寧夏區域金融發展與區域經濟增長關系的實證分析

蘇爍

摘 要：當前，從已有的關于金融發展水平與經濟增長的研究來看，國內大部分學者都是以全國為整體進行研究，而關于西部和少數民族地區的研究不多。因此，本文選取了寧夏1990～2015年的相關數據，選用單位根檢驗、協整檢驗和 Granger檢驗法等對寧夏金融的發展水平和經濟的增長這二者之間的相關關系進行實證分析，結果顯示，寧夏金融發展水平的上升可以推動經濟的發展而經濟的增長也可以推動金融的發展水平提高，它們之間是互動的因果變動關系。

關鍵詞：寧夏；金融發展；經濟增長；Granger；檢驗

一、金融發展與經濟增長關系的研究文獻綜述

（一）國外研究綜述

在國外理論研究中，熊彼特（1912）在《經濟發展理論》這本著作中從金融與創新兩個方面論述了金融發展水平和經濟增長這二者之間的關連，他的看法是如果企業家要實現創新，就要有金融體系的融資服務作為支持，而企業家的創新促進了經濟的發展。Patrick（1966）認為金融發展過程中存在“需求拉動”和“供給推動”兩種不同的模式。Mckinnon和Shaw各自在1973年發表了”金融抑制”和”金融深化”這兩個理論，認為金融發展的自由化對經濟的增長起促進作用。在實證分析方面，Goldsmith（1969）最先進行它們之間關系的實證分析，他利用35個國家的金融發展水平和與經濟發展有關的數據，經過分析后得到結論： 經濟增長與金融發展呈正相關。 King（1993）和 Levien（1993）用80個不同國家1960年～1989年的相關數據資料做跨國家的回歸分析，結論為經濟增長也會受到金融發展的影響. Stiglitz（2001）搜集了60個不同國家的相關資料對金融的發展與經濟的增長這二者之間的關系做回歸分析，研究結果是經濟的增長受金融運行效率高低的影響。Rousseau（2009）采用計量經濟學中的圖形化方法探析發展中國家的通貨膨脹程度對于金融發展和經濟發展之間的關系有什么影響，研究結果顯示如果通貨膨脹程度加深則會對金融的快速發展造成影響。

（二）國內研究綜述

自20世紀90年代開始，金融發展與經濟增長關系引起國內諸多學者的關注。目前，在國內的理論成果中，金融的發展水平與經濟增長的關系可以分為兩個視角。 一種是二者之間沒有顯著的關系，例如韓廷春（2001）利用中國經濟發展的有關數據實證分析后發現金融發展水平的提高幾乎對經濟增長沒有影響，而技術和制度的發展會促進經濟的增長。趙北亭（2001）搜集中國資本市場的經濟與金融的有關數據，也發現金融發展對經濟增長的影響很小，在經濟發展當中，國債和股票沒有發揮它們全部的作用。譚艷芝（2003）將引起經濟增長的因素分為量（儲蓄、投資、資本積累）和質（投資效率、TFP）兩類，實證分析中國金融發展與經濟增長的關系，分析結果表明，金融發展對投資和資本積累的影響顯著為正，但對經濟增長的質的因素影響顯著為負或不顯著，因而綜合起來，金融發展對經濟增長率的影響不顯著。 更多還原第二種更廣泛的觀點是金融的發展水平提高會促進經濟的增長，它們之間為顯著的正相關關系。例如，王廣謙（2002）以為金融效率的進步可以增進經濟的快速發展。楊曉華（2005）搜集全國季度數據經過協整和誤差修正模型進行分析后得出的結論是它們之間存在長期且穩定的相關關系。

現在，從已有的關于金融的發展水平和經濟發展之間關系的研究結果來看，研究者的兩種觀點參半但都采用了多種研究方法和影響因素分析。而且國內的大部分研究都是以全國為整體，注重影響因素的分析，對于區域性的分析較少而針對西部民族地區的研究更少。因此本文打算對寧夏金融的發展水平和經濟發展之間的關系進行實證分析，為我國西部少數民族地區這兩者之間關系的探析給予一些參考。

二、寧夏區域金融發展與經濟增長關系的實證分析

（一）數據來源和指標選取

本文將探析寧夏的金融發展水平和經濟發展之間的關系，選取金融發展水平和經濟發展水平的兩個指標以1990年到2015年的時間序列進行研究。為了實證研究金融發展與經濟增長之間的關系，考慮到數據的可獲得性，根據現有研究成果，認為最能充分反映一國或地區的綜合經濟發展能力的指標就是人均地區生產總值，因此用人均 GDP作為衡量寧夏的經濟發展程度，用金融機構存貸款余額與 GDP的比值代表金融發展水平并用 FIN表示，為了防止異方差性，在進行分析之前，首先對序列進行自然對數處理，分別用 lnFIN和 lnGDP表示它們的自然對數。

本文在時間序列分析之前，首先看變量是否通過平穩性查驗，只有變量滿足平穩或者一階平穩，才可以繼續后續分析。隨后經過協整檢驗確定變量之間是否存在持久穩定的均衡關系，并在此基礎上對兩個變量的短期變化關系進行檢驗，最后將通過 Granger檢驗確定金融的發展水平與經濟發展之間的因果變化關系。

（二）單位根檢驗

在開始時間序列分析之前，先要對變量的平穩性進行查驗，本文通過ADF單位根檢驗來查看變量的平穩性。ADF單位根檢驗的原假定為檢驗的時間序列是包含單位根的不平穩序列，假如ADF統計量能夠拒絕原來的假設，變量就可以看作是平穩的；否則如果不能拒絕原假設，就認為變量是非平穩的，需再對變量的一階差分序列做平穩性檢驗，直至確定變量的平穩階數。下表分別是對人均GDP和金融發展水平lnFIN的ADF檢驗結果：

上表中的單位根檢驗中，原始序列lnGDP和lnFIN的ADF統計量均大于10%顯著性水平下的臨界值，由此接受原假設，認為lnGDP和lnFIN都是包含單位根的不平穩時間序列；隨后再對一階差分的平穩序列繼續進行ADF單位根的檢驗，其統計量小于10%的臨界值，由此拒絕原假設，即認為lnGDP和lnFIN的一階差分序列都是平穩的，即金融發展水平lnFIN和人均GDP（lnGDP）都為一階單整的序列，滿足同階平穩特征，所以可以對人均GDP和金融發展水平繼續做協整檢驗。

（三）協整檢驗

接下來將對滿足一階平穩的lnGDP和lnFIN的協整關系實行驗證，使用E-G兩步法開始協整檢驗，首先通過ols估計lnGDP和lnFIN的協整方程式，其次要給協整方程中的殘差做平穩性檢驗，假如殘差是平穩的，即驗證了lnGDP與lnFIN是長期且穩定的均衡關系。

下表為通過OLS估計的協整方程，首先檢驗協整方程的擬合度和方程整體的顯著性，表中顯示方程的擬合度和調整的擬合度為0.633和0.618，由此來看方程的擬合效果是比較理想的。F統計量為41.370，對應的p值為0，由此通過了顯著性檢驗，即認為所建立的回歸方程整體也是顯著的。

下表是對協整方程殘差的平穩性檢驗結果，表中顯示協整方程殘差T統計量為-2.225，小于10%的臨界值，對應的p值為0.028，由此拒絕原假設，即認為協整方程的殘差是平穩的，進而驗證了lnFIN與lnGDP之間具有長期且穩定的均衡關系。

下式為協整方程式，對系數的顯著性檢驗中，lnFIN在協整方程中的系數為6.582，T統計量為6.432，對應的p值小于0.10，由此認為lnFIN在協整方程中的系數顯著，因此認為金融發展的水平和人均GDP代表的經濟發展水平之間存在長期且穩定的均衡關系，具體表現為金融的發展水平每提高一個百分點，將使人均GDP增大6.582個百分點。

（四）誤差修正模型

下面將建立誤差修正模型來探析短期的金融發展水平與人均GDP之間的變動關系，將lnGDP與lnFIN分別取一階差分變量，作為被解釋變量和解釋變量，同時引入滯后一期的lnGDP作為影響因素，最后將協整方程殘差引入方程，驗證誤差修正項的短期調節機制。下表為短期誤差修正模型的估計結果：

上表中，短期誤差修正模型中，方程的擬合度為0.713，調整的擬合度為0.670，由此來看短期的誤差修正模型擬合效果是比較好的。F統計量為16.580，通過顯著性檢驗，由此表明誤差修正模型整體是顯著的。最后再對變量系數的顯著性進行檢驗，表中顯示，短期的金融發展水平系數為-0.587，檢驗T統計量為-4.111，通過了顯著性檢驗，由此表明短期的金融發展水平能夠對短期的人均GDP產生顯著的負向影響，與長期的協整關系相反；短期滯后一期的人均GDP系數為0.568，通過了顯著性檢驗，由此表明滯后一期的人均GDP能夠對當期GDP產生顯著的正向影響；最后觀察短期誤差項的系數為-0.018，但是系數沒有通過顯著性檢驗，由此表明短期的反向調節機制作用不顯著。

（五）Granger因果檢驗

最后通過Granger檢驗驗證人均GDP與金融發展水平之間的因果變動關系，Granger檢驗的原假設為X不是Y變動的Granger原因，假如F統計量通過顯著性檢驗，即X是Y變化的Granger原因，同樣，假如Y也是X變化的Granger原因，Y和X之間就存在相互作用的因果關系，否則兩者之間存在單向的因果關系。

原假設：lnFIN不是lnGDP變動的Granger原因中，F統計量為3.898，對應的p值為0.038，通過了顯著性檢驗，由此認為lnFIN是lnGDP變動的Granger原因，即認為金融發展水平是人均GDP變動的Granger原因；同理原假設：lnGDP不是lnFIN變動的Granger原因中，F統計量為4.156，對應的p值為0.032，同樣通過了顯著性檢驗，即表明人均GDP也是金融發展水平變動的Granger原因。所以經過Granger檢驗驗證了寧夏經濟的增長與金融發展水平之間存在互動的因果變動關系。

三、 結果與分析

通過以上實證分析我們可以得出結論：寧夏地區金融的發展對經濟的增長存有明顯的推動作用，同時寧夏經濟的增長對金融的發展也有顯著的帶動作用，它們之間是長期穩定的均衡關系。但根據Granger檢驗的結果可以知道寧夏的經濟增長對金融發展的影響稍大一些。

對于寧夏來說，寧夏經濟的增長推動金融發展的作用無疑是明顯的。而可能的原因是寧夏的GDP增速較快而且從長期來看，寧夏經濟發展具備良好的條件和較大的潛力。寧夏經濟的發展，人均收入水平的增加促進了消費結構的升級并且提高了人們的金融需求，這促進寧夏金融業的發展。

對于經濟增長來說，寧夏金融的發展對經濟的增長也存在著明顯的帶動作用。原因有以下幾點：第一，寧夏的貸款維持在一個快速增長的水平，為經濟總量的跨越式發展給予了支持。截至到2015年的年末，寧夏金融機構的貸款余額達到5117.82億元，為經濟的發展提供了資金支持。第二，寧夏的金融發展保障了各項基礎設施的建設，截至2015年末，寧夏中長期貸款達3007.10億元，金融機構重點支持公路，鐵路，機場，地下管道，通訊等基礎設施建設，給經濟的增長給予了保障。第三，金融發展推動解決民生問題，在金融扶貧方面，寧夏農村經濟狀況有所改善，貧困戶收入總體增長，貸款滿意度總體較高，金融精準扶貧取得成效。第四，金融服務的改進，如在支付方面的支票影像的交換系統、電子商務匯票系統等，促進了社會資金的有效運作。所以，寧夏的金融發展推動了經濟的發展。但與經濟增長的促進作用相比金融發展促進作用較小是因為一方面寧夏的金融市場結構不健全，經過多年的發展，寧夏金融業建立了多元化的市場結構，但國有商業銀行在機構網點和業務等方面都位于領先地位，而地方商業銀行所占比例較小。除此之外，寧夏金融業的對外開放程度也有待進一步深化。另一方面，融資結構不太合理，企業融資較難。雖然寧夏的融資渠道多元，但受債券市場和股票市場的規模和諸多條件限制，銀行貸款仍是企業貸款的主要選擇，而銀行貸款對于中小企業來說也具有融資困難的問題，所以金融發展對經濟增長的作用會受到阻礙。

四、政策建議

（一）大力發展金融中介機構，提高金融系統效率

通過上文的分析可以看出，金融效率對寧夏經濟發展具有正相關關系，但金融效率對經濟增長的作用相比不太明顯。說明寧夏金融系統效率低，沒有發揮出對寧夏經濟增長的促進作用。本文認為由于寧夏作為西部少數民族地區，金融體系不健全，國有銀行長期處于壟斷地位，金融運行的效率和市場化程度低，導致儲蓄轉化為投資的能力不足，故而影響經濟增長。因此要大力發展金融中介機構，提高金融系統效率。引進外資銀行，鼓勵地方金融機構的發展金融體系的完善與否直接關系到金融市場的運作效率，寧夏金融機構主要以國有銀行為主，全國實力雄厚的股份制銀行入住寧夏的也僅有一家，外資中外合資金融機構在寧夏一個分支機構也沒有，寧夏也成為全國為數不多的沒有外資中外合資金融機構的省區之一，金融中介機構少，金融體系不健全，已成為制約寧夏經濟發展的瓶頸。要積極引進各類股份制商業銀行以及外資銀行，擴大分支機構。因此，寧夏要切實利用西部大開發的歷史性機遇，從硬件和軟件兩個方面，改善寧夏的投資環境。要積極引進各類股份制商業銀行以及外資銀行，擴大分支機構。同時，要努力深化金融體制改革，調高金融系統的運行效率。另外，積極引導民間金融，將民間金融活動納入法制化軌道進行規范管理。通過法律允許民間金融組織的有序發展，疏導民間資金進入地方中小金融機構，對經濟實力雄厚，經營發展較好的民間金融機構，應通過政策引導最終將其納入正規金融的制度體系。

（二）促進證券市場的發展，發揮間接融資與直接融資的綜合作用

隨著經濟的發展，證券市場作為金融市場的重要組成部分，對經濟增長的巨大促進作用，己被越來越多國家的發展實踐所證明。目前，我國融資結構過于單一，間接融資比率過高，一直是困擾我國金融業協調發展的主要問題，寧夏金融發展起步晚，資本市場發展滯后，證券市場和債券市場還沒有很好的發揮作用。寧夏投融資機制比較單一，直接和間接融資比例嚴重失調已成為寧夏金融業發展的一個突出問題。寧夏投資增長主要依靠基建投資和國有經濟投資拉動，中小企業特別是民營企業資金來源主要依賴自有資金或銀行貸款，投融資渠道單一，嚴重阻礙經濟的發展。因此，促進證券市場的發展，發揮間接融資與直接融資的綜合作用。

（三）加大對外開放的力度和招商引資的規模

隨著經濟開放程度的加深，外商投資成為推動經濟發展不可忽視的力量，但是無論是根據前面的實證分析來看，還是外商直接投資的規模上判斷，外商投資對經濟的拉動作用不明顯，一定程度上說明，寧夏深化對外開放的必要性和迫切性。因此，寧夏加大對外開放的力度，千方百計的擴大招商引資的規模。比如積極改善投資環境，努力吸引外資流入，一方面，寧夏要加快基礎設施建設，加大對交通、通訊等重大基礎設施項目的支持力度，通過引黃灌溉工程、基本農田水力建設、退耕還林還草等工程的實施，改善氣候條件，改善當地投資環境。另一方面，各級政府部門要解放思想、更新觀念，進一步轉變政府職能，改善政府工作效率。努力營造良好的投資軟環境，擴大招商引資的規模，以大項目為支撐，積極吸引跨國公司，大財團，知名企業來寧夏投資。對于有條件的企業，支持其到境外投資。