泰州市金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證檢驗：2001-2016年①

摘 要：本文在探討了金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關(guān)系的基礎(chǔ)上，采用泰州市2001年～2016年反映金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的指標(biāo)數(shù)據(jù)，基于VAR模型實證分析了泰州市金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，研究得出泰州市金融發(fā)展和經(jīng)濟增長調(diào)整之間存在互動機制，金融發(fā)展促進了經(jīng)濟增長。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展 經(jīng)濟增長 泰州

中圖分類號：F127 文獻標(biāo)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(jīng)濟圈內(nèi)的重要組成部分。2016年，泰州市實現(xiàn)地區(qū)生產(chǎn)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(chǎn)業(yè)增加值240.00億元，增長1.4%；第二產(chǎn)業(yè)增加值1933.89億元，增長8.8%；第三產(chǎn)業(yè)增加值1927.89億元，增長11.4%。三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為5.9：47.1：47.0。按常住人口計算，全年人均地區(qū)生產(chǎn)總值88330元，增長9.4%，人均地區(qū)生產(chǎn)總值按當(dāng)年匯率折算為13298美元。

泰州市金融機構(gòu)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(gòu)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(jīng)濟結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整，制定實施工業(yè)十條、開放十條、人才十條、金融十條，在加快轉(zhuǎn)型升級中厚植發(fā)展優(yōu)勢。如何進一步促進泰州經(jīng)濟健康、持續(xù)、快速增長，已是泰州經(jīng)濟發(fā)展中的重要課題。泰州已將金融業(yè)作為重點發(fā)展的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)，金融發(fā)展已成為泰州促進經(jīng)濟增長的重要戰(zhàn)略，通過推進金融發(fā)展，完善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，提升金融服務(wù)水平，發(fā)揮金融對泰州經(jīng)濟增長的支持作用。

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

1 文獻綜述

Patrick（1966）提出發(fā)展中國家的金融發(fā)展促進了經(jīng)濟增長，金融發(fā)展是供給導(dǎo)向模式（supply-leading）；發(fā)達國家的金融發(fā)展往往伴隨著經(jīng)濟增長，金融發(fā)展是需求跟隨模式（demandfollowing）[1]。Goldsmith（1969）通過收集35個國家的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長一般同時伴隨著金融的較快發(fā)展，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長是同步的，但他沒有分析兩者之間的因果關(guān)系[2]。麥金農(nóng)（1973）提出了“金融抑制論”，因為發(fā)展中國家金融市場的不完善使大量的中小企業(yè)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(xiàn)象的存在嚴(yán)重影響了中小企業(yè)的生存發(fā)展，阻礙了經(jīng)濟增長[3]。Shaw（1973）提出了“金融深化論”，他提出市場有效實現(xiàn)資源的合理配置，提高了投資率和儲蓄率，帶來了經(jīng)濟增長[4]。King和Levine（1993）通過模型進一步檢驗了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在正相關(guān)關(guān)系[5]。保羅·克魯格曼（1996）提出金融體系的風(fēng)險、金融危機會給經(jīng)濟增長帶來負(fù)面影響[6]。談儒勇（1999）采用OLS線性回歸，得出金融中介與經(jīng)濟增長之間相互促進[7]。周立（2002）收集了中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的數(shù)據(jù)，研究顯示長期以來中國的金融發(fā)展有利于經(jīng)濟增長[8]。史永東（2003）提出我國的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在雙向的因果關(guān)系[9]。武志（2010）分析了我國的金融發(fā)展水平，認(rèn)為金融增長能帶動經(jīng)濟增長，金融發(fā)展的內(nèi)在質(zhì)量由經(jīng)濟增長所引致[10]。趙小克（2013）建立VAR模型對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了再檢驗，得出長期內(nèi)金融發(fā)展規(guī)模的擴大顯著推動了經(jīng)濟增長[11]。郭志儀等（2013）得出長期以來甘肅省金融發(fā)展促進了經(jīng)濟增長[12]。賴娟（2013）構(gòu)建模型分析得出江西省金融發(fā)展與經(jīng)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(guān)研究的基礎(chǔ)上，本文以泰州為例，分析金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。

2 金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的實證分析2.1 分析方法與檢驗?zāi)Ｐ?/p>

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)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(shù)學(xué)表達式是：

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

2.2 變量選取

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

關(guān)于金融發(fā)展的度量，戈德史密斯（1969）提出“金融相關(guān)比率”（Financial Interrelations Ratio，F(xiàn)IR），即用全部金融資產(chǎn)與全部實物資產(chǎn)（即國民財富）價值之比來表示，這是衡量金融相對規(guī)模最廣義的指標(biāo)?？紤]到泰州市金融資產(chǎn)主要集中于以銀行為代表的金融機構(gòu)手中，而金融機構(gòu)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(chǎn)結(jié)構(gòu)中占的比例較小，故選取金融發(fā)展規(guī)模FIR為金融機構(gòu)年末存貸款之和與GDP比值。

2.3 數(shù)據(jù)來源

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

3 實證分析結(jié)果

3.1 平穩(wěn)性檢驗

本文采用STATA12.0軟件，采用ADF檢驗各序列的平穩(wěn)性，結(jié)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(shè)。因此，LNGDP、LNFIR都是非平穩(wěn)序列，具有時間趨勢。所有變量經(jīng)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(shè)，D（LNFIR）在5%的顯著性水平下都拒絕了原有單位根的假設(shè)，表明差分后的變量是平穩(wěn)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(yōu)選擇。依據(jù)AIC準(zhǔn)則，將VAR模型的滯后階數(shù)定為1。檢驗結(jié)果如表3。

3.3 VAR模型

在確定了模型的擬合階數(shù)之后，對模型進行擬合。擬合結(jié)果見表4。

根據(jù)擬合結(jié)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(jié)果可知，這兩個方程整體顯著。由模型可知，滯后1期的經(jīng)濟增長調(diào)整對本期經(jīng)濟增長變化的影響系數(shù)為0.986，滯后一期的金融發(fā)展調(diào)整對本期經(jīng)濟增長變化的影響系數(shù)為0.001。滯后一期的經(jīng)濟增長調(diào)整對金融發(fā)展變化的影響系數(shù)為0.0734，滯后一期的金融發(fā)展調(diào)整對本期金融發(fā)展變化的影響系數(shù)為0.6146。

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

3.4 Granger因果假設(shè)檢驗

Granger因果假設(shè)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(yù)測y的未來值。采用Granger因果檢驗方法來驗證金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間是否存在因果關(guān)系，檢驗結(jié)果見表5。

通過Granger因果關(guān)系檢驗得到結(jié)論，在1%的顯著性水平上，金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的單向的格蘭杰原因，經(jīng)濟增長帶動了金融發(fā)展。在經(jīng)濟發(fā)展的早期階段，經(jīng)濟增長帶來了金融機構(gòu)和金融服務(wù)的擴張，金融規(guī)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(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF，Impulse Response Function）分析方法可以用來描述一個內(nèi)生變量對由誤差項所帶來的沖擊的反應(yīng)，即在隨機誤差項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，對內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所產(chǎn)生的影響程度。基于以上分析，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長調(diào)整之間存在雙向的互動機制，得到如下的脈沖響應(yīng)函數(shù)，如圖2所示。

由圖2脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可知，金融發(fā)展（LNFIR）受到自身的脈沖響應(yīng)要強于經(jīng)濟增長（LNGDP）對它的脈沖響應(yīng)。金融發(fā)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(wěn)定的趨勢。給出經(jīng)濟增長（LNGDP）的沖擊后，金融發(fā)展（LNFIR）對其的影響呈現(xiàn)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(wěn)定。

金融發(fā)展（LnFIR）的沖擊對經(jīng)濟增長（LNGDP）的影響不顯著。當(dāng)給出經(jīng)濟增長（LNGDP）的沖擊后，經(jīng)濟增長（LNGDP）對自身的影響首先呈現(xiàn)出急劇的增長的趨勢，隨著時間推移，逐漸趨于穩(wěn)定。

4 結(jié)論及啟示

基于上述研究發(fā)現(xiàn)泰州市經(jīng)濟增長促進了金融發(fā)展，使得金融發(fā)展效率調(diào)整，位于風(fēng)險可控的范圍。隨著我國金融市場的不斷發(fā)展和資本市場融資機制逐步完善，將引導(dǎo)社會閑置資金向高生產(chǎn)率產(chǎn)業(yè)部門轉(zhuǎn)移，促進經(jīng)濟增長。

在促進金融發(fā)展、經(jīng)濟增長的過程中應(yīng)當(dāng)做好以下幾方面的工作。

（1）加大三大主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)信貸投放力度。鼓勵銀行機構(gòu)研究支持生物醫(yī)藥及高性能醫(yī)療器械、高技術(shù)船舶及海工裝備、節(jié)能與新能源三大主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的金融產(chǎn)品。

（2）強化對特色產(chǎn)業(yè)的金融支持。鼓勵各地依托省級以上開發(fā)區(qū)或市級特色園區(qū)，圍繞支持發(fā)展特色產(chǎn)業(yè)，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(yè)、重點產(chǎn)業(yè)、重點板塊取得突破。根據(jù)各市（區(qū)）和醫(yī)藥高新區(qū)制定的金融支持特色產(chǎn)業(yè)政策實施成效，市本級分別給予一定獎補支持。

（3）大力發(fā)展綠色金融。加快構(gòu)建多層次、多元化的綠色金融產(chǎn)品和服務(wù)體系，推動綠色產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。支持金融機構(gòu)開展排污權(quán)質(zhì)押融資、合同能源管理融資以及清潔發(fā)展機制（CDM）項目融資等業(yè)務(wù)，鼓勵符合條件的企業(yè)發(fā)行綠色債券。

參考文獻

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[13] 賴娟.金融發(fā)展抑制還是促進了經(jīng)濟增長——來自江西省的數(shù)據(jù)檢驗[J].江西財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2013（2）.

①基金項目：江蘇省教育廳高校哲學(xué)社會科學(xué)研究資助項目（2014SJD777）；泰州學(xué)院優(yōu)秀青年教師培養(yǎng)資助項目（QNPY2017008）；泰州市軟科學(xué)研究資助項目（RKX201730）；江蘇省高校大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)訓(xùn)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(xué)院講師。