泰州市金融發展與經濟增長的實證檢驗：2001-2016年①

摘 要：本文在探討了金融發展和經濟增長關系的基礎上，采用泰州市2001年～2016年反映金融發展和經濟增長的指標數據，基于VAR模型實證分析了泰州市金融發展對經濟增長的影響，研究得出泰州市金融發展和經濟增長調整之間存在互動機制，金融發展促進了經濟增長。

關鍵詞：金融發展 經濟增長 泰州

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2017）12（c）-034-04

江蘇泰州市地處江蘇省中部，是長三角經濟圈內的重要組成部分。2016年，泰州市實現地區生產總值4101.78億元，增長9.5%，比上年回落0.7個百分點，但增速躍居全省首位。其中第一產業增加值240.00億元，增長1.4%；第二產業增加值1933.89億元，增長8.8%；第三產業增加值1927.89億元，增長11.4%。三次產業結構為5.9：47.1：47.0。按常住人口計算，全年人均地區生產總值88330元，增長9.4%，人均地區生產總值按當年匯率折算為13298美元。

泰州市金融機構人民幣各項存款余額5275.62億元，比年初增加833.92億元，其中住戶人民幣存款余額2474.71億元，比年初增加232.25億元。金融機構人民幣各項貸款余額3656.79億元，比年初增加428.71億元，其中住戶人民幣貸款余額1010.62億元，比年初增加152.77億元；人民幣貸款中短期貸款1218.19億元，中長期貸款1211.56億元。

泰州市政府推進經濟結構戰略性調整，制定實施工業十條、開放十條、人才十條、金融十條，在加快轉型升級中厚植發展優勢。如何進一步促進泰州經濟健康、持續、快速增長，已是泰州經濟發展中的重要課題。泰州已將金融業作為重點發展的現代服務業，金融發展已成為泰州促進經濟增長的重要戰略，通過推進金融發展，完善產業結構，提升金融服務水平，發揮金融對泰州經濟增長的支持作用。

基于以上理論與現實原因，筆者試圖以泰州地區為例，分析金融發展與經濟增長之間的關系，探尋兩者間良性的互動關系，以期更好地提高金融支持經濟增長的能力。

1 文獻綜述

Patrick（1966）提出發展中國家的金融發展促進了經濟增長，金融發展是供給導向模式（supply-leading）；發達國家的金融發展往往伴隨著經濟增長，金融發展是需求跟隨模式（demandfollowing）[1]。Goldsmith（1969）通過收集35個國家的金融發展和經濟增長的相關數據，研究發現經濟增長一般同時伴隨著金融的較快發展，金融發展和經濟增長是同步的，但他沒有分析兩者之間的因果關系[2]。麥金農（1973）提出了“金融抑制論”，因為發展中國家金融市場的不完善使大量的中小企業不能融入到有序的金融市場中，降低了資源配置的效率，這種現象的存在嚴重影響了中小企業的生存發展，阻礙了經濟增長[3]。Shaw（1973）提出了“金融深化論”，他提出市場有效實現資源的合理配置，提高了投資率和儲蓄率，帶來了經濟增長[4]。King和Levine（1993）通過模型進一步檢驗了金融發展與經濟增長的關系，發現兩者之間存在正相關關系[5]。保羅·克魯格曼（1996）提出金融體系的風險、金融危機會給經濟增長帶來負面影響[6]。談儒勇（1999）采用OLS線性回歸，得出金融中介與經濟增長之間相互促進[7]。周立（2002）收集了中國各地區金融發展與經濟增長之間的數據，研究顯示長期以來中國的金融發展有利于經濟增長[8]。史永東（2003）提出我國的金融發展與經濟增長之間存在雙向的因果關系[9]。武志（2010）分析了我國的金融發展水平，認為金融增長能帶動經濟增長，金融發展的內在質量由經濟增長所引致[10]。趙小克（2013）建立VAR模型對中國金融發展與經濟增長的關系進行了再檢驗，得出長期內金融發展規模的擴大顯著推動了經濟增長[11]。郭志儀等（2013）得出長期以來甘肅省金融發展促進了經濟增長[12]。賴娟（2013）構建模型分析得出江西省金融發展與經濟增長之間互相促進[13]。

以上研究對我們有很大的啟示，在借鑒相關研究的基礎上，本文以泰州為例，分析金融發展和經濟增長之間的關系。

2 金融發展與產業結構升級的實證分析2.1 分析方法與檢驗模型

向量自回歸（VAR）是基于數據的統計性質建立模型，VAR模型把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。VAR（p）模型的數學表達式是：

其中是K維內生變量列向量，p為滯后階數，T為樣本個數，是K維擾動列向量，它們相互之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關且不與等式右邊的變量相關。

2.2 變量選取

為了對泰州市的金融發展和經濟增長之間的關系進行分析，本文選取了人均地區生產總值（人均GDP）來衡量泰州市的經濟增長。之所以選取人均GDP來衡量經濟增長，主要原因在于可以排除人力資本的影響。

關于金融發展的度量，戈德史密斯（1969）提出“金融相關比率”（Financial Interrelations Ratio，FIR），即用全部金融資產與全部實物資產（即國民財富）價值之比來表示，這是衡量金融相對規模最廣義的指標?？紤]到泰州市金融資產主要集中于以銀行為代表的金融機構手中，而金融機構最主要的金融工具是存款和貸款，且證券和保險在泰州市金融資產結構中占的比例較小，故選取金融發展規模FIR為金融機構年末存貸款之和與GDP比值。

2.3 數據來源

本文選取了泰州市2001年～2016年的數據，計算泰州市的金融相關比率FIR和人均GDP基數。所有數據來自《泰州統計年鑒》和《泰州市國民經濟和社會發展統計公報》。為了消除各變量的異方差，本文對各變量取對數。泰州市2001年～2016年金融發展與經濟增長的數據如表1所示。

3 實證分析結果

3.1 平穩性檢驗

本文采用STATA12.0軟件，采用ADF檢驗各序列的平穩性，結果如表2所示，在原始時間序列上都沒有拒絕變量存在單位根的原假設。因此，LNGDP、LNFIR都是非平穩序列，具有時間趨勢。所有變量經一階差分后，D（LNGDP）在10%的顯著性水平下都拒絕了原有單位根的假設，D（LNFIR）在5%的顯著性水平下都拒絕了原有單位根的假設，表明差分后的變量是平穩的，因此模型中的所有變量符合I（1）過程。

3.2 模型定階

在擬合一個VAR模型之前，要確定滯后期P的最優選擇。依據AIC準則，將VAR模型的滯后階數定為1。檢驗結果如表3。

3.3 VAR模型

在確定了模型的擬合階數之后，對模型進行擬合。擬合結果見表4。

根據擬合結果，寫出模型的估計方程VAR（1）如下：

LNGDP=0.986*LNGDP（-1）+0.00108*LNFIR（-1）+0.2306

LNFIR=0.0734*LNGDP（-1）+0.6146* LNFIR（-1）-0.1863

從擬合結果可知，這兩個方程整體顯著。由模型可知，滯后1期的經濟增長調整對本期經濟增長變化的影響系數為0.986，滯后一期的金融發展調整對本期經濟增長變化的影響系數為0.001。滯后一期的經濟增長調整對金融發展變化的影響系數為0.0734，滯后一期的金融發展調整對本期金融發展變化的影響系數為0.6146。

對所建立的VAR（1）模型進行穩定性檢驗，如圖1所示，所有根的模的倒數均落入單位圓內，所以建立的模型是平穩的。

3.4 Granger因果假設檢驗

Granger因果假設檢驗是檢驗一個變量是否為另一個變量的Granger因。其基本思想為：如果x是y的Granger因，那么給定y的過去值之后，x的過去值還可以幫助預測y的未來值。采用Granger因果檢驗方法來驗證金融發展與產業結構之間是否存在因果關系，檢驗結果見表5。

通過Granger因果關系檢驗得到結論，在1%的顯著性水平上，金融發展是經濟增長的單向的格蘭杰原因，經濟增長帶動了金融發展。在經濟發展的早期階段，經濟增長帶來了金融機構和金融服務的擴張，金融規模的擴大帶來了投資的快速增加，降低了交易成本。

3.5 脈沖響應分析

脈沖響應函數（IRF，Impulse Response Function）分析方法可以用來描述一個內生變量對由誤差項所帶來的沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值所產生的影響程度?；谝陨戏治?，金融發展和經濟增長調整之間存在雙向的互動機制，得到如下的脈沖響應函數，如圖2所示。

由圖2脈沖響應函數圖可知，金融發展（LNFIR）受到自身的脈沖響應要強于經濟增長（LNGDP）對它的脈沖響應。金融發展（LNFIR）對其自身的沖擊在第一期增加了0.7后，在第二期有所下降，在第4期后保持相對穩定的趨勢。給出經濟增長（LNGDP）的沖擊后，金融發展（LNFIR）對其的影響呈現出的增長的趨勢，在第二期開始下降，隨著時間推移，逐漸趨于穩定。

金融發展（LnFIR）的沖擊對經濟增長（LNGDP）的影響不顯著。當給出經濟增長（LNGDP）的沖擊后，經濟增長（LNGDP）對自身的影響首先呈現出急劇的增長的趨勢，隨著時間推移，逐漸趨于穩定。

4 結論及啟示

基于上述研究發現泰州市經濟增長促進了金融發展，使得金融發展效率調整，位于風險可控的范圍。隨著我國金融市場的不斷發展和資本市場融資機制逐步完善，將引導社會閑置資金向高生產率產業部門轉移，促進經濟增長。

在促進金融發展、經濟增長的過程中應當做好以下幾方面的工作。

（1）加大三大主導產業信貸投放力度。鼓勵銀行機構研究支持生物醫藥及高性能醫療器械、高技術船舶及海工裝備、節能與新能源三大主導產業的金融產品。

（2）強化對特色產業的金融支持。鼓勵各地依托省級以上開發區或市級特色園區，圍繞支持發展特色產業，積極采取多元化的金融扶持措施，通過以點帶線、以線帶面，推動金融改革率先在重點企業、重點產業、重點板塊取得突破。根據各市（區）和醫藥高新區制定的金融支持特色產業政策實施成效，市本級分別給予一定獎補支持。

（3）大力發展綠色金融。加快構建多層次、多元化的綠色金融產品和服務體系，推動綠色產業創新發展。支持金融機構開展排污權質押融資、合同能源管理融資以及清潔發展機制（CDM）項目融資等業務，鼓勵符合條件的企業發行綠色債券。

參考文獻

[1] Patrick，H.T.Financial Development and Economic Growth in Developing Countries[J].Economic and Cultural Change，1966，14（2）.

[2] Goldsmith.R.Financial Structure and Development[M]. New.Haven：Yale university Press，1969.

[3] Mckinnon，R.I.Money and Capital in Economic Development[M].Brooking Instition，Washington，DC.1973

[4] Shaw E.S. .Financial Deepening in Economic Growth [M]. New York：Oxford University Press.1973

[5] K i n g ， R . G . a n d L e v i n e ， R . F i n a n c e a n d Growth：Schumpeter Might Be Right[J].Quarterly Journal of Economics，August，1993.

[6] Krugman，Paul.Cycle of Conventional Wisdom on Economic Development[J].International Affairs，1996（72）.

[7] 談儒勇.中國金融發展和經濟增長關系的實證研究[J].經濟研究，1999（10）.

[8] 周立.中國各地區金融發展與經濟增長實證分析[J].金融研究， 2002（10）.

[9] 史永東，武志.我國金融發展與經濟增長關系的實證分析[J].預測，2003（4）.

[10] 武志.金融發展與經濟增長：來自中國的經驗分析[J].金融研究，2010（5）.

[11] 趙小克，李惠蓉.金融發展和經濟增長關系的再檢驗[J].統計與決策，2013（5）.

[12] 郭志儀.區域金融發展和經濟增長關系的實證分析—基于甘肅省1978-2010年的時間序列數據[J].經濟經緯，2013（1）.

[13] 賴娟.金融發展抑制還是促進了經濟增長——來自江西省的數據檢驗[J].江西財經大學學報，2013（2）.

①基金項目：江蘇省教育廳高校哲學社會科學研究資助項目（2014SJD777）；泰州學院優秀青年教師培養資助項目（QNPY2017008）；泰州市軟科學研究資助項目（RKX201730）；江蘇省高校大學生創新創業訓練計劃一般項目（201612917008Y）。

作者簡介：殷小麗（1981-），女，江蘇泰州人，泰州學院講師。