河南省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

豆丹丹

一、引言

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的問(wèn)題倍受人們關(guān)注，這二者關(guān)系研究受到了眾多學(xué)者不同角度的考察。自戈德史密斯提出金融發(fā)展理論以來(lái)，主要經(jīng)歷了以下幾種觀點(diǎn):金融結(jié)構(gòu)論、金融抑制和深化理論、金融功能論。以戈德史密斯為代表的金融結(jié)構(gòu)論認(rèn)為，一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在最優(yōu)的金融結(jié)構(gòu)，這個(gè)結(jié)構(gòu)通過(guò)內(nèi)部的金融機(jī)構(gòu)、產(chǎn)品及市場(chǎng)的組合形成，從而達(dá)到推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。麥金龍和肖于1973年提出金融抑制論和金融深化理論，認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家存在過(guò)度的政府干預(yù)，導(dǎo)致金融價(jià)格扭曲，這樣就出現(xiàn)了金融抑制現(xiàn)象——金融機(jī)構(gòu)單一、金融市場(chǎng)不活躍以及產(chǎn)品創(chuàng)新不足等。為解決金融抑制現(xiàn)象就需要金融深化，政府須減少對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)，讓金融價(jià)格回歸自由狀態(tài)。在這一理論基礎(chǔ)上，莫頓提出金融功能論，認(rèn)為金融體系的結(jié)構(gòu)優(yōu)化并不是目的，只要實(shí)現(xiàn)其集中儲(chǔ)蓄、規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、支付結(jié)算、公司治理及信息處理等功能，就能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

我國(guó)金融業(yè)發(fā)展趨于成熟，金融發(fā)展理論也同時(shí)得到了應(yīng)用。然而我國(guó)地區(qū)間發(fā)展極度不平衡，在省際之間討論金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者關(guān)系同樣具有重要意義。較早對(duì)我國(guó)區(qū)域金融發(fā)展問(wèn)題進(jìn)行探索的是周立，其認(rèn)為區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在高度相關(guān)，金融發(fā)展差距是造成經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)差異的原因之一。董繩周［3］認(rèn)為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的金融發(fā)展因素對(duì)于東西部是不同的，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)依賴(lài)于金融效率的提升，而中西部則依靠信貸規(guī)模擴(kuò)張。那么，中部地區(qū)的河南省作為人口第一大省和糧食生產(chǎn)基地，其金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用如何?本文將通過(guò)時(shí)間序列分析對(duì)河南省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行研究。

二、研究模型

(一)C-D函數(shù)

采用C-D函數(shù)，以1978-2009年河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)為依托，分析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。分析模型如下:

其中Y表示產(chǎn)出水平，K、L、F分別表示物質(zhì)資本存量、勞動(dòng)力人數(shù)及金融發(fā)展水平，α、β、γ為三個(gè)不大于1的正參數(shù)，并且α+β+γ=1，下標(biāo)t表示變量位于不同的時(shí)期。對(duì)式3.1兩邊取對(duì)數(shù)，并進(jìn)行全微分并化簡(jiǎn)最后得到:

其中g(shù)、gK、gL、gF、gtfp分別表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物質(zhì)資本、勞動(dòng)、金融發(fā)展和技術(shù)的變化率。

所以總產(chǎn)出水平的增長(zhǎng)率可分解為物質(zhì)資本存量的增長(zhǎng)、勞動(dòng)力人數(shù)投入的增長(zhǎng)及全要素生產(chǎn)率和金融發(fā)展水平的提高。將3.2中各字母分別用capita，labor，financial，tfp表示，則最終的函數(shù)為:

(二)指標(biāo)的選擇

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)采用GDP增長(zhǎng)率衡量，通過(guò)GDP平減指數(shù)求得。資本增長(zhǎng)率capita是物質(zhì)資本存量增長(zhǎng)率，勞動(dòng)增長(zhǎng)率labor為從業(yè)人員增長(zhǎng)率。

金融發(fā)展指標(biāo)主要包括金融發(fā)展總量指標(biāo)、市場(chǎng)化指標(biāo)和結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)。金融發(fā)展總量用金融相關(guān)比率描述，是指金融資產(chǎn)總額與GDP的比值，考慮到省級(jí)數(shù)據(jù)的可得性，眾多學(xué)者利用金融機(jī)構(gòu)存貸和替代金融資產(chǎn)，將其與GDP的比值來(lái)表示金融相關(guān)比率，本文也采用這一指標(biāo)。市場(chǎng)化指標(biāo)采用國(guó)有化水平(kg)，即金融機(jī)構(gòu)中所有制性質(zhì)為國(guó)有控股的比重。由于國(guó)有單位的存在必然受到政府的干預(yù)，這樣導(dǎo)致了資本產(chǎn)出效率低于民營(yíng)資本，在金融抑制的發(fā)展中國(guó)家，非國(guó)有化比重的提高一定程度可以說(shuō)明市場(chǎng)化的改善。金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)優(yōu)化指標(biāo)考察的是借貸市場(chǎng)、股票和債券市場(chǎng)以及其他金融產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)展程度。在時(shí)間序列分析中添加虛擬變量來(lái)表示1989年股市成立前后的差別，并且通過(guò)股市籌資額與GDP的比值(cz)衡量股市發(fā)展成熟度，但是由于其數(shù)值較小，并且在各省區(qū)間差異比較大，所以按其大小進(jìn)行分類(lèi)，設(shè)置為虛擬變量進(jìn)行處理。由于我國(guó)采用的是分業(yè)經(jīng)營(yíng)，不同市場(chǎng)的發(fā)展往往可以通過(guò)觀察對(duì)應(yīng)機(jī)構(gòu)的規(guī)模，所以利用不同市場(chǎng)對(duì)應(yīng)機(jī)構(gòu)在金融機(jī)構(gòu)中的比重來(lái)表示結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度，在此處主要考察非銀行機(jī)構(gòu)的發(fā)展程度，采用非銀行化率(fyh)即非銀行金融機(jī)構(gòu)數(shù)量在所有金融機(jī)構(gòu)數(shù)量中的比重進(jìn)行衡量。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源

全文數(shù)據(jù)均來(lái)自于歷年《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒、全國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料、中國(guó)基本單位統(tǒng)計(jì)年鑒和國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)來(lái)源于張軍的《中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算:1952—2000》，2001-2009年的物質(zhì)資本存量數(shù)據(jù)通過(guò)其文章中方法進(jìn)行推算得來(lái)。部分年份的金融相關(guān)比率來(lái)自于周立的《中國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)1978-2000》，2001-2009年的相關(guān)比率是通過(guò)中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒中的數(shù)據(jù)進(jìn)行推算。整個(gè)數(shù)據(jù)均采用不變價(jià)進(jìn)行變化率的計(jì)算，所以數(shù)據(jù)之間具有可比性。

四、實(shí)證結(jié)果

時(shí)間序列分析利用1978-2009年近32年的數(shù)據(jù)，試圖通過(guò)河南省金融發(fā)展軌跡、金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系規(guī)律做出論證，并且和其他典型省份進(jìn)行類(lèi)比，尋找他們之間的共同點(diǎn)和差異。橫截面分析力求挖掘影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的金融因素，以我國(guó)29個(gè)省份作為分析對(duì)象，以此分析結(jié)論作為指導(dǎo)河南金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的建議依據(jù)。

(一)時(shí)間序列分析

由于數(shù)據(jù)的可得性，部分指標(biāo)如國(guó)有化水平指標(biāo)及非銀行機(jī)構(gòu)比重指標(biāo)的樣本量較少，只能將部分指標(biāo)納入時(shí)間序列分析模型中進(jìn)行回歸分析，為提高擬合效果和解釋度，采用分布滯后模型進(jìn)行度量金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者關(guān)系，模型如下:

由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)性會(huì)影響回歸方程的解釋效度，造成偽回歸現(xiàn)象，所以首先要對(duì)河南省時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其方法是對(duì)變量進(jìn)行單元根檢驗(yàn)，此處采用DF檢驗(yàn)。結(jié)果顯示g、labor均為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，tfi、capita在經(jīng)過(guò)一階差分后達(dá)到平穩(wěn)，即為一階平穩(wěn)序列。

那么可以將各省份中的非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)化處理(差分)后的數(shù)據(jù)引入模型進(jìn)行回歸，然而將差分后的數(shù)據(jù)直接引入模型缺乏足夠的理論依據(jù)，并且原方程中原變量的如(tfi)前的系數(shù)是否能夠由回歸后差分變量(Dtfi，其他變量表示類(lèi)同)的系數(shù)代替，這需要進(jìn)行論證。由于各時(shí)期原變量等于各期變化量與初期值之和，所以各期變化量系數(shù)與原變量系數(shù)符號(hào)相同，這樣用差分后的變量納入模型中仍然可以得出其相關(guān)性方向，所以以納入模型具有統(tǒng)計(jì)意義。同理，納入模型同樣具有統(tǒng)計(jì)意義。

進(jìn)一步確定滯后階數(shù)，采用的標(biāo)準(zhǔn)為AIC和SIC準(zhǔn)則，這兩個(gè)信息準(zhǔn)則力求使模型精簡(jiǎn)并且最大自由度，所以數(shù)值越小，模型越可靠。滯后階數(shù)增加到2階時(shí)，AIC和SIC值開(kāi)始由遞減變?yōu)樵黾?，所以確定的滯后階數(shù)為2階。滯后階數(shù)準(zhǔn)則圖如下:

表3.1 滯后階數(shù)信息準(zhǔn)則值

2-87.09712 -81.689 3-85.24568 -79.06497

再將滯后變量及其他納入模型并進(jìn)行優(yōu)化，過(guò)程如下表:

表3.2 模型優(yōu)化表

模型1-4中逐次將不顯著變量剔除模型，由于模型3中Dcapita系數(shù)檢驗(yàn)是在10%的置信度下顯著，而模型4為不顯著，前者更符合現(xiàn)實(shí)中河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的特點(diǎn)，所以采用這一模型比較合理。進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行效度檢驗(yàn)，首先進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)B-G檢驗(yàn)，對(duì)于1階，統(tǒng)計(jì)量的P值為0.116，并且在高階上P值都大于0.1，那么可以作出接受原假設(shè)無(wú)自相關(guān)的結(jié)論。繼續(xù)進(jìn)行異方差檢驗(yàn)，通過(guò)B-P檢驗(yàn)，其LM統(tǒng)計(jì)量P值為0.5275，可以得出接受原假設(shè)方差為常數(shù)的結(jié)論。

(二)橫截面分析

河南省金融發(fā)展在規(guī)模上對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所起到的作用體現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，其主要通過(guò)物質(zhì)資本積累形成增長(zhǎng)。由于其他金融發(fā)展輔助指標(biāo)未能引入模型，為進(jìn)一步解釋河南省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系，所以添加全國(guó)29省市作為樣本，進(jìn)行橫截面分析，考察其他指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。各省市在2008年金融發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)較全，即采用這一年份數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。將所有的影響變量全部納入回歸方程，再根據(jù)顯著性檢驗(yàn)情況刪減非顯著變量，從而得到最終的精簡(jiǎn)模型:

表3.3 橫截面分析模型表

在模型優(yōu)化過(guò)程中，將fyh剔除模型會(huì)導(dǎo)致kg變量的顯著性下降，fyh納入模型，kg顯著性明顯提高，并且模型的擬合度上升，對(duì)模型進(jìn)行效度檢驗(yàn)，主要是異方差檢驗(yàn)，利用White檢驗(yàn)得出p值為0.4766，可以得出接受原假設(shè)方差為常數(shù)的結(jié)論，那么整個(gè)模型能夠描述金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

通過(guò)這一模型可以看出，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推動(dòng)主要由物質(zhì)資本積累貢獻(xiàn)，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在抑制效應(yīng)，非銀行國(guó)有控股金融機(jī)構(gòu)比重的提高能夠推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。那么此現(xiàn)象可用“門(mén)檻效應(yīng)”和“漏損效應(yīng)”解釋?zhuān)覈?guó)在金融發(fā)展過(guò)程中存在“門(mén)檻”的障礙，在這種金融抑制環(huán)境下，資源(資金)通過(guò)其他途徑游離到實(shí)體經(jīng)濟(jì)中去，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

五、結(jié)論

其一，河南省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在抑制現(xiàn)象，其他省份抑制情況同樣存在，但是河南省具有的滯后效應(yīng)較長(zhǎng)加深了抑制的作用。

其二，河南省金融機(jī)構(gòu)國(guó)有控股水平和非銀行機(jī)構(gòu)比重水平較低。而金融機(jī)構(gòu)控股水平的提高和非銀行金融機(jī)構(gòu)比重的提高有助于推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平。(作者單位:鄭州工業(yè)應(yīng)用技術(shù)學(xué)院)

［1］董繩周.我國(guó)區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究—基于面板數(shù)據(jù)的實(shí)證研究［J］.華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007.4.

［2］王勝.長(zhǎng)江三角洲金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“門(mén)檻效應(yīng)”研究［D］.同濟(jì)大學(xué)，2008.

［3］盧峰，姚洋.金融抑制下的法制、金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)［J］.中國(guó)社會(huì)科學(xué)，2004.1.