貴州省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)的實證分析

蔡 云，李逸群

(貴州大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，貴陽 550025)

1 文獻(xiàn)回顧

1.1 國外研究概況

有關(guān)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的研究，1969年Goldsmith R W在《金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展》一書中，運用35個國家從1860～1963年間的有關(guān)數(shù)據(jù)，“找出一國金融機構(gòu)、金融工具存量和金融交易流量的主要經(jīng)濟因素，闡明這些因素怎樣通過相互作用而促成經(jīng)濟發(fā)展”[1].Mckinnon R I(1973)通過實證分析證明了金融市場對經(jīng)濟增長的積極作用[2].就實證層面而言，Goldsmith(1969)開創(chuàng)了實證研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的先河.20世紀(jì)90年代以來，King R G和Levine R研究了80個國家從1960～1989年間的樣本數(shù)據(jù)，系統(tǒng)地研究了影響經(jīng)濟增長的一些因素，考察了資本積累與生產(chǎn)率提高的途徑，構(gòu)造了測量金融發(fā)展的指標(biāo)，分析了金融發(fā)展水平能否促進(jìn)經(jīng)濟增長[3].

1.2 國內(nèi)研究文獻(xiàn)回顧

借鑒國外的研究成果，我國學(xué)者基于國內(nèi)外經(jīng)濟數(shù)據(jù)、利用不同方法對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系做出了頗有成效的研究，并得出了許多有價值的結(jié)論.談儒勇、周立與賓國強等認(rèn)為我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長顯著相關(guān).談儒勇(1999)利用1993～1998年我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘回歸，研究表明我國金融中介發(fā)展與經(jīng)濟增長有顯著的正相關(guān)關(guān)系[4]；韓廷春(2001)利用我國1978～1999年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘回歸發(fā)現(xiàn)，技術(shù)進(jìn)步與制度創(chuàng)新是我國經(jīng)濟增長的關(guān)鍵因素，而金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用極其有限，金融發(fā)展更應(yīng)尊重質(zhì)的提高而非量的擴張[5]；韓廷春和夏金霞(2005)運用我國1981～2002年的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘法回歸和格蘭杰因果檢驗表明，我國1981～1992年間的金融和經(jīng)濟增長的因果關(guān)系并不明顯，而1992～2002年期間，金融發(fā)展成為經(jīng)濟增長的直接原因；馬衛(wèi)峰和王春峰(2005)利用我國27個省(市、區(qū))1978～2002年的面板數(shù)據(jù)研究表明，我國金融系統(tǒng)對經(jīng)濟增長的貢獻(xiàn)，是通過投資總量而非效率提高的途徑實現(xiàn)的；周業(yè)安和趙堅毅(2005)在國外現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上構(gòu)造我國金融市場化指數(shù)，并將其引入標(biāo)準(zhǔn)金融發(fā)展和經(jīng)濟增長模型，發(fā)現(xiàn)我國金融市場化進(jìn)程在一定程度上正向影響了經(jīng)濟增長，但金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)相反方向的關(guān)系；楊曉華(2005)利用1998年一季度～2004年二季度的季度數(shù)據(jù)運用協(xié)整及誤差修正模型進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在長期穩(wěn)定的關(guān)系.

關(guān)于地區(qū)金融發(fā)展?fàn)顩r的研究，主要有唐旭和貝多廣，他們最早對中國區(qū)域間資金配置和流動做了研究，談儒勇對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系做了實證研究，但樣本期間十分有限(1994～1998年)，且沒有深入到中國各地區(qū)的層面；張軍洲和殷德生、肖順喜都以“區(qū)域金融”分析與研究為題，探討了地區(qū)金融發(fā)展?fàn)顩r和發(fā)展戰(zhàn)略.周立分析了中國各地區(qū)1978～2000年期間的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長，揭示了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系以及金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟增長的路徑，描述了中國各地區(qū)金融發(fā)展水平和地區(qū)差距狀況，對中國改革開放時期的經(jīng)濟金融發(fā)展做了全面的揭示[6].殷孟波研究了我國西南經(jīng)濟發(fā)展的金融支持問題.沈坤榮、張成、艾洪德和徐明圣等對我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行了跨區(qū)域的實證研究.

目前國內(nèi)學(xué)者從不同角度在全國層面對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進(jìn)行了較多的研究[7]，而區(qū)域研究就比較少了，研究成果僅限于北京、天津等地[8,9]，對貴州省的研究幾乎是空白.貴州省地處我國西南部，改革開放30年來，貴州省的經(jīng)濟盡管取得了較大的發(fā)展，但始終落后于西南四省市，更不用說中東部地區(qū)了，雖然國家實施了“西部大開發(fā)”戰(zhàn)略，但是西部地區(qū)經(jīng)濟增長速度仍然落后于東部地區(qū)，也落后于全國平均水平.貴州省作為西部省份之一，經(jīng)濟發(fā)展水平較低，一方面是由于貴州地理位置、資源稟賦、投資環(huán)境以及觀念等原因，另一方面貴州的金融發(fā)展水平也較低.因此有必要研究貴州金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間是否存在相互促進(jìn)的關(guān)系，進(jìn)而探索貴州經(jīng)濟增長的新途徑.

2 貴州省金融與經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r

2.1 貴州省金融發(fā)展的歷程與現(xiàn)狀

(1)貴州省金融整體發(fā)展?fàn)顩r.貴州省金融整體發(fā)展水平不斷提高，對貴州省GDP的貢獻(xiàn)越來越大，其占貴州省GDP的比重逐漸增大，金融業(yè)發(fā)揮著越來越重要的作用，見表1.為進(jìn)一步分析，需引入金融發(fā)展水平的參考指標(biāo).戈德史密斯創(chuàng)造性地提出了衡量一國金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展水平的指標(biāo)，其中，最重要的一個指標(biāo)是“金融相關(guān)比率” FIR(Financial Interrelations Ratio)，是指某一時點上現(xiàn)存金融資產(chǎn)與國民財富之比，亦即全部金融資產(chǎn)與實物資產(chǎn)總額加上對外凈資產(chǎn)之比.貴州省自1979年以來，金融發(fā)展取得長足進(jìn)步，金融相關(guān)比率FIR的增長趨勢可見表1最右邊一列數(shù)據(jù).

(2) 貴州省金融機構(gòu)種類逐年增加，各類銀行相繼出現(xiàn).1984年工商銀行落戶貴州，1990年建設(shè)銀行落戶貴州，2000年貴州擁有了第一家資產(chǎn)管理公司.雖然金融機構(gòu)總數(shù)并沒有逐年增長，但各金融機構(gòu)經(jīng)營資產(chǎn)的數(shù)量與質(zhì)量有了很大提高，這從金融機構(gòu)信貸資金來源和運用上就可看出，詳見表1(第2、3、4列)數(shù)據(jù).

隨著經(jīng)濟體制改革的不斷深入和社會經(jīng)濟的快速發(fā)展，在國家宏觀金融改革不斷推進(jìn)、金融發(fā)展環(huán)境不斷優(yōu)化、金融體系不斷健全的形勢下，貴州省的金融業(yè)取得了長足進(jìn)步，在經(jīng)濟運行中發(fā)揮著越來越重要的作用.

2.2 貴州省經(jīng)濟增長的歷程與現(xiàn)狀

改革開放30多年來，貴州省經(jīng)濟保持了持續(xù)快速健康發(fā)展的良好態(tài)勢.從表1(第5列數(shù)據(jù))可以看出，貴州省在改革開放(1978～2009年)的31年時間里，貴州地區(qū)生產(chǎn)總值一直處于穩(wěn)步增長狀態(tài).

表1 貴州省金融發(fā)展?fàn)顩r

3 貴州省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長貢獻(xiàn)的實證分析

3.1 指標(biāo)的建立

GDP作為衡量經(jīng)濟增長的指標(biāo)已經(jīng)得到了廣泛認(rèn)可，本文將經(jīng)濟增長作為因變量，將金融發(fā)展的衡量指標(biāo)——貴州省金融機構(gòu)存貸款總額與同期GDP之比值FIR作為自變量，構(gòu)建經(jīng)濟增長和金融發(fā)展的相關(guān)模型，具體分析金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用及貢獻(xiàn)度.貴州省作為一個經(jīng)濟欠發(fā)達(dá)省份，其金融發(fā)展水平也落后于周邊省份.由于金融數(shù)據(jù)的缺乏，只能選用所有金融機構(gòu)年末存款和貸款余額之和與GDP的比率(FIR),作為衡量貴州省金融發(fā)展的總體指標(biāo)，基本上可以揭示貴州省金融發(fā)展的狀況.衡量公式為：FIR=(D+C)/GDP,其中D表示全部金融機構(gòu)存款，C表示全部金融機構(gòu)貸款.

3.2 實證檢驗

3.2.1 變量平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗)結(jié)果

計量經(jīng)濟學(xué)要求，如果采用非平穩(wěn)的時間序列做實證研究，其結(jié)果可能不能真實反映解釋變量與因變量之間的關(guān)系，可能產(chǎn)生偽回歸現(xiàn)象.本文所涉及到的變量均為時間序列數(shù)據(jù)，為防止偽回歸，對原模型中的變量進(jìn)行ADF檢驗.為了消除異方差，對GDP與FIR取對數(shù)，分別記為lnGDP與lnFIR.平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表2所示.

從表2可見，所有變量時間序列l(wèi)nGDP與lnFIR在零階條件下，在5%的顯著性水平上都存在單位根，都是非平穩(wěn)的；時間序列l(wèi)nGDP與lnFIR在一階差分條件下，在5%的顯著性水平上都不存在單位根，都是平穩(wěn)的，記為lnGDP～I(xiàn)(1)，lnFIR～I(xiàn)(1)，符合建立協(xié)整檢驗的前提條件.

表2 變量的單位根檢驗結(jié)果

3.2.2 長期均衡模型與協(xié)整檢驗結(jié)果

以lnGDP為被解釋變量，lnFIR為解釋變量，用OLS回歸方法估計回歸模型，然后檢驗殘差的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表3.

表3 殘差的單位根檢驗結(jié)果

由表3可以知道，在1%顯著性水平下，t檢驗t統(tǒng)計量值為-3.890617，小于相應(yīng)臨界值，從而拒絕原假設(shè)，表明殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列，說明lnGDP與lnFIR之間存在長期均衡的協(xié)整關(guān)系.

用1979年與2009年的年度數(shù)據(jù)做參數(shù)估計與檢驗，回歸模型與檢驗結(jié)果如下：

lnGDP=4.911854+2.902594lnFIR.

se= (0.065417) (0.109927)

T= (75.08498) (26.40470)

p= (0.0000) (0.0000)

R2=0.960067,F=697.2082,DW=0.675483.

R2=0.960067表明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量“金融相關(guān)比率的對數(shù)”對被解釋變量“地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)”的絕大部分差異作出了解釋.t=26.40470,p=0.0000表明金融發(fā)展對地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著影響.但在5%的顯著性水平上，du=1.496，dL=1.363，0

3.2.3 自相關(guān)檢驗

(5.7621) (-3.7614)

R2=0.6904,s.e.=1600.775,DW=1.8437.

推導(dǎo)二階自相關(guān)ut=φ1ut-1+φ2ut-2+vt的廣義差分變換式.設(shè)模型為：

lnGDPt=β0+β1lnFIRt+ut.

(1)

推導(dǎo)計算過程因篇幅略去，以GD表示廣義差分，廣義最小二乘回歸結(jié)果為：

GDlnGDP= 3.361314+ 2.827556lnFIR.

(2)

se= (0.040772) (0.100306)

T= (82.44139) (28.18927)

p= (0.0000) (0.0000)

R2=0.967139,s.e.=0.150201,DW=1.561603.

由(1)式，β0(1-1.05+0.73)=3.361314,β0=4.9431.

所以，原模型的廣義最小二乘估計是：

GDlnGDP=4.9431+2.827556lnFIR.

se= (0.040772) (0.100306)

T= (82.44139) (28.18927)

p= (0.0000) (0.0000)

R2=0.967139,s.e.=0.150201,DW=1.561603,

F-statistic=794.6348，Prob(F-statistic)=0.000000.

R2=0.967139,表明所建模型整體上對樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量“金融相關(guān)比率的對數(shù)”對被解釋變量“地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)”的絕大部分差異作出了解釋.t=28.18927，p=0.0000表明金融相關(guān)比率對地區(qū)生產(chǎn)總值有顯著影響.在5%的顯著性水平上，du=1.496，DL=1.363，0

模型說明了在其他變量保持不變的情況下，貴州省當(dāng)年的全部金融機構(gòu)存貸款余額與GDP比率的對數(shù)每變動1%，就會影響地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)同方向變動2.827556%.

3.2.4 異方差檢驗

3.2.5 Granger因果關(guān)系檢驗

雖然有些變量之間可能顯著相關(guān)，但其未必有現(xiàn)實意義.因此，除了驗證時間序列的平穩(wěn)性，還必須判斷一個變量的變化是否是另一個變量變化的原因，也就是要對解釋變量lnFIRt的變化是否會引起被解釋變量lnGDPt的變化，做格蘭杰(Granger)非因果性檢驗，同時對被解釋變量lnGDPt的變化是否會引起解釋變量lnFIRt的變化做格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗，結(jié)果如表4所示.

表4 Granger(非)因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由表4可知，用滯后1,2,6期的檢驗式分別檢驗，結(jié)論都是lnGDPt與lnFIRt互為Granger因果.

3.2.6 誤差修正模型

誤差修正模型(ECM)是一種具有特定形式的計量經(jīng)濟模型，其基本思路見文[11].建立短期動態(tài)關(guān)系即誤差修正方程，將長期關(guān)系模型中各變量以一階差分形式重新加以構(gòu)造，并將長期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列作為解釋變量引入，在一個從一般到特殊的檢驗過程中，對短期動態(tài)關(guān)系進(jìn)行逐項檢驗，不顯著的項逐漸被剔除，直到最適當(dāng)?shù)谋硎痉椒ū徽业綖橹?值得注意的是，作為解釋變量引入的長期關(guān)系模型的殘差，代表著在取得長期均衡的過程中各時點上出現(xiàn)“偏誤”的程度，使得第二步可以對這種偏誤的短期調(diào)整或誤差修正機制加以估計.回歸結(jié)果如下：

Δ(lnRGDP)= 0.161198+0.019893e(-1)-

0.463634ΔlnFIR.

即地區(qū)生產(chǎn)總值不僅受到當(dāng)期金融發(fā)展程度的影響，還受到滯后期等因素的影響，誤差修正項e(-1)的系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度.從系數(shù)估計值(0.019893)來看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以(0.019893)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài).

4 結(jié)論與政策建議

通過實證分析發(fā)現(xiàn)，貴州省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長起到了促進(jìn)作用，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長互為格蘭杰非因果性檢驗中的Granger因果，因此，貴州省需要大力發(fā)展金融業(yè)，通過金融業(yè)的發(fā)展來促進(jìn)貴州省的經(jīng)濟增長，同時，經(jīng)濟快速健康發(fā)展，又可以為金融發(fā)展提供資金與動力源泉.盡管貴州省金融業(yè)已經(jīng)有了很大發(fā)展，金融機構(gòu)數(shù)量、金融業(yè)產(chǎn)值、金融服務(wù)水平都比過去有了很大提高，但與其他發(fā)達(dá)省份相比，貴州省金融業(yè)仍處于較低的水平，金融規(guī)模尚存欠缺，金融結(jié)構(gòu)仍有不合理之處.具體而言，對于貴州省金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟增長有以下建議.

(1)推動貴州省經(jīng)濟的發(fā)展帶動金融業(yè)的繁榮.上述實證分析表明，經(jīng)濟增長、金融發(fā)展能相互促進(jìn)，經(jīng)濟的繁榮可以促進(jìn)金融業(yè)的快速成長.貴州經(jīng)濟發(fā)展水平較低，2009年貴州省的地區(qū)生產(chǎn)總值為3893.51億元，而同期四川的地區(qū)生產(chǎn)總值為14151.28億元，重慶的地區(qū)生產(chǎn)總值為6530.01億元，云南的地區(qū)生產(chǎn)總值為6169.75億元，貴州省的地區(qū)生產(chǎn)總值在西南幾個省市中排名倒數(shù)第一，與沿海經(jīng)濟較為發(fā)達(dá)的省市相比較，差距更為巨大，由于經(jīng)濟發(fā)展落后，無法為金融發(fā)展提供強有力的支持，而貴州省人口較多，居民可支配收入水平較低，居民消費后用于儲蓄的資金也遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于東部省市，這也限制了經(jīng)濟發(fā)展中資本積累規(guī)模，造成貴州省金融市場資金相對匱乏，金融市場發(fā)展缺乏動力.因此貴州省金融發(fā)展的關(guān)鍵在于大力促進(jìn)經(jīng)濟水平的提高.

(2)大力發(fā)展本地區(qū)金融機構(gòu)，增強其對經(jīng)濟的貢獻(xiàn)力度.進(jìn)一步整合業(yè)務(wù)流程，強化內(nèi)控和風(fēng)險管理，完善激勵約束機制，提高資產(chǎn)質(zhì)量，同時推動商業(yè)銀行和農(nóng)村信用合作社的改革，建立區(qū)域性股份制商業(yè)銀行，在政策支持方面，給予適當(dāng)?shù)乃枚惡蜖I業(yè)稅以及其他稅費優(yōu)惠；其次要繼續(xù)推進(jìn)各類商業(yè)銀行的快速發(fā)展，創(chuàng)造條件開發(fā)新的金融產(chǎn)品，進(jìn)行金融創(chuàng)新，提高金融服務(wù)水平.

(3)鼓勵外資銀行入黔，以促進(jìn)銀行業(yè)的有序健康發(fā)展.加快金融機構(gòu)多元化，引入競爭機制，提升金融機構(gòu)發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟增長的力度，貴州的金融機構(gòu)主要是以國有商業(yè)銀行為主，貴州省目前僅有一家外資銀行入駐貴陽，這說明貴州地區(qū)金融機構(gòu)有待進(jìn)一步多元化，通過市場競爭來提高銀行和金融系統(tǒng)的資金運作效率；同時外資銀行的進(jìn)入還能為貴州省商業(yè)銀行提供學(xué)習(xí)先進(jìn)經(jīng)營管理經(jīng)驗、引進(jìn)新的金融服務(wù)工具和金融服務(wù)方式的機會.在外資銀行的示范作用下，省內(nèi)金融機構(gòu)的服務(wù)質(zhì)量將得到快速提高；政府要提高金融市場的開放程度，鼓勵不同性質(zhì)的金融機構(gòu)在貴州設(shè)立，為外資銀行進(jìn)駐創(chuàng)造條件，鼓勵國內(nèi)外投資銀行來貴州設(shè)立分支機構(gòu)，發(fā)展貴州省投資銀行業(yè)務(wù)，提高貴州省資產(chǎn)重組和資金運用效率.

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