——基于山东省90个县的经验证据
作者：冯林 刘华军 王家传
[本文研究得到国家自然科学基金项目“政府竞争视角下县域金融集聚演进及政策机制研究”（编号：71303139）、教育部人文社科项目“我国农村普惠金融发展的空间差异及调控对策研究”（编号：15YJC790011）和山东省金融产业优化与区域发展管理协同创新中心项目“县域金融市场发展政策支持体系研究”（编号：14XTYB22）的资助。]
内容提要：本文利用2004～2012年山东省县域面板数据，通过构建空间杜宾模型检验了政府干预对县域金融发展的影响。结果显示，政府干预对县域金融发展具有促进作用，但被政府干预的负向空间溢出效应削弱，说明县级地方政府更偏好掠夺型政策。此外，地理上接近、政府干预水平及财政实力相当的县域间金融竞争更为激烈，同属一个地级市的县域间呈现出合作关系。本文研究结论对提高地方金融政策的科学性和协调性，构建良性地区竞争秩序具有重要意义。
关键词：政府干预 政府竞争 县域金融 空间杜宾模型
一、引言
为助推县域经济发展，近年来县级地方政府愈发重视对金融资源的吸引，县域金融发展总体水平迅速提高。但是，县域层面金融资源和制度资源的双重稀缺导致县级地方政府围绕金融资源的竞争日趋激烈。根据县级地方政府金融干预政策对本县域和其他县域金融发展影响效果的差异，干预政策可以分为“合作型政策”和“掠夺型政策”两类。“合作型政策”是指能够同时提高本县域和其他县域金融发展水平的政策，主要包括农村产权改革政策、信用体系建设政策、地方金融组织建设政策、政府增信政策等。长期来看，合作型政策的实施有助于在县域间形成合力，从而推动县域金融发展水平的整体提升。“掠夺型政策”是指仅有利于提高本县域金融发展水平，但会对其他县域金融发展水平产生不利影响的政策，主要包括对金融机构网点设立、信贷投放、坏账核销及企业上市融资行为提供税费减免和财政补贴的政策。掠夺型政策可以在短期内提高本县域金融发展水平，最大限度地吸引其他县域金融资源的流入，但长期来看容易引发县域间的恶性竞争，不利于县域金融发展水平的整体提升。
如果不考虑区域间的经济联系，合作型政策和掠夺型政策都会促进县域金融发展。而事实上，区域间经济发展不可能相互独立，空间层面上的经济联系已经被大量文献所证实（例如Ying，2003；潘文卿，2012；李敬等，2014），县域之间亦是如此（吴玉鸣，2007）。在空间关联的视角下，地方政府之间会通过互相学习而在金融干预政策的选择上产生趋同性，而掠夺型政策的选择很可能使其干预效果在县域内和县域间截然相反。本文在空间经济学的基础上重新审视并回答以下两个问题：①政府干预是否促进了县域金融发展水平提高？②政府干预对县域金融发展是否呈现空间溢出效应，以及呈现何种形态的空间溢出效应？为了回答上述问题，本文基于2004～2012年山东省90个县的面板数据，采用空间杜宾模型对地方政府干预县域金融发展的效果进行检验，并重点讨论干预效果的空间溢出效应。
二、文献回顾
现有研究对政府干预金融发展的作用存在两种不同观点。第一种观点认为，政府干预有助于提高金融发展水平。例如，“金融约束论”认为，发展中国家市场制度不完善，需要通过政府干预来减少信息不对称和弥补市场失灵，从而促进金融发展（Hellman et al.，2000；Ndikumana，2005）。又例如，“市场增进论”认为，发展中国家政府在金融体系中的介入程度和介入方式很大程度上有别于一般市场条件下的政府介入（马勇、陈雨露，2014）。政府因素完全可以“内生化”于金融发展，即政府干预金融市场实际上是金融市场改革的一种内生需要，政府在此过程中发挥着弥补市场不足和增进市场功能的正向作用（张杰，2007；张杰、谢晓雪，2008）。
第二种观点认为，政府干预对金融发展存在负面影响。例如，“金融抑制论”认为，发展中国家政府对金融体系和金融活动的过多干预抑制了金融体系发展（Mckinnon，1973；Show，1973；Beck，2003）。国内也有许多学者分析了政府干预对金融发展的阻碍作用。例如，皮天雷、郝郎（2011）认为，转型时期地方政府的干预可能会对金融发展带来负效应，还可能对法治促进金融发展的作用产生部分“挤出效应”，甚至产生完全的“替代效应”。
无论是哪种观点，现有关于政府干预对金融发展影响效果的研究存在的一个共同局限是忽视了区域之间的相互关联。而现实中，由于地方政府之间的相互竞争和相互模仿，一个地区的干预政策不仅会影响本地区金融发展水平，也会对其他地区金融发展水平产生影响。因此，独立地考察某个地区政府干预政策对本区域金融发展的影响很有可能因忽视了其他地区政府干预政策的空间溢出效应而得到有偏的结果。
现有研究基于财政分权理论解释了政府竞争是地方政府干预金融发展的重要推动力量，而且，政府竞争也是引发县域金融发展具有空间关联效应的重要因素。改革开放以来中国实行的财政分权使地方政府在很大程度上要以本地的经济利益最大化为施政目标，这就引发了地方政府之间的“横向竞争”（例如Qian and Roland，1998；周业安、赵晓男，2002）。与此同时，以经济增长为标准的干部考核机制使地方政府及其官员同时面临经济发展和政治晋升的双重压力（周黎安，2004）。在竞争压力下，地方政府必须设法在市场上吸引要素流入，尤其是资本流入，以促进本地经济增长（李涛、周业安，2009）。竞争压力同时也强化了地方政府干预金融发展的动机。金融资源作为流动性最强的生产要素，是地方政府争夺的重要对象之一。一方面，地方政府依靠汲取金融资源来弥补财政不足，从而为地方经济发展获取更多资金支持；另一方面，地方官员通过积极干预经济金融事务为政治晋升获取更多筹码（周立，2003）。
从研究方法来看，已有一些文献将空间计量方法用于分析政府竞争及其经济效应。例如，李永友、沈坤荣（2008）和郭庆旺、贾俊雪（2009）将财政收支作为被解释变量，利用空间滞后模型考察了地区之间财政收支的互动关系，从而证实了政府竞争的存在。但是，在考察政府竞争的经济效应时，李永友、沈坤荣（2008）采用的模型仅考虑了解释变量对本地区被解释变量的影响，而没有考虑被解释变量及解释变量的空间溢出效应。郭庆旺、贾俊雪（2009）采用的空间滞后模型虽然考虑了被解释变量的空间溢出效应，但并未考虑解释变量的空间溢出效应。现实中经济发展水平及其影响因素均存在空间溢出效应，对经济发展及其影响因素的分析中只有同时考虑二者的空间溢出效应，才可得到无偏的估计结果。
与现有研究相比，本文可能的贡献体现在如下几个方面：第一，运用空间计量方法揭示县域间金融发展的空间关联效应，从金融发展的视角为区域经济之间存在空间关联提供新的证据；第二，运用县域数据，从空间关联的层面检验政府干预对区域金融发展的作用；第三，通过构建空间杜宾模型，同时考虑县域金融发展自身的空间关联和政府干预的空间溢出效应，在此基础上揭示政府干预对区域内和区域间金融发展的影响效果。
三、研究方法与数据说明
（一）空间杜宾模型
空间杜宾模型同时考虑被解释变量和解释变量的空间溢出效应，不仅能够用来估计政府干预对县域金融发展的影响程度，还能够通过空间溢出效应进一步揭示政府竞争视角下县级地方政府政策选择的倾向性。本文构建空间杜宾模型如下：
（1）
（1）式中，是阶向量，为表示县域金融发展水平的被解释变量。是解释变量向量，包括政府干预和一系列控制变量；是对应的参数向量。是阶空间权重矩阵，反映不同县域之间的空间关联；是被解释变量的空间滞后项，主要体现县域金融发展之间的相互影响；表示空间自相关系数，体现县域金融发展之间相互影响的方向和程度。是解释变量的空间滞后项，用于体现邻近县域政府干预及控制变量对本县域金融发展的影响，而则体现这种影响的方向和程度。是常数项；是随机误差项，服从期望值为0、方差为的标准正态分布；为阶单位矩阵，为县域个数。
（二）空间权重矩阵设定
1.空间邻接权重矩阵。根据地理学第一定律，地理上相邻是县域金融发展产生空间关联的直接原因。据此，本文通过设置空间邻接权重矩阵[在构建空间邻接权重矩阵时，本文剔除了所有市辖区。首先，市辖区虽然属于县级单位，但是，它在财政和金融事务上并不具备与县级单位同样的自主权；其次，因为统计原因，市辖区的贷款余额等许多关键指标数据缺失。]来反映这种空间邻接关系。该矩阵元素在县域相邻时取值为1，不相邻时则取值为0，对角线元素设置为0。
2.干预强度权重矩阵。为考察政府干预强度对县域金融发展的影响，本文根据样本县域2004～2012年间政府干预水平的均值将90个县级单位划分为“强干预”和“弱干预”两组，每组45个样本县。然后，本文构建了2个权重矩阵和。其中，的矩阵元素设定如下：当两县干预水平强且在地理上邻接时取值为1，否则取值为0，对角线元素设置为0；的矩阵元素设定如下：当两县干预水平弱且在地理上邻接时取值为1，否则取值为0，对角线元素设置为0。
3.行政隶属权重矩阵。县级地方政府金融政策会受到其上级地方政府即市级地方政府的影响，而市级政府在制定和实施金融发展政策时会考虑本市范围内县级单位的协调发展。因此，属于同一地级市的县域之间可能存在更多的合作，它们围绕金融资源的竞争可能相对更弱。为此，本文借鉴周亚虹等（2013）和龙小宁等（2014）的研究成果构建了2个行政隶属权重矩阵和对上述情况进行分析。其中，行政归属矩阵的元素设定如下：当县域属于同一地级市时取值为1，否则取值为0，对角线元素设置为0；行政邻接矩阵的元素设定如下：当县域属于同一地级市且相邻时取值为1，否则取值为0，对角线元素设置为0。
4.地理距离及经济距离权重矩阵。为观察县域间地理距离及经济发展水平差异对政府干预金融发展效果的影响，本文构建了地理距离矩阵及3种经济距离权重矩阵～。其中，的矩阵元素设定为2个县域之间球面距离[球面距离指球面上两县质心之间的最短连线的长度，本文所用球面距离使用ARCGIS 10.0软件生成。]平方的倒数，对角线元素设置为0，该矩阵表示地理距离越远，两地之间的空间关联越弱。第一种经济距离权重矩阵的生成方式如下：首先，计算每个县2004～2012年平均人均实际地区生产总值；然后，计算两县之间年均人均实际地区生产总值差距的绝对值，并将这一绝对值的倒数作为两县关系矩阵元素，对角线元素设置为0；最后，将上述矩阵元素和地理距离矩阵元素对应相乘，从而生成经济距离权重矩阵。另外两种经济距离权重矩阵和分别选取人均实际财政支出和人均实际财政收入两项指标，以上述方式生成。
此外，为了消除权重矩阵量纲的影响，计量分析过程中本文对权重矩阵～进行了行标准化处理，从而使权重矩阵的行元素之和均为1。
（三）变量设置及指标选择
Goldsmith（1969）最早提出“金融发展”的概念并利用金融相关比率（即某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比）来衡量金融发展水平。MacKinnon（1973）用货币存量与国民生产总值的比值来衡量这一指标。此后国内学者在金融发展的相关研究中结合中国的实际情况构建出多种类似指标（例如温涛等，2005；郑志刚、邓贺斐，2010）。基于上述经验，本文采用银行业金融机构贷款余额与地区生产总值之比来衡量县域金融发展水平[温涛等（2005）选用货币存量对GDP比率（货币化程度）、信贷存量对GDP比率（金融机构信贷比率）与经济证券化比率（股票和债券的市值与GDP的比率）作为衡量中国金融发展水平的指标；郑志刚、邓贺斐（2010）采用银行全部贷款余额占省份GDP的比值以及私人部门贷款余额占省份GDP的比值来衡量基于银行体系的金融发展水平。]。政府干预水平与地方政府的财力密切相关，参考现有文献（例如严冀等，2005；师博、沈坤荣，2013）的做法，本文使用政府支出水平（，即县级政府公共预算支出与县域地区生产总值的比例）来衡量政府干预程度。财政支出水平直接反映了地方政府所能够调动的资源的多寡，也就决定了县级政府能够从多大程度上为金融企业和金融市场发展提供“政策租”，因此，该指标能够同时纳入地方政府的直接干预和间接干预、显性干预和隐性干预，从而更加全面地衡量地方政府的干预能力。
除政府干预变量外，本文还考虑了产业结构、投资水平、人力资本和县域经济基础等控制变量。考虑到县域经济中第二产业的重要性和第三产业发展的滞后性，本文用第二产业增加值与地区生产总值的比值表示产业结构，考虑到产业结构与金融发展之间可能存在非线性关系，本文还在模型中加入了产业结构平方项。本文用全社会固定资产投资总额与地区生产总值的比值来衡量地区投资水平。另外，现有研究（例如万广华等，2005；任英华等，2010）大多使用人均受教育年限来衡量人力资本水平，但限于县域数据可得性，本文采用“中学入学人数/年末总人口”来测度县域人力资本水平。最后，本文基于2004年不变价格计算人均储蓄存款，并将其作为县域经济基础的代理变量。表1报告了变量定义和描述性统计结果。
本文分析所用数据来源于《山东统计年鉴》（2005～2013年，历年）[刘兴慧（编）：《山东统计年鉴》（2005～2013年，历年），中国统计出版社。]和《山东金融年鉴》（2005～2013年，历年）[中国人民银行济南分行（编）：《山东金融年鉴》（2005～2013年，历年），中国财政经济出版社。]，是由山东省所有90个县（含县级市）2004～2012年数据构成的面板数据[县级单位样本包含了山东省除市辖区以外的所有县和县级市。因为市辖区与县（县级市）在经济和金融发展特征以及财权事权划分上存在较大差异，同时市辖区分区数据也不够完整，故将其剔除。]，共计810个观测值。
表1 变量定义及描述性统计
变量名称 变量代码 变量定义 平均值 标准差
金融发展 年末贷款余额/地区生产总值 0.4171 0.1528
政府干预 公共预算支出/地区生产总值 0.0745 0.0259
产业结构 第二产业产值/地区生产总值 0.5368 0.0834
投资水平 固定资产投资额/地区生产总值 0.4551 0.1913
人力资本 中学入学人数/总人口 0.0559 0.0133
经济基础 居民储蓄存款余额/年末总人口 0.9273 0.5865
四、估计结果与讨论
（一）模型估计结果
在进行空间回归分析之前，本文首先对县域金融发展进行了空间自相关检验。该检验主要通过被解释变量的指数实现，其绝对值越大表明变量空间关联程度越大，反之则越小。空间自相关检验结果表明，被解释变量和解释变量均具有显著的空间关联效应，适合采用空间计量模型做进一步分析[限于篇幅本文未报告被解释变量及解释变量空间自相关检验结果，读者如有兴趣可向本文作者索取。]。本文采用极大似然方法对空间杜宾模型进行估计，估计通过Stata13.0软件中的空间计量程序包实现。表2报告了6种估计结果，方程（1）仅考虑政府干预变量的空间溢出效应，方程（2）～（5）依表1中控制变量的次序分别将控制变量的空间溢出效应纳入模型，方程（6）则包含了所有解释变量的空间溢出效应[本文利用Hausman检验并结合对数似然值（LL）和赤池信息准则（AIC）对随机效应、时间固定效应、地区固定效应以及时间和地区双向固定效应下的估计结果进行了检验，结果表明时间和地区双向固定效应下的估计效果更好，限于篇幅文中只报告了时间和地区双向固定效应下的估计结果。]。估计结果显示，通过各方程所得出的结论高度一致。对数似然值（LL）和赤池信息准则（AIC）检验值对比显示，各方程的拟合效果没有明显区别，但是，包含了全部解释变量空间溢出效应的方程（6）效果更好。模型中体现县域金融发展空间关联程度的空间自相关系数在各方程中均具有显著且稳健的效果，表明县域金融发展存在空间关联效应。
根据LeSage and Pace（2009）的研究，如果被解释变量的空间自相关系数显著不为零，则不能直接用解释变量及其空间滞后项的回归系数来度量解释变量对被解释变量的空间溢出效应[ 限于篇幅文中未报告解释变量及其空间滞后项的回归系数。]，而需要利用LeSage and Pace（2009）提出的偏微分方法，将解释变量对被解释变量的空间溢出效应分解为直接效应、间接效应和总效应。直接效应体现了政府干预在县域内部的溢出效应，即县域政府干预对自身金融发展的平均影响；间接效应体现了政府干预在县域之间的溢出效应，即县域政府干预对其他县域金融发展的平均影响；总效应表示政府干预对本县域和其他县域金融发展的平均影响。
1.政府干预对县域金融发展的直接效应。根据表2中的分解结果，在加入不同控制变量空间滞后项的情况下，政府干预对金融发展的正向直接效应显著且表现稳健，说明地方政府的金融政策促进了本县金融发展，因为县级地方政府的“合作型政策”与“掠夺型政策”均可以提高本县金融发展水平。山东省县域金融改革实践中的“合作型”政策主要有：一是配合全国层面“两权抵押”试点开展农村产权改革，通过确权发证、搭建农村产权交易平台等方式盘活农民承包经营土地、宅基地等资产；二是完善地方信用体系和净化信用环境，如建立中小企业信用评级及信息登记披露制度、开展信用村和信用户建设、组建金融法庭、打击逃费银行债务行为等；三是建设地方金融组织，规范民间融资活动，如组建小额贷款公司、民间资本管理公司、民间借贷登记服务中心，开展农民专业合作社信用互助业务试点等；四是开展各种方式的政府增信活动，如举办银企对接会、搭建金融产品供求信息平台、建立中小企业企业融资黑名单和白名单，设立助保金、偿贷周转金、参股或控股融资性担保公司等；五是鼓励金融机构创新服务模式、提高服务水平。以上政策能够有效缓解“三农”及中小微企业融资约束，提高当地金融发展水平。与此同时，“掠夺型政策”也能够提高县域金融发展水平，近年来县级政府普遍出台的《金融机构考核奖励办法》、《企业上市融资补贴奖励办法》，对金融机构分支机构数量、信贷投放增量、不良贷款核销规模以及企业利用各类资本市场融资规模进行考核，根据指标完成情况向金融机构提供诸如财政存款存放、税收减免、费用补贴等支持，向金融机构高管人员提供个税减免（返还）、高级人才补贴、现金奖励等。这些政策能够直接影响企业及金融机构决策，刺激金融机构扩大信贷投放和企业利用资本市场融资的积极性，进而提高县域金融发展水平。
2.政府干预对县域金融发展的间接效应及总效应。根据表2中的分解结果，政府干预对县域金融发展的负向间接效应显著，说明地方政府的干预政策对其他县域的金融发展产生了负向影响。由于政府干预在县域间负向的间接效应部分抵消了在县域内正向的直接效应，所以政府干预对县域金融发展的总效应并不显著。以上结果说明，县级地方政府更倾向于采取掠夺型政策而非合作型政策。现实证据表明，“合作型政策”不仅能够提高本县金融发展水平，也能够提高其他县域金融发展水平。例如县域间联合开展信用体系建设、合力打击恶意逃废银行债务行为、交流借鉴改革经验等活动，可以优化县域整体金融发展环境，遏制县域金融资源外流甚至吸引外部金融资源流入，将金融资源的蛋糕“做大”。因此，该类政策具有正向空间溢出效应。而“掠夺型政策”仅能提高本县金融发展水平，不利于其他县域以及县域整体金融发展水平提高。因为“掠夺型政策”违背了市场规律，扭曲了金融机构和企业决策行为，无益于金融发展环境的改善和外部金融资源的流入。同时，该类政策极易引发地方政府间的恶性竞争，在加重财政负担的同时加速地方金融风险累积。因此，“掠夺型政策”仅仅是对有限金融资源的争夺，具有负向空间溢出效应。在经济发展和官员晋升的短期激励机制下，掠夺型政策对县级政府往往具有更强的吸引力。因为“合作型政策”需要以全省层面甚至全国层面制度环境的改革和完善为基础，由于缺乏顶层制度设计，县级政府出台的此类政策往往是各自为战，难以产生区域协同效果。与此同时，合作型政策的制定和实施往往需要较大投入，协调成本高、见效慢。例如县域范围内征信体系建设需要整合金融机构及其监管部门、公安、工商、税务、质监、社保、交通等多部门的信息，政府部门“条块分割”体制下，实施该类政策协调难度极大、成本极高。相比之下，掠夺型政策的实施成本比较低，可以取得“立竿见影”的短期效果，县级金融管理部门也更愿意为“掠夺型政策”的实施投入更多人力和财力。综上所述，县级政府更偏好于具有较低的实施成本和较高的短期回报的“掠夺型政策”，最终导致“合作型政策”正向空间溢出效应不足而“掠夺型政策”负向空间溢出效应显著。
表2 空间杜宾模型估计结果
变量 方程（1） 方程（2） 方程（3） 方程（4） 方程（5） 方程（6）
0.2870*** 0.2541*** 0.2806*** 0.2834*** 0.2847*** 0.2506***
（0.0384） （0.0408） （0.0386） （0.0388） （0.0383） （0.0411）
直接
效应 2.2913*** 2.2767*** 2.2745*** 2.2847*** 2.2664*** 2.2330***
（0.2126） （0.2127） （0.2138） （0.2141） （0.2128） （0.2116）
-1.1938*** -1.1396*** -1.2136*** -1.1908*** -1.2541*** -1.2175***
（0.4175） （0.4180） （0.4186） （0.4194） （0.4186） （0.4166）
0.6790* 0.6607* 0.7016* 0.6751* 0.7378** 0.7309**
（0.3822） （0.3802） （0.3824） （0.3831） （0.3825） （0.3795）
0.0366** 0.0360** 0.0316** 0.0366** 0.0369** 0.0312*
（0.0169） （0.0168） （0.0172） （0.0169） （0.0169） （0.0170）
0.5571** 0.5516** 0.5501** 0.5257** 0.5356** 0.5031*
（0.2645） （0.2632） （0.2646） （0.2627） （0.2644） （0.2604）
0.2036*** 0.2061*** 0.2034*** 0.2041*** 0.2291*** 0.2289***
（0.0362） （0.0360） （0.0362） （0.0363） （0.0374） （0.0384）
间接
效应 -2.3803*** -2.1305*** -2.4472*** -2.3627*** -1.9270*** -1.8698***
（0.4914） （0.4770） （0.4920） （0.4914） （0.5222） （0.4989）
-0.435** -0.7372*** -0.4342** -0.4323** -0.4560*** -0.6700***
（0.1640） （0.1896） （0.1720） （0.1744） （0.1752） （0.1940）
0.2469* 0.2077** 0.2527* 0.2469* 0.2699* 0.2237*
（0.1467） （0.1304） （0.1493） （0.1513） （0.1523） （0.1291）
0.0135** 0.0112* 0.0778** 0.0132** 0.0133** 0.0674**
（0.0067） （0.0058） （0.0372） （0.0065） （0.0066） （0.0333）
0.2027*** 0.1705** 0.1954** 0.5210 0.1932** 0.3817
（0.0986） （0.0872） （0.1002） （0.5613） （0.1010） （0.5526）
0.0752*** 0.0641*** 0.0724*** 0.0737*** -0.1059 -0.0776
（0.0186） （0.0167） （0.0176） （0.0179） （0.0745） （0.0768）
总效应 -0.0890 0.1462 -0.1726 -0.0781 0.3394 0.3633
（0.5179） （0.4933） （0.5170） （0.5162） （0.5407） （0.5127）
-1.6292*** -1.8768*** -1.6477*** -1.6231*** -1.7100*** -1.8875***
（0.5632） （0.5745） （0.5781） （0.5817） （0.5803） （0.5646）
0.9259* 0.8684* 0.9544* 0.9220* 1.0077* 0.9546**
（0.5208） （0.5042） （0.5264） （0.5294） （0.5290） （0.4987）
0.0501** 0.0472** 0.1094*** 0.0498** 0.0502** 0.0986***
（0.0233） （0.0222） （0.0419） （0.0231） （0.0231） （0.0369）
0.7598** 0.7220** 0.7455** 1.0467* 0.7288** 0.8848
（0.3568） （0.3449） （0.3605） （0.5939） （0.3612） （0.5631）
0.2787*** 0.2702*** 0.2759*** 0.2778*** 0.1232* 0.1513**
（0.0507） （0.0481） （0.0503） （0.0506） （0.0756） （0.0854）
对数似然值检验 1171.058 1174.426 1172.75 1171.293 1173.794 1177.736
赤池信息准则检验 -2324.12 -2328.85 -2325.5 -2322.59 -2327.59 -2329.47
注：、和 分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著；括号内的数值为标准误。
3.控制变量对县域金融发展的溢出效应。①产业结构。无论是直接效应、间接效应还是总效应，产业结构均显著且效应为负，而其平方项显著且效应为正，表明产业结构与县域金融发展水平之间呈现“正U型”关系。在县域产业结构调整初期，非农产业的规模效益并不显著，县域层面金融资源总体呈现外流的趋势。只有当非农产业发展到一定水平时，县域金融资源外流的局面方可逐步扭转，最终吸引外部金融资源流入。②投资水平。投资水平对县域金融发展的直接效应和间接效应均显著且为正向。这可能是因为投资有利于促进县域之间产业发展的协同以及基础设施的互联互通，进而提高县域整体金融发展水平。③人力资本。方程（4）和方程（6）在考虑到人力资本空间溢出效应的情况下，人力资本的直接效应显著且为正向，而间接效应和总效应不显著，说明人力资本仅在县域内对金融发展产生了促进作用，并未产生空间溢出，这可能与人力资本较强的跨区域流动特征有关。④经济基础。以居民人均储蓄水平为代表的经济基础仅对县域内金融发展产生了正向的溢出效应，因为经济基础较好的县域往往能够吸引其他县域金融资源的流入。
（二）政府干预金融发展空间溢出效应差异分析
为分析不同的政府干预强度、地方政府行政隶属关系、地理及经济距离下，政府干预金融发展空间溢出效应的差异，本文利用权重矩阵～对模型进行了进一步估计。表3报告了各类权重矩阵的系数分解结果。
表3 不同权重矩阵下政府干预的空间溢出效应分解
权重矩阵 直接效应 间接效应 总效应
干预强度权重矩阵 2.5744*** -1.0907*** 1.4836***
（0.2232） （0.2447） （0.2919）
1.9329*** -0.0249 1.9080***
（0.2110） （0.2766） （0.3294）
行政隶属权重矩阵 1.8597*** 0.6019 2.4617***
（0.2050） （0.5147） （0.5432）
1.9408*** 0.4714 2.4122***
（0.2014） （0.3512） （0.4057）
地理距离权重矩阵 2.0135*** -1.2763 0.7372
（0.2090） （0.8902） （0.8675）
经济距离权重矩阵 1.9970*** -0.2836 1.7134***
（0.2324） （0.4835） （0.4531）
2.2904*** -0.9894** 1.3010***
（0.2155） （0.5078） （0.5006）
2.4532*** -0.9470** 1.5062***
（0.2277） （0.4762） （0.4428）
注：、和 分别表示在10%、5%和1%的统计水平上显著；括号内的数值为标准误。各类权重矩阵下被解释变量的空间自相关系数十分显著，文中省略了检验结果的报告，读者如有兴趣可向本文作者索取。
1.干预强度对政府干预空间溢出效应的影响。表3中和权重矩阵的系数分解结果分别代表了不同强度下政府干预的空间溢出效应。与政府干预水平弱的相邻县域相比，干预水平强的相邻县域之间，政府干预具有更强的正向直接效应和负向间接效应，表明干预水平强的相邻县域之间围绕金融资源存在更强的掠夺性，总效应也因此被削弱。干预水平弱的相邻县域之间，政府干预的间接效应不显著，其总效应较大且显著，方向为正，说明干预水平较低的县域之间对金融资源的争夺较弱。上述结论进一步表明，地方政府更偏好于选择掠夺型政策。
2.行政隶属关系对政府干预空间溢出效应的影响。表3中和权重矩阵的系数分解结果报告了行政隶属关系对政府干预空间溢出效应的影响。虽然两类行政隶属权重下政府干预的间接效应不显著，但是，直接效应和总效应均显著、方向为正，且总效应大于直接效应，表明同属于一个地级市的县域之间表现出合作态势，因为地级市政府发挥了协调地区内部县域竞争关系的作用。
3.地理距离与经济差异对政府干预空间溢出效应的影响。表3中～权重矩阵的系数分解结果分别代表了地理距离权重矩阵及3种经济距离权重矩阵下政府干预的空间溢出效应。结果显示，地理距离权重矩阵下，政府干预对县域金融发展的间接效应不显著；经济距离权重矩阵下政府干预的直接效应均显著且为正向，和两类权重下政府干预的间接效应显著且方向为负，表明政府干预所体现的掠夺型竞争关系与地方政府财政实力密切相关。
五、简要结论与政策含义
本文基于2004～2012年山东省90个县的面板数据，采用空间杜宾模型分析了政府干预对县域金融发展的影响，并通过分析政府干预在县域间的溢出效应揭示了地方政府之间的金融竞争关系。从直接效应看，政府干预在县域内部对金融发展产生了正向溢出，表明县级政府的金融政策对本县金融发展具有促进作用；从间接效应看，政府干预在县域之间对金融发展产生了负向溢出，意味着县级政府的金融政策降低了其他县域的金融发展水平，表明县级政府偏好于采取掠夺型政策；在负向的间接效应下，政府干预对县域金融发展的总效应明显小于直接效应。进一步研究发现，地理上邻近、政府干预水平和财政实力相当的县域之间金融竞争更为激烈，而同属一个地级市的县域之间则呈现出合作关系。
本文研究结论的政策含义在于：第一，当前阶段地方政府干预仍然是促进金融发展的重要因素。各级地方政府应该明确自身在地方金融改革与发展中的职能边界，避免对金融市场和金融机构的直接微观干预，更多地发挥政府的“市场增进”功能，维护金融市场公平竞争环境，为金融市场发展提供良好的外部环境，放大政府干预在区域内和区域间的正向溢出效应。对于较高层级的地方政府而言，在加强本级政府沟通协调的同时，还应该协调下一级地方政府之间的金融竞争关系，着力于构建地区之间的良性竞争机制。第二，有必要加快关于金融市场改革与发展的顶层制度设计。中央政府应该统筹协调金融市场制度建设，例如构建全国统一的征信系统、进一步推进产权制度改革等，避免地方政府在此类政策上“各自为战”和“事倍功半”。同时，改革对地方政府及其行政官员的考核机制，避免出现为追求短期金融发展业绩而干预金融市场微观运行机制的政府行为，引导地方政府由负向溢出效应较强的“支出竞争”向正向溢出效应突出的“制度竞争”转变，提高金融发展质量，助推经济结构转型。
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（作者单位：1山东财经大学金融学院；2山东财经大学经济学院）（责任编辑：全世文）
作者简介：
冯林（1982.05-），男，管理学博士，山东财经大学金融学院教授、副院长、硕士生导师，山东财经大学教学名师、山东省金融高端人才，研究领域涉及农村金融、县域金融、农业信贷担保、数字供应链金融等。
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