山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究

摘 要：金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系是經(jīng)濟(jì)學(xué)家掌握經(jīng)濟(jì)運(yùn)行規(guī)律的重要研究領(lǐng)域之一，其研究成果對(duì)于指導(dǎo)金融理論和實(shí)踐的發(fā)展具有重要意義。本文運(yùn)用主成分分析和Granger因果檢驗(yàn)等方法對(duì)山東省金融和經(jīng)濟(jì)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，研究表明：山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和投資率與金融效率呈正相關(guān)，與金融總量呈負(fù)相關(guān)，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)存在著動(dòng)態(tài)循環(huán)的聯(lián)系。

關(guān)鍵詞：金融結(jié)構(gòu) 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 主成分分析 實(shí)證檢驗(yàn)

一、引言

2016年山東省金融市場(chǎng)運(yùn)行總體平穩(wěn)，金融改革深入推進(jìn)，全省存貸款、融資規(guī)模、保險(xiǎn)收入等主要金融指標(biāo)實(shí)現(xiàn)平穩(wěn)較快增長(zhǎng)，全省金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革取得較好成績(jī)，并在一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。然而金融系統(tǒng)結(jié)構(gòu)的復(fù) 雜性以及內(nèi)部安排的不同性使得金融結(jié)構(gòu)發(fā)揮出的作用不同，從而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也不同。本文采用山東省1990年-2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)金融與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系進(jìn)行定量分析，實(shí)證研究金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響機(jī)制，從而為深化山東金融體制改革提供相應(yīng)的理論。

二、金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)構(gòu)建及處理

1.指標(biāo)的選擇。由于影響金融結(jié)構(gòu)的因素較多，加之金融結(jié)構(gòu)自身的動(dòng)態(tài)性，不同的學(xué)者選用的指標(biāo)不同，所得出的結(jié)果也不盡相同。為了全面反映經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中金融結(jié)構(gòu)各方面的信息，避免以偏概全，從而更加全面地反應(yīng)山東省的金融結(jié)構(gòu)狀況，本文建立了以下金融結(jié)構(gòu)的綜合指標(biāo)，并在此基礎(chǔ)上分析金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。具體為：X1：金融相關(guān)率（FIR）、X2：經(jīng)濟(jì)貨幣化程度（M2/GDP）、X3：每?jī)|元貸款所支持的國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP/貸款）、X4：銀行作用（銀行存貸款/GDP）、X5：非銀行金融機(jī)構(gòu)能力（非銀行資產(chǎn)/金融資產(chǎn)）、X6：金融效率（銀行各項(xiàng)貸款/銀行各項(xiàng)存款）。數(shù)據(jù)來(lái)源于《山東統(tǒng)計(jì)年鑒》、《山東金融年鑒》。

2. Bartlett球度檢驗(yàn)。利用SPSS軟件對(duì)變量進(jìn)行Bartlett球度檢驗(yàn)和KMO檢驗(yàn)（表1），可知：Bartlett球度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為322.010，相應(yīng)的概率P值為0，小于顯著性水平α，認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異。同時(shí)，KOM值為0.776，根據(jù)KMO度量標(biāo)準(zhǔn)可知，原有變量可以進(jìn)行因子分析。

3.公因子的提取和分析。對(duì)原變量采用主成分分析法計(jì)算出特征根和特征向量（表2），前兩個(gè)因子的特征根分別為4.526和1.274，相應(yīng)的貢獻(xiàn)率為75.440%和21.239%，累積比重達(dá)到96.679%，而后面幾個(gè)因子的特征值的貢獻(xiàn)率越來(lái)越少，最終所有的累計(jì)貢獻(xiàn)率為100%。因此可以用前兩個(gè)因子來(lái)解釋整體金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)。

4.因子命名。根據(jù)提取的因子，得出因子載荷矩陣（表3），采用方差最大法對(duì)因子載荷矩陣進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷。 可以看出：第一個(gè)因子主要解釋了金融相關(guān)率、經(jīng)濟(jì)貨幣化程度、每?jī)|元貸款所支持的國(guó)民生產(chǎn)總值、銀行作用和非銀行金融機(jī)構(gòu)能力這五個(gè)指標(biāo)，可解釋為金融總量因子。第二個(gè)因子主要解釋了金融效率這一指標(biāo)，因此可解釋為金融效率因子。

三、山東省金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證檢驗(yàn)

1.指標(biāo)的選取及數(shù)據(jù)來(lái)源。

1.1反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)總體經(jīng)濟(jì)實(shí)力增長(zhǎng)速度的標(biāo)志，主要表現(xiàn)在發(fā)展水平、結(jié)構(gòu)和潛力三個(gè)方面，分別用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（RGDP），經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（RSTR）以及投資率（RINV）、消費(fèi)率（RCOM）和凈出口率（REX）來(lái)表示。

1.2反映金融結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。通過(guò)主成分分析可以得到金融總量因子和金融效率因子的得分，分別為F1、F2。利用降維的思想將多個(gè)金融指標(biāo)轉(zhuǎn)化為兩個(gè)綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)，保留了絕大部分信息，因此可以作為金融結(jié)構(gòu)的指標(biāo)用來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。

2.數(shù)據(jù)處理。為避免時(shí)間序列出現(xiàn)虛假回歸而造成結(jié)論無(wú)效和協(xié)整檢驗(yàn)無(wú)效，有必要對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表4可以看出F1，F(xiàn)2，RCOM，RSTR在原始序列水平上都不平穩(wěn)，而它們的一階差分是平穩(wěn)的，故為一階單整序列。對(duì)于這些非平穩(wěn)變量，不能直接在模型中進(jìn)行回歸，需要進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

如果兩個(gè)或兩個(gè)以上的時(shí)間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻是平穩(wěn)的，則這些變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表示，在5%的顯著性水平下，檢驗(yàn)結(jié)果接受了協(xié)整向量個(gè)數(shù)小于等于1的原假設(shè)，表明變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，因此可以進(jìn)行最小二乘回歸分析。

3.模型估計(jì)和分析。

3.1金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的模型估計(jì)。金融與經(jīng)濟(jì)各變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，但其相關(guān)性及影響程度難以掌控。最小二乘估計(jì)通過(guò)最小化誤差的平方和尋找數(shù)據(jù)的最佳函數(shù)匹配，對(duì)其進(jìn)行數(shù)學(xué)優(yōu)化，反映出各金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)程度及擬合優(yōu)度。

以山東省金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)作為解釋變量，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)作為被解釋變量進(jìn)行最小二乘估計(jì)，作為被解釋變量的RGDP和RINV得到的統(tǒng)計(jì)結(jié)果較為顯著（t檢驗(yàn)顯著），R方分別為0.8985和0.7136，擬合優(yōu)度較高。但是代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)的RGDP和RINV與金融總量因子F1呈負(fù)相關(guān)，與金融效率因子F2呈正相關(guān)，說(shuō)明了金融對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響存在著雙向關(guān)系。

通過(guò)對(duì)最小二乘估計(jì)結(jié)果（不考慮金融因素對(duì)RCOM的影響，因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)結(jié)果不顯著）進(jìn)行分析，可以看出：

3.1.1山東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與金融總量呈負(fù)相關(guān)，與金融效率呈正相關(guān)。RGDP與F1的相關(guān)系數(shù)為-1.5773，與F2的相關(guān)系數(shù)為3.4725，且后者相關(guān)系數(shù)更大，即金融效率因子對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響更為顯著。我國(guó)股票IPO在2001年3月以前一直為審批制，作為經(jīng)濟(jì)大省的山東省獲得了更多的發(fā)行配額，并通過(guò)股票市場(chǎng)的融資帶動(dòng)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。但是，隨著股票IPO制度的規(guī)范化，政府對(duì)金融市場(chǎng)資金的控制力逐漸減弱，上市公司業(yè)績(jī)將成為引導(dǎo)資金流向的主要因素，金融總量拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用降低。因此，山東省要想保持金融市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用，應(yīng)該提高上市公司質(zhì)量，提高金融效率，促進(jìn)資金的高效融通，這樣才能促進(jìn)山東經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

3.1.2山東投資率與金融總量呈負(fù)相關(guān)，與金融效率呈正相關(guān)。隨著金融總量的發(fā)展，投資增長(zhǎng)較為顯著，但是當(dāng)金融總量發(fā)展到一定的程度時(shí)，其對(duì)投資增長(zhǎng)的影響就會(huì)降低，甚至成為負(fù)數(shù)。山東金融總量達(dá)到了較高程度，金融總量的持續(xù)增加不會(huì)引起投資率的提高。而金融效率因子與投資率呈正相關(guān)，則說(shuō)明了促進(jìn)金融業(yè)高效率的運(yùn)轉(zhuǎn)，優(yōu)化資源配置對(duì)投資發(fā)展具有顯著影響。

3.2經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融結(jié)構(gòu)的模型估計(jì)。

以山東省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)（因效果一致，此估計(jì)選用RGDP代表）作為解釋變量，金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)作為被解釋變量進(jìn)行最小二乘估計(jì)，作為被解釋變量的金融效率因子F2統(tǒng)計(jì)結(jié)果較為顯著（t檢驗(yàn)顯著），R方為0.7928，擬合優(yōu)度較高。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與金融總量因子和金融效率因子的相關(guān)系數(shù)較高，且呈正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明了山東經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)促進(jìn)金融總量的增加和金融效率的提高。

3.3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。由于沒(méi)有因果關(guān)系的變量之間常常有很好的回歸擬合，把回歸模型的解釋變量與被解釋變量倒過(guò)來(lái)也能擬合的很好，因此回歸分析本身不能檢驗(yàn)因果關(guān)系的存在性，也無(wú)法識(shí)別因果關(guān)系的方向。所以有必要進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

從格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，金融總量因子F1不是山東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（RGDP）的格蘭杰原因，但山東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（RGDP）是金融總量因子F1的格蘭杰原因；金融效率因子F2是山東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（RGDP）的格蘭杰原因，而山東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（RGDP）不是金融效率因子F2的格蘭杰原因；山東投資率（RINV）與金融總量因子F1和金融效率因子F2均不存在格蘭杰原因。因此可以得出，山東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是金融總量提高的格蘭杰原因，而金融總量提高不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因；金融效率提高是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不是金融效率提高的格蘭杰原因。金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)存在著動(dòng)態(tài)循環(huán)的聯(lián)系。

四、結(jié)語(yǔ)

通過(guò)對(duì)山東省金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，可以看出山東經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與金融效率因子呈正相關(guān)，而與金融總量因子呈負(fù)相關(guān)。這說(shuō)明山東金融總量超出一定范圍后，其數(shù)量的持續(xù)增加并不會(huì)引起經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，反而抑制了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。而以金融效率為中心促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，能夠?qū)崿F(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與通貨穩(wěn)定的和諧統(tǒng)一，有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變。因此，山東省應(yīng)該發(fā)展和完善多元化的金融結(jié)構(gòu)體系，增加金融服務(wù)的范圍，提高金融服務(wù)的質(zhì)量和效率，促進(jìn)金融業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)。同時(shí)，要建立一個(gè)公平合理的規(guī)范化金融市場(chǎng)運(yùn)行機(jī)制，因?yàn)橐?guī)范的競(jìng)爭(zhēng)能提高效率，而無(wú)序的競(jìng)爭(zhēng)只能導(dǎo)致混亂。在金融市場(chǎng)中，以權(quán)謀錢，以錢謀私的錢權(quán)交易等腐敗現(xiàn)象不能得到完全的控制，因此深化金融體制改革顯得尤為重要，這就需要加快金融體制的轉(zhuǎn)變，使金融商品的價(jià)格逐步趨向市場(chǎng)化。同時(shí)，要提高金融資產(chǎn)質(zhì)量、降低壞賬率和資金運(yùn)用損失率，提高銀行清算速度以及設(shè)備的現(xiàn)代化程度，從而規(guī)范金融市場(chǎng)。發(fā)展基礎(chǔ)信用（銀行、證券等信用）形式，重建社會(huì)信用體系，增加銀行的非貨幣性負(fù)債業(yè)務(wù)以及社會(huì)資金來(lái)源的非貨幣性比重，是提高金融效率的重要環(huán)節(jié)，也是保證經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展重要舉措。

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作者簡(jiǎn)介：吳萌（1995—）女，山東青島人 。專業(yè)：市場(chǎng)營(yíng)銷。