金融發展與經濟增長的分析

　　一、引言
　　
　　本文試圖解決在中部省份，金融發展與經濟增長是否存在因果關系的問題。在目前的文獻中，對中部省份的實證研究還很少，尤其是使用多個省份的面板數據，因此本文的主要創新之處便在于研究的對象及研究的方法，更為重要的是現有的文獻在選取表達金融發展變量上，很少將資本流動作為解釋變量，而根據Edison（2002）和Levine（2001）的研究，資本流動對金融的發展，進而對經濟的增長有著正向的促進作用，本文也將使用這一重要的結論，將資本流動作為模型中的解釋變量。
　　
　　二、計量經濟模型的建立和檢驗結果
　　
　　本文利用1986年到2004年的經濟數據對山西、河南、湖南、湖北四省份進行實證分析，試圖找到中部地區金融發展與經濟增長的關系，所使用的數據來源于《新中國五十五年統計年鑒匯編》以及各省份的統計年鑒，關于歷年人民幣與美元匯率的數據來源于中國人民銀行官方網站。
　　（一）變量指標的說明
　　1、經濟增長指標。各省份的GDP增長率可以代表其經濟增長的快慢，但由于各個省份的人口的差異，使用人均GDP增長率比較合理，人均GDP均經過價格指數（CPI）的平滑而剔除了通貨膨脹的影響，價格指數以1978年為基期。
　　2、金融發展指標。金融發展指標的選取主要應從金融發展的規模、金融發展的結構和金融發展的效率三方面來考察，Goldsmith（1969）曾經提出在衡量一國金融結構和金融發展的指標中，最主要的是金融相關比率（FIR），即某一時點上現存金融資產總額與國民財富之比。Mackinnon(1973)也提出“貨幣負債對國民生產總量的比率看起來是經濟中貨幣體系的重要性和實際規模的最簡單標尺”的觀點，因此，經濟學家常常把貨幣供給量（M2）與GDP之比作為衡量一個國家貨幣化程度的指標。但是在中國，貨幣政策是由人民銀行統一制定，各地分行沒有自主權，所以，國內學者在研究中國不同地區的貨幣供給量時，不是選用M2，而是選擇地區存款與貸款之和作為貨幣供給量的一個代理變量，本文亦借鑒之，即有：
　　FIR=（存款+貸款）÷GDP
　　由于金融機構的主要作用之一是為國民經濟中的投資提供資金，因此金融機構將儲蓄轉化為投資的能力對國民經濟的發展至關重要，本文采用貸款與存款的比率（FAF）來衡量金融機構將儲蓄轉化為貸款的效率，該比率越高，說明儲蓄轉化為貸款的效率越高。
　　FAF=貸款÷存款
　　按照Donny Tang（2006）的衡量標準，本文選取外商直接投資（FDI）占GDP的比率作為衡量資本流動這一指標，記為RFDI，在所得數據中，外商直接投資是使用美元衡量的，因此有必要將其單位轉換為人民幣，本文利用1986年以來的人民幣與美元匯率進行了這一轉換。
　　FIR=FDI÷GDP
　　此外，由于影響經濟增長的因素很多，本文選取了固定資產投資率（LIRI）、通貨膨脹率（PI）率作為控制變量，它們與經濟增長都有著很強的關系，但是與金融發展卻很少有相關性，為了檢驗最后的結果的穩健性（robustness），本文將采用逐步回歸，回歸系數的變化將會表明金融發展與經濟增長的關系是否可以被接受。
　　（二）計量模型及方法的說明
　　一般而言，如果僅僅采用橫截面數據，會忽略諸如經濟個體偏好可能會隨時間變化而變化這一重要特征。如果只采用時間序列數據會導致無法衡量出個體差異的特征。而面板數據由于包含的數據樣本較多，因此自由度較高；同時也能反映出經濟個體的差異和其特性隨時間而產生的變化，截面變量的信息和時間變量的信息的結合能夠顯著減少缺省變量帶來的問題；面板數據還能夠提供更多的星系、更多的變化性、更少的共線性、更多的自由度以及更高的效率。
　　本文先采用最小二乘法對面板數據的固定效應模型進行估計，并使用加權的方法對其可能出現的殘差項不滿足外生性這一假定的情況進行修正。基本計量模型可以表示為：
　　log（Growth）=c+blog（Fir）+blog（Faf）+blog（Fdi）+blog（Lir）+blog（Pi）+μ
　　其中，對所有的變量均取對數以消除變量可能存在的多重共線性，i表示各個省份，t表示時間下標。ci是各個省份對其經濟增長獨立的影響，即固定效應，μ為殘差項。根據殘差假定的不同，可以將以上計量模型轉變為隨即效應模型。之所以使用固定效用模型是由于該模型僅僅就各個省份的數據進行研究，并且所選取的省份數量不多，并且考慮到μit的分布可能并不滿足古典回歸方法的假定，而存在異方差，所以本文將使用廣義最小二乘法（FGLS）進行估計以減少由橫截面數據造成的異方差的影響，并啟用White異方差校正功能，指定迭代到收斂。
　　（三）模型回歸的結果
　　本文使用Eviews5.0對山西、河南、湖南、湖北四個省份1986年至2004年的數據進行計量分析，最終得到的結果見表1。
　　
　　從回歸結果中可以看出，加權統計量所得到的回歸結果優于未加權統計量所得到的結果，Ｒ２為0.8001，大于0.4251，Durbin-Watson統計量為1.5851大于1.4665，從廣義上看，可以認為此時，殘差項沒有一階序列相關，F統計量為23.6171，大于其臨界值，拒絕所有回歸系數為零的假設，回歸方程擬合較好。
　　金融相關比率隊的系數為正，并且是在模型中，該系數的t值都相對較大，可見金融相關比率對經濟增長的影響比較顯著，這一點與米建國（2002）、李建偉（2002）、戰明華（2004）、丁曉松（2005）對中國實證分析的研究結果相一致，而金融效率的系數在四個模型中都為負數，且其t值都較大，系數顯著，說明，金融效率的提高，即貸款占存款比重的提高反而不利于經濟的增長，二者之間存在著負相關的關系，談儒勇（2004）認為，金融發展與經濟增長之間呈現出負相關，這主要是因為貨幣當局采取逆周期操作政策的結果，貨幣當局通常采用逆周期的貨幣政策來平滑經濟的波動，追求穩定的經濟增長。
　　本文認為導致FAF系數為負的原因主要在于中部地區的金融市場化改革尚處于初級階段，金融市場還很不夠成熟，也不夠規范，非國有金融機構的勢力相對較小，因此，導致了處于壟斷地位的國有銀行效率較低，金融中介對經濟的促進作用尚未發揮。雖然近幾年中部四省份的金融發展相對速度較快，但去很少有質的提高，銀行部門的貸款并沒有按照效率優先的原則投入到資本回報率高的行業，而是較多的投入到了效率低下的國有企業，一些有著高預期回報率的民營、私營企業得不到足夠的貸款，國有銀行的融資大多針對國有企業，國有企業經營效率的低下導致國有銀行產生了大批不良貸款，使得銀行的貸款規模在量上不斷增加，但在質上，卻并沒有提高，甚至有所下降，導致實際金融效率較低，從而阻礙經濟的增長。
　　表示資本流動的指標RFDI，其對數的系數為正，并且系數的t值也較大，顯著不為零，支持了Edison（2002）和Levine（2001）的研究結果，但是應當看到RFDI對數的系數非常的小，其系數都不到0.1，可見資本流動對經濟增長的貢獻還是十分有限的。
　　
　　在對控制變量LIRI和PI逐項回歸，PI的加入對LIRI的回歸系數以及反映金融發展的系數影響都較小。模型中加入LIRI項也對反映金融發展的FIR、FAF、RFDI系數沒有太大影響。從模型回歸的結果中可以看到，RFDI與經濟增長呈現出負相關的關系，但是卻不顯著，這點與Donny Tang（2006）對APEC國家研究的結果相一致，但是，應當注意到，按照傳統的經濟學理論，在一定程度上，資本流動的提高會增加資本市場，尤其是股票市場的流動性以及銀行部門的效率，從而促進經濟的增長。
　　在中國的中部省份，由于外商直接投資的比重不是足夠大，對資本市場流動性沒有足夠的影響，同時也由于外商直接投資享受到的超國民待遇，都導致了外商直接投資不能有效的促進國內資本市場效率的提高這一結果。而另一個控制變量通貨膨脹率，在該模型中不顯著，并且系數較小，可以認為，通貨膨脹率對經濟增長的影響有限。
　　通過以上對模型回歸結果的分析，本文得出結論，在1986年至2004年間，中部四省份的金融發展與其經濟增長之間沒有顯著的相關關系，本文認為導致這種結果的主要原因就在于中部地區的金融市場化改革尚處于初級階段，金融市場還不成熟，處于壟斷地位的國有銀行的效率低下，非國有金融機構的勢力相對較小，金融中介對經濟增長應有的積極作用尚未發揮，雖然，代表金融發展的FIR、FAF、RFDI變量都表現出一定的增長趨勢，但是由于諸多的金融市場不健全，根據西方經濟學的理論所得出的結論尚且不能直接應用于中國中部地區這一特殊的情況。對此建議：
　　1、在推進金融市場化改革的進程中，要提高國有商業銀行的經營效率，提高金融資產的質暈，發展多元化的金融體系，促使金融市場不斷走向成熟和規范。
　　2、大力發展非國有銀行以及其它金融機構，為中小企業、民營和私營企業提供有效的融資渠道，以此積極的發揮金融部門的在國民經濟中的主導作用。
　　3、發展資本市場，提高中部地區企業融資結構中間接融資的比重，加大金融中介對中小企業尤其是民營和私營企業的支持。
　　4、加大引進外資的規模，減少外商直接投資領域和規模的限制，積極發揮外商直接投資對中部地區資本市場的促進作用，同時應適當開放地區性的資本市場，允許發達國家商業銀行經營金融業務，一方面可以加強金融行業的競爭以提高金融部門的效率，另一方面滿足發展中部地區所需資金的要求。
　　（作者單位：中南財經政法大學經濟學院）