有顯著的負(fù)溢出效應(yīng)，政府對(duì)地區(qū)的過(guò)度監(jiān)管，在一定程度上影響了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展。

五、結(jié)論與建議

一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平受多種因素影響，空間地理位置的影響也是其重要因素之一。從區(qū)域服務(wù)的廣度來(lái)說(shuō)，由于區(qū)域地理因素的存在，微型金融在各個(gè)地區(qū)推廣的力度不一致，因而使各個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的快慢不一。根據(jù)中央五個(gè)一號(hào)文件的下發(fā)，對(duì)于普惠金融的推廣，應(yīng)該要充分考慮各個(gè)地區(qū)之間空間地理位置因素的存在，根據(jù)實(shí)際情況對(duì)癥下藥。從服務(wù)本身來(lái)說(shuō)，微型金融的發(fā)展能夠讓廣大農(nóng)村地區(qū)的百姓更廣泛地享受優(yōu)惠便捷的金融產(chǎn)品和服務(wù)，通過(guò)逐漸地?cái)U(kuò)大微型金融的服務(wù)范圍，提升其服務(wù)的深度和廣度，能夠更好地幫助低收入人群和小微企業(yè)更便捷地獲取所需的金融資源，提高資源配置效率，更快速地體驗(yàn)普惠金融帶來(lái)的便捷服務(wù)。

（一）結(jié)論

研究結(jié)合2009—2018年十年間全國(guó)30個(gè)省份的數(shù)據(jù)，運(yùn)用空間杜賓模型，經(jīng)過(guò)實(shí)證分析得出如下幾點(diǎn)結(jié)論：

第一，利用moran'I指數(shù)以及局部莫蘭散點(diǎn)圖分析發(fā)現(xiàn)，各省市之間的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有顯著的空間依賴性，顯示出高度的空間集聚特征，大部分省份間屬于高—高和低—低類型，沿海省份、發(fā)達(dá)省份大多是高—高類型。這一結(jié)果和研究樣本期間中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)的特征一致，東南沿海省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平要高于中西部地區(qū)，其中北京、上海等發(fā)達(dá)省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高。

第二，通過(guò)LM檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)、LR檢驗(yàn)等方法選擇了空間杜賓模型，分析得出微型金融規(guī)模和社會(huì)固定資產(chǎn)投資等指標(biāo)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而金融發(fā)展程度和政府財(cái)政支持在一定程度上抑制了周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

第三，從空間杜賓模型效應(yīng)分解的結(jié)果來(lái)看，微型金融規(guī)模對(duì)本地區(qū)和鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有正向帶動(dòng)作用，社會(huì)固定投資水平的提高對(duì)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平有正向促進(jìn)作用，政府財(cái)政支持具有顯著的負(fù)溢出效應(yīng)，政府對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)度監(jiān)管，在一定程度上影響了當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展。如果不考慮空間因素，微型金融與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系可能會(huì)被錯(cuò)估。

（二）建議

通過(guò)對(duì)研究結(jié)論的梳理，厘清了微型金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間所存在的關(guān)系，在這個(gè)基礎(chǔ)上針對(duì)性地提出以下幾點(diǎn)建議，以期各地區(qū)在充分考慮到自身空間地理因素的條件下，借助微型金融的發(fā)展來(lái)更好地促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

第一，關(guān)注微型金融發(fā)展的空間依賴性。由于空間集聚性的存在，周邊相關(guān)省份微型金融的快速發(fā)展，會(huì)對(duì)本地區(qū)自身微型金融的發(fā)展產(chǎn)生一定的影響。鑒于各省市微型金融發(fā)展速度的不一致，由于逐利本質(zhì)的存在，將會(huì)導(dǎo)致地區(qū)的資金外流，以實(shí)現(xiàn)其自身利潤(rùn)的最大化。因而在發(fā)展農(nóng)村普惠金融的同時(shí)，應(yīng)該結(jié)合本地區(qū)的發(fā)展特點(diǎn)以及周邊地區(qū)的特征，充分考慮本地區(qū)的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，利用所存在的空間區(qū)位集聚性，發(fā)揮地區(qū)特色，實(shí)行差異化金融政策，優(yōu)化微型金融資源的配置。例如對(duì)于東部發(fā)達(dá)省份，應(yīng)加強(qiáng)地區(qū)金融體系的建設(shè)力度和注重對(duì)全國(guó)高新技術(shù)人才的引入程度，解決部分金融資源過(guò)度集聚的問(wèn)題，而對(duì)于中西部省份，應(yīng)該加大對(duì)政策的應(yīng)用和民間資本的引資力度，減少對(duì)政府資金的依賴程度和提升自身的市場(chǎng)化運(yùn)作水平。

第二，適度擴(kuò)大金融規(guī)模，提升微型金融效率。隨著部分股份制商業(yè)銀行在該地區(qū)的退出和轉(zhuǎn)移，各地區(qū)要根據(jù)實(shí)際需要，在滿足農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)準(zhǔn)入條件的基礎(chǔ)上，允許新設(shè)金融機(jī)構(gòu)進(jìn)入農(nóng)村市場(chǎng)，適度地引導(dǎo)金融資源向三農(nóng)傾斜，繼續(xù)推進(jìn)微型金融機(jī)構(gòu)改革，引入市場(chǎng)化機(jī)制，加快微型金融全面地走向市場(chǎng)化，降低微型金融機(jī)構(gòu)的成本，提高對(duì)貧困和低收入人群的貸款投放力度，通過(guò)改善農(nóng)村的基礎(chǔ)設(shè)施狀況，促進(jìn)本區(qū)域小微企業(yè)之間以及鄰近區(qū)域企業(yè)之間的合作，從而帶動(dòng)本區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

第三，轉(zhuǎn)變政府的監(jiān)管手段和運(yùn)作方式。微型金融的發(fā)展離不開(kāi)地方政府的政策扶持，農(nóng)村的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也需要地方政府的指導(dǎo)和監(jiān)管，但政府過(guò)度地政策干預(yù)會(huì)抑制區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。政府應(yīng)該結(jié)合現(xiàn)階段本地區(qū)微型金融的發(fā)展水平，做出適當(dāng)管理與監(jiān)督。一是適度改變政府的項(xiàng)目運(yùn)作方式，提升農(nóng)村資金的運(yùn)用效率，提高對(duì)金融機(jī)構(gòu)的資金引導(dǎo)性，引導(dǎo)城市資金向農(nóng)村地區(qū)傾斜，讓資金留在農(nóng)村，服務(wù)于有所需要的農(nóng)戶和相關(guān)鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)。二是采取適當(dāng)?shù)恼叽胧Ｗo(hù)本地區(qū)微型金融企業(yè)的發(fā)展，增強(qiáng)政策優(yōu)惠力度，盡可能地減低小微企業(yè)的融資成本，在留住企業(yè)的基礎(chǔ)上幫助本地金融機(jī)構(gòu)更好地為廣大農(nóng)戶和小微企業(yè)服務(wù)。