长三角城市群资本流动性检验——基于门槛效应和空间效应的研究

文/周正柱 杨静（上海应用技术大学经济与管理学院，上海 201418）

一、引言与文献综述

随着长三角一体化进程的推进，资本流动与市场一体化发展越来越受到人们关注。但是目前长三角区域仍然存在金融基础设施建设不足、区域资本市场监管不够统一、信用体系建设滞后等问题，这严重制约着资本流动和区域一体化发展，从而导致资本配置效率低下。为此，《长三角一体化发展规划“十四五”实施方案》明确指出，引导银行机构依法合规健全联合授信机制，促进跨区域资本市场有序流动。《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十四个五年规划和二〇三五年远景目标的建议》明确指出，要完善资本市场基础体系，发展多层次资本市场体系，促进资本要素在区域内自由流动。在这样的背景下，以长三角城市群为研究对象，分析资本流动的特征，就显得尤为重要。现有的文献多是运用FH 模型在线性和非空间效应假设条件下间接探讨资本流动程度，其准确性有待商榷。因此，本文尝试在非线性假设和考虑空间因素、地理因素条件下，运用FH 模型间接分析长三角城市群资本流动性，探寻其演变特征和阻碍资本流动的瓶颈，进而提出相应的建议，以促进长三角区域资本市场的合作，实现以自身的“小循环”促进国内“大循环”的战略目标。①周正柱、许理：《长三角城市创新联系的边界效应空间计量分析》，《科技管理研究》2023 年第3 期。

目前研究资本流动的文献主要运用以下四种方法：一是价格法。从利率平价理论和资本资产定价模型出发，这种方法探讨市场与经济的资产价格趋同途径。②邬晓霞、李青：《京津冀区域金融一体化进程的测度与评价》，《广东社会科学》2015 年第5 期。二是欧拉方程法。它优化不同连续时期之间的跨期消费，衡量资本流动水平。③郭灿：《金融市场一体化程度的衡量方法及评价》，《国际金融研究》2004 年第6 期。三是制度限制法。资本管制的程度可以间接反映资本流动性。资本管制越严格，资本流动程度越低。④罗融、陆文力：《资本账户开放与国际金融冲击的传导——基于DSGE 模型的分析》，《经济理论与经济管理》2021 年第8 期。四是Feldstein M.和Horioka C.方法（下文简称“FH 模型”）。分析各国或区域储蓄和投资之间的关系，评估资本流动，主要包括以下三种模型：基准FH 模型，该模型仅考虑投资对储蓄的影响；有条件的FH 模型⑤杨贵军、王哲：《基于储蓄投资关系的京津冀地区资本流动水平测度》，《河北大学学报》（哲学社会科学版）2018 年第5 期。，该模型在基准模型基础上，增加经济增长和政府干预的变量；有条件FH 扩展模型，该模型运用商务成本理论对多个影响因素进行分类，使用主成分分析法探讨每个影响因素对资本流动水平的影响。

从现有的文献看，学术界已广泛运用FH 模型展开储蓄- 投资相关性及资本流动研究⑥姚亚伟、刘江会：《长三角区域资本市场一体化程度评价、测度及未来发展建议》，《苏州大学学报》（哲学社会科学版）2021 年第3 期。，但是仍存在以下不足：一是现有的研究主要是以国家层面、省域层面的资本流动为研究对象，很少以市域层面的资本流动为研究对象，尤其缺乏以长三角城市群为对象的研究。二是现有运用FH 模型对储蓄-投资相关性及资本流动的研究，多是在线性框架中展开的，用简单的线性关系分析投资与储蓄之间的复杂关系，其准确性有待商榷。三是现有运用FH 模型的论文往往忽略了储蓄、投资可能存在的空间相关性，在非空间效应假设条件下研究储蓄与投资的关系，其结论也可能存在较大偏差。那么，长三角区域储蓄与投资存在怎样的关系？是否存在非线性和空间溢出效应？是否存在最优储蓄率？资本流动态势如何？因此，本文将以长三角区域内典型城市群为研究对象，分析储蓄- 投资相关性，深入探讨其演变特征与资本流动态势。

本文的边际贡献有：与已有研究不同，本文关注长三角城市群，丰富了储蓄- 投资相关性与资本流动程度的研究成果，同时也为我国其他城市群高质量发展提供了参考。本文运用模型对长三角城市群储蓄- 投资进行检验，是在储蓄对投资非线性影响的假设下展开研究；后续用储蓄率平方项的面板回归系数检验是否显著。如果显著，那么采用阈值回归模型捕捉数据结构突变引起的非线性信息，并以储蓄率为阈值变量，进而扩展现有研究的范围。本文将空间因素纳入研究范围，构建面板空间计量模型，并进行了稳健性检验，以提高模型估计的准确性。

二、研究设计

（一）研究假设

一些学者分析了经济合作与发展组织中的16 个国家1960—1974 年的储蓄- 投资相关性，发现储蓄- 投资相关系数（FH系数）显著且较大，这说明跨境资本流动程度偏低。①Feldstein M.and Horioka C.，“Domestic Saving and International Capital Flow，”The Economic Journal，Vol.90，No.358，1980，pp.314-329.另一些学者认为，在第二次世界大战后，英美等发达国家国内投资与储蓄呈高度正相关关系，但是国际资本仍保持较高流动性，这与上述的结论相反，被称为“FH之谜”。②Froot A.K.and Obstfeld M.，“Exchange-rate Dynamics under Stochastic Regime Shifts：A Unified Approach，”Journal of International Economics，Vol.31，No.3-4，1991，pp.203-229.一些学者通过研究储蓄和投资之间的关系，评估了国际资本流动和资本市场的一体化程度。③Drakos A.A.，Kouretas P.G.，Stavroyiannis S.and Zarangas L.，“Is the Feldstein-Horioka Puzzle Still with Us？National Saving-investment Dynamics and International Capital Mobility：A Panel Data Analysis across EU Member Countries，”Journal of International Financial Markets，Vol.47，No.3，2017，pp.76-88.有学者利用投资-储蓄相关性检验方法和卡尔曼滤波技术对国家的资本流动进行了分析，指出经济合作与发展组织的国家资本流动性普遍较高。④Khan S.，“The Savings and Investment Relationship：The Feldstein-Horioka Puzzle Revisited，”Journal of Policy Modeling，Vol.39，No.2，2017，pp.324-332.一些学者使用了多层次因素模型，通过控制储蓄-投资回归中的多层次因素，有效地隔离了外部增加储蓄对投资的影响，得出经济合作与发展组织的国家资本流动性增强的结论。⑤Hwang H.S.and Kim J.Y.，“Capital Mobility in OECD Countries：A Multi-level Factor Approach to Saving-investment Correlations，”Economic Modelling，Vol.69，2018，pp.150-159.有学者分析了经济合作与发展组织中的24 个国家的储蓄与投资之间的长期关系，结果表明，大部分国内储蓄与投资之间存在协整关系，两者相关系数较大，这表明国际资本流动性较低。⑥Singh T.，“Saving-investment Correlations and The Mobility of Capital in The OECD Countries：New Evidence from Cointegration Breakdown Tests，”The International Trade Journal，Vol.33，No.5，2019，pp.385-415.一些学者直接用FH模型研究拉美国家的储蓄- 投资的相关系数，发现相关系数低，国际资本流动率较高。①Murthy V.N.R.and Ketenci N.，“Capital Mobility in Latin American and Caribbean Countries：New Evidence from Dynamic Common Correlated Effects Panel Data Modeling，”Financial Innovation，Vol.6，No.1，2020，pp.895-911.国内研究储蓄、投资与资本流动之间关系起步较晚，主要以借鉴为主。一些学者检验了东部、中部、西部地区储蓄与投资的协整关系，利用ARDL—ECM 模型计算了FH系数，分析了改革开放以来中国国内地区之间的资本流动。②胡永平、张宗益、祝接金：《基于储蓄-投资关系的中国区域间资本流动分析》，《中国软科学》2004 年第5 期。一些学者采用储蓄—投资相关性检验等方法对亚洲的8 个新兴经济体的国际资本流动进行评估，认为中国的资本流动性水平最低。③何德旭、姚战琪、余升国：《资本流动性：基于中国及其他亚洲新兴国家的比较分析》，《经济研究》2006 年第9 期。在FH模型基础上，一些学者利用横截面相关结构面板数据的协整检验，对中国的跨省资本流动性进行了分析，认为中国各省之间的资本流动程度较强。④王维国、薛景：《Feldstein-Horioka 之谜在中国省际间的再检验——截面相关下的变结构面板协整分析》，《上海经济研究》2014 年第3 期。一些学者通过FH模型研究了京津冀地区储蓄、投资与区域资本流动的动态关系，认为资本流动水平逐渐提高，但是在不同城市，自发投资的速度和边际投资趋势不同，资本流动水平也不同。⑤杨贵军、王哲：《基于储蓄投资关系的京津冀地区资本流动水平测度》，《河北大学学报》（哲学社会科学版）2018 年第5 期。基于此，本文提出假设1：运用FH模型对长三角城市群资本流动性的门槛效应、空间效应及其影响因素进行实证分析，是在储蓄对投资非线性影响的假设下展开研究；后续采用储蓄率平方项的普通面板回归系数是否显著来检验；如果显著，那么进一步以储蓄率为门槛变量，利用门槛效应模型分析资本流动的非线性特征。

在实际应用中，学者在使用FH模型时很容易忽略储蓄与投资的空间相关性。研究变量的空间依赖性或空间异质性已成为计量经济学研究的热点之一。空间计量经济学理论改变了传统计量经济学中样本数据独立性和同质性的假设，以表达空间相互作用结构的权重矩阵为纽带，将样本单元之间的空间效应纳入计量经济学模型。同样，某一地区储蓄率或投资率受邻近地区储蓄率或投资率的影响，样本数据不能满足独立性和同质性的假设。因此，该区域各城市的储蓄和投资之间存在相互作用的空间关联。如果忽略空间相关性，直接用FH模型分析储蓄和投资之间的相关性，就会产生误差。基于此，本文提出假设2：运用FH模型对长三角城市群资本流动性进行检验，研究是在储蓄率和投资率都存在空间相关假设的基础上进行的；在考虑空间效应后，储蓄对投资的非线性影响仍然成立，主要是在空间计量模型中加入储蓄率的平方项来研究平方项系数的意义。

（二）变量说明

1.被解释变量

参考有关文献，本文以各城市全社会固定投资额与该城市GDP 比值为投资率⑥王定星：《“FH 之谜”在省际的应用及其理论解释》，《经济学（季刊）》2015 年第2 期。，将其作为被解释变量；同时用年末金融机构人民币各类贷款余额与GDP比值，即贷款率进行稳健性检验。如果资本可以跨区域自由流动，那么某一区域的储蓄就会寻找全球范围内回报率高的国家或地区进行投资，该区域的投资就不会依赖区域内储蓄，该区域投资与储蓄之间不存在显著的相关性。如果某一区域资本不能自由流动，那么该区域的投资资金主要来自区域储蓄，此时该区域的储蓄与投资之间存在高度相关性。

2.解释变量

参考有关文献①杨贵军、王哲：《基于储蓄投资关系的京津冀地区资本流动水平测度》，《河北大学学报》（哲学社会科学版）2018 年第5 期。，本文用城市GDP减去该城市最终消费支出，计算出总储蓄，与该城市GDP相比得到储蓄率，将其作为解释变量，也是本文的门槛变量。用年末金融机构人民币各项存款余额与GDP 之比即存款率进行稳健性分析。

3.控制变量

（1）经济开放程度（Openit）

经济开放促进了资本流入，增加了可用于投资的储蓄，有助于弥补现有储蓄的不足，资本流入直接形成生产能力，对GDP增长作出贡献。②李东阳：《对外直接投资的实现途径及其选择》，《东北财经大学学报》2002 年第6 期。本文参考有关文献③蔡宏波、陈建伟：《中国开放经济治理体系和治理能力现代化的经验与方案》，《北京社会科学》2021 年第10 期。，采用进出口总额与GDP比值衡量地区经济开放程度。

（2）工业化水平（Indusit）

一些学者基于偏离份额法对工业投资进行了检验，认为资本总生产率的增长率主要来自关键产业或各省产业的内部经济增长效应。④昌忠泽、毛培、张杰：《改革开放以来中国工业投资存在结构红利现象吗？——基于偏离份额法的实证分析》，《当代经济科学》2019 年第1 期。本文参考有关文献⑤王世进、姬桂荣、仇方道：《雾霾、碳排放与经济增长的脱钩协同关系研究》，《软科学》2021 年第7 期。，采用工业总值与GDP比值这一指标衡量工业化水平。

（3）房地产开发程度（Estateit）。

当市场开始缺乏劳动力时，企业难以照搬过去依靠大量廉价劳动力扩大生产规模的盈利模式，投资回报率也开始下降。企业需要向金融行业和房地产行业转移资金，以寻求保值。⑥张车伟、赵文：《投资模式、国民储蓄率与劳动要素市场转变》，《南京大学学报》（哲学·人文科学·社会科学）2019 年第1 期。参考有关文献⑦王建华、冯建花、张定胜：《地价熔断与货币政策》，《中央财经大学学报》2021 年第10 期。，本文采用房地产开发投资额与GDP比值这一指标来衡量房地产开发程度。

（4）交通基础设施（transportit）。

鼓励区域间资本流动是交通基础设施影响经济增长和区域经济差距的重要渠道。⑧马光荣、程小萌、杨恩艳：《交通基础设施如何促进资本流动——基于高铁开通和上市公司异地投资的研究》，《中国工业经济》2020 年第6 期。参考有关文献①高敏雪、黎煜坤、李静萍：《耦合与解耦视角下中国货物运输与经济增长的关系研究》，《经济理论与经济管理》2019年第5 期。，本文采用货运量与GDP比值这一指标来衡量交通基础设施。

表1 是对各变量的解释。

表1 变量解释

（三）样本与数据

本文以长三角城市群27 个城市2010—2020 年的数据为样本，数据主要来自各城市的统计年鉴、WIND 数据库等，分析主要采用Stata 软件等。

三、长三角城市群资本流动性检验的基本非线性实证分析

（一）描述性统计分析

如表2 所示，投资率的最小值和最大值分别为0.227 和1.389，标准差为0.28。表明各城市间的投资存在较大差异。各城市投资水平差距大的原因是储蓄水平规模的不一致，储蓄率的最大值为0.725，最小值仅为0.061，标准差为0.152，表明各个城市的储蓄水平存在很大差异。

表2 描述性统计结果

由图1 可知，长三角城市群2010—2020 年投资率平均水平先下降、后上升再缓慢下降，总体上呈现上升态势；2010—2020 年储蓄率平均水平总体上较平稳。

图1 长三角城市群投资率与储蓄率平均水平演变态势

（二）相关性分析

如图2 所示，长三角城市群的储蓄率和投资率的散点图直观地显示了两者之间的非线性关系，初步验证了假设1。

图2 长三角城市群储蓄率和投资率的散点图

由表3 可知，储蓄率与投资率间呈显著负相关关系，工业化水平与交通基础设施正向影响投资率，经济开放程度与房地产开发程度负向影响经济增长，其中交通基础设施对投资率的影响最大。

表3 主要变量的皮尔逊相关系数

（三）资本流动性检验的基本非线性分析

1.基本非线性模型设定

参考有关文献①Feldstein M.and Horioka C.，“Domestic Saving and International Capital Flow，”The Economic Journal，Vol.90，No.358，1980，pp.314-329.，建立面板数据模型，如式（1）所示：

在式（2）中，β2是储蓄率的平方项的系数，是确定资本流动强弱的重要依据，β3、β4、β5和β6是各控制变量的系数；λt控制时间固定效应；εit表示随机误差项；其他变量的解释与式（1）相同。

2.基本非线性模型分析

表4 为式（2）的回归结果，第2 列只包含储蓄率的一次项，第3 列在第2 列的基础上加入了储蓄率的平方项。第4 列至第7 列依次添加控制变量。第2 列中储蓄率的回归系数为-0.351，在0.01 水平上显著，这表明在不考虑非线性效应的情况下，储蓄率对投资率总体表现为负向影响，即储蓄率提升会减少投资率，这导致了投资水平的下降。考虑非线性影响，第3 列至第7 列中的储蓄率的平方项系数都显著为负，这表明储蓄率与投资率之间呈倒“U”形关系。储蓄率对投资率的影响存在一个临界值，储蓄率没有超过临界值之前，对投资率起促进的作用，而一旦超过临界值，储蓄率增加便会对投资率产生不利影响。在第4 列模型中加入经济开放程度后，储蓄率的平方项系数为-1.792，在0.01 的水平上显著，这表明经济开放程度降低储蓄率的临界值。这与前人的观点一致，即储蓄率受地区的经济开放程度的影响，经济开放程度越高对储蓄率具有显著的负向影响。①蔡兴、刘淑兰：《资本开放与经常账户失衡——基于88 个经济体的实证研究》，《金融论坛》2018 年第4 期。研究表明，储蓄率对投资率的影响结果与假设1 基本一致，即储蓄率与投资率呈显著的倒“U”形非线性关系。因此，在非线性条件下检验资本流动性的结论更加可靠。

表4 带有平方项的基本模型回归结果

为了更加直观地观察长三角城市群资本流动情况，本文使用时间序列数据，根据式（2）进行回归分析，如表5 所示。2010—2017 年β2逐年下降，根据有关理论①Feldstein M.and Horioka C.，"Domestic Saving and International Capital Flow，”The Economic Journal，Vol.90，No.358，1980，pp.314-329.，这表明长三角城市群资本流动呈现增强态势，而2017 年后β2有所提升，这表明近三年资本流动性有所减缓。

表5 长三角资本流动的变化趋势

3.稳健性检验

（1）内生问题的影响

储蓄率的内生性有两个主要原因：一是储蓄率与投资率之间存在反向因果关系，二是变量缺失也会导致储蓄率成为内生变量。内生性的存在会扭曲上述估计结果，导致对储蓄率是否影响以及在多大程度上影响投资率的错误判断，从而影响对长三角资本流动水平的判断。

①采用2SLS 工具变量法消除内生性

使用2SLS 工具变量法的关键是找到满足条件的工具变量：与内生解释变量相关，与扰动项无关。有学者在其研究中将政府干预（Govit）作为储蓄率的工具变量②Bayoumi T.，“Saving-investment Correlations：Immobile Capital，Government Policy，or Endogenous Behavior？”IMF Staff Papers，Vol.37，No.2，1990，pp.360-387.，本文参考其研究思路，回归结果如表6 所示。储蓄率的平方项系数仍然显著为负，这表明储蓄率和投资率之间呈倒“U”形关系，具有稳健性。

表6 工具变量法回归结果

如表7 所示，储蓄率的平方项系数为负，在0.01 的水平上显著，这与之前的回归结果一致，表明储蓄率与投资率具有的倒“U”形的非线性关系是稳健的。

表7 稳健性检验结果

（2）使用替换变量的测量方法进行稳健性检验

用贷款率替换投资率，用存款率替换储蓄率，再次进行回归分析。如表8 所示，存款率的平方项系数为负数，且在0.01 的水平上显著，同样表明储蓄率与投资率具有的倒“U”形的非线性关系是稳健的。

表8 替换变量的稳健性检验结果

四、长三角城市群资本流动性检验的门槛效应实证分析

（一）门槛效应模型设计

根据上述分析，储蓄率和投资率之间存在非线性关系，为了进一步分析两者之间的非线性关系和储蓄率变量转折点，笔者利用门槛模型检验储蓄率对投资率影响，进一步验证资本流动性。在该模型中，我们可以将解释变量划分为多个区间，研究每个区间内的解释变量与被解释变量之间的关系。

（二）门槛效应的存在性检验与门槛估计

表9 呈现了门槛效应的存在性检验结果。以储蓄率为门槛变量的单一门槛、双重门槛和三重门槛对应的P 值分别为0.06、0.45 和0.973，这表明应使用单一门槛进行分析。以投资率滞后一期为被解释变量、以储蓄率为门槛变量的门槛存在性检验结果表明，单一门槛模型最为显著。本文采用单一门槛模型，将投资率滞后一期用作稳健性检验。

表9 门槛效应的存在性检验

表10 显示了计算的门槛值和相应的置信区间。以投资率为被解释变量，单一门槛模型的阈值为0.157，置信区间为[0.154，0.196]。因此，以0.157 为临界点，将样本分为左区间和右区间进行分析。用于稳健性检验的单一门槛模型的阈值为0.113，置信区间为[0.083，0.171]。图3 和图4 直观地显示了门槛估计值及其置信区间。

图3 门槛模型的估计值及其置信区间

图4 投资率滞后一期门槛模型的估计值及其置信区间

表10 门槛估计值与置信区间

（三）单一门槛模型回归结果分析及稳健性检验

1.单一门槛模型回归结果分析

表11 第2 列、第3 列呈现了变量为储蓄率时单一门槛模型的回归结果。第2 列是常规固定效应的回归结果，第3 列是考虑异方差的固定效应模型的回归结果。当储蓄率低于门槛值0.157 时，在0.01 的水平上显著，储蓄率的系数为-2.028，这表明储蓄率越高投资率越低；当储蓄率的规模大于0.157 时，储蓄率系数为-0.47，在0.01 的水平上显著，储蓄率对降低投资率的作用减弱。

表11 单一门槛效应估计结果

由表2 可知，2010—2020 年长三角城市群储蓄率均值为0.485，大于门槛值0.157。这表明随着经济的快速增长和市场机制的逐步完善，长三角正在扩大储蓄转化为投资的机会。具体来说，实现利润最大化的目标，银行必须切实将储蓄转化为投资。近年来，长三角地区银行的坏账比例明显下降，困扰长三角资本市场的股权分置改革的成功完成，也促进了资本市场繁荣，加强了资本市场的融资功能，为长期有效地将储蓄变为投资创造了条件，促进了资本流动。如表12 所示，温州市、滁州市和安庆市等城市的储蓄率均值低于门槛值0.157，即位于门槛值的左边。这表明，储蓄被困在金融市场效率低下的地区，而拥有良好投资机会的地区和公司无法获得足够的资金。因此，这些城市应该进一步适当通过提高储蓄水平来满足更多的投资需求，同时加强金融合作，打破区域内不同城市间的资本流动壁垒，促进资本流动。

表12 长三角城市群储蓄率均值跨越门槛分类情况

2.稳健性检验

将被解释变量滞后一期，并进行门槛效应检验。表11 第4 列、第5 列为稳健性检验的结果。结果表明，储蓄率对投资率的影响仍然存在门槛效应。根据上述分析，单一门槛的门槛值为0.113，可以看出，当储蓄率小于0.113 时，储蓄率系数为-3.459，在0.01 的水平上显著；当储蓄率大于0.113 时，储蓄率系数为-0.254，在0.05 的水平上显著，验证了结果的稳健性。

五、长三角城市群资本流动性检验的空间效应分析

（一）空间效应的模型设计

上述分析仅考虑了单个城市经济因素、社会因素对资本流动性的影响，但是现实中不同城市间往往存在复杂的联系，其他城市的储蓄水平和经济状况也会影响该城市的投资水平和储蓄水平，“同群效应”和“外溢效应”是研究资本流动性时不可忽视的因素。因此，本文在非线性条件下建立空间计量模型，进一步检验资本流动性。目前学界主要使用三种空间计量模型：空间滞后模型（SAR）、空间误差模型（SEM）和空间杜宾模型（SDM）。

（二）空间效应的存在性检验

1.全局空间关联性分析

为了验证储蓄率与投资率之间空间自相关关系是否存在，使用0-1 邻接空间权重矩阵、嵌套权重矩阵分别计算出2010—2020 年储蓄率和投资率的莫兰指数，如表13 和表14 所示。莫兰指数对应的值都通过了显著性验，这表明储蓄率和投资率各自存在明显的空间正相关关系，假设2 获得支持。

表13 0-1 邻接空间权重矩阵下储蓄率和投资率的莫兰指数

表14 嵌套权重矩阵下储蓄率和投资率的莫兰指数

2.局域空间关联性分析

根据储蓄率，绘制局部莫兰指数散点图，如图5 所示，大多数城市在第一象限、第三象限。2010年、2013 年、2016 年和2020 年的第一象限和第三象限的样本量之和占样本总数分别为85.19%、81.48%、62.96%和44.44%。莫兰指数散点图显示，储蓄率具有显著的正向空间集聚效应，即区域间储蓄率呈现高高集聚（储蓄率高的地区被储蓄率高的相邻地区包围）或低低集聚的特征。

图5 2010 年、2013 年、2016 年和2020 年储蓄率莫兰指数散点图

图6 显示了投资率莫兰指数散点图，2010 年、2013 年、2016 年和2020 年第一象限和第三象限的样本量之和占样本总数的比例分别为74.07%、85.19%、70.37%和70.37%。莫兰指数散点图显示，投资率具有明显的正向空间聚集效应，其特征是高高集聚或低低集聚。

图6 2010 年、2013 年、2016 年和2020 年投资率莫兰指数散点图

（三）空间效应回归结果分析

由于储蓄率和投资率均存在空间相关性，因此宜采用空间计量模型进行分析。如表15 所示，第2 列至第4 列是使用0-1 邻接空间权重矩阵的回归结果，储蓄率和投资率之间存在正相关关系，在0.01 的水平上显著。储蓄率的平方项系数分别为-1.362、-1.430 和-1.432，在0.01 的水平上显著。这表明在考虑了两者之间的空间相关性后，储蓄率和投资率之间的关系仍呈倒“U”形曲线，验证了假设2。空间杜宾模型的回归结果表明，经济开放程度的空间滞后系数在0.05 的水平上显著为正，这表明某一地区的投资率将随着其他地区的经济开放程度的加速而提高。第5 列至第7 列是使用嵌套权重矩阵的回归结果。在考虑地理因素和经济因素的结合时，储蓄率和投资率的非线性关系仍然成立，证明了上述结论的稳健性。

表15 空间面板回归结果

表16 替换变量的稳健性检验

六、主要结论与政策建议

本文利用长三角城市群27 个城市2010—2020 年的面板数据，在考虑门槛效应和空间效应条件下，运用模型对长三角城市群资本流动性进行检验。

（一）主要结论

基本非线性实证分析结果表明，储蓄率与投资率之间具有显著负相关关系，呈现倒“U”形的非线性关系。在2010—2017 年，长三角城市群资本流动性呈现增强态势，而2017 年后资本流动性有所下降。

储蓄率对投资率的影响存在单一阈值效应，阈值为0.157；当储蓄率低于阈值0.157 时，储蓄率对投资率起到暂时的抑制作用，且储蓄率越高投资率越低；当储蓄率大于0.157 时，储蓄率对投资率的抑制作用减弱。因此，只有将储蓄率控制在适当的范围内，才能更好地满足投资率的增长，促进长三角区域资本流动。2010—2020 年长三角城市群储蓄率均值为0.485，大于门槛值0.157，位于门槛值右边。温州市、滁州市、安庆市等城市储蓄率均值低于门槛值0.157，位于门槛值左边，这些城市应进一步通过提高储蓄水平来满足更多的投资需求，同时打破区域内的资本流动壁垒。

运用空间效应模型实证分析结果表明，储蓄率和投资率存在空间正相关关系，且两者之间呈现显著的倒“U”形非线性关系仍然成立。

（二）政策建议

第一，理性、客观地看待储蓄率的作用，储蓄率不是越低越好，但是要把储蓄率控制在合理的范围内，提高金融市场效率，使资本在区域内自由流动。第二，在统筹宏观经济运行和确保可持续发展的前提下，城市应根据经济形势和政策需要调整投资方向，确保储蓄向投资顺利转化，促进长三角资本市场要素之间良性互动，发挥正向的空间溢出效应。第三，提高资本市场效率，深化金融体系改革。银行贷款是将储蓄转化为投资的主要方式，但是长期三方融资的渠道相对单一，在一定程度上制约了储蓄向各区域投资的转化。建立多元化、广覆盖的银行体系，建设良好的资本市场，为实体经济服务，促进储蓄向投资的有效转化。第四，通过供给侧结构性改革，提高投资效率和可持续性。要继续推进政府机构改革，合理界定政府投资水平，加强政府与社会资本的合作。继续推行减税政策，优化营商环境。长三角地区应出台合理的产业发展政策，引导新兴产业集群发展，刺激有效投资需求增长，实现资本的良性流动，促进长三角地区协调发展。