金融发展与经济增长的分析

一、引言

本文试图解决在中部省份，金融发展与经济增长是否存在因果关系的问题。在目前的文献中，对中部省份的实证研究还很少，尤其是使用多个省份的面板数据，因此本文的主要创新之处便在于研究的对象及研究的方法，更为重要的是现有的文献在选取表达金融发展变量上，很少将资本流动作为解释变量，而根据Edison（2002）和Levine（2001）的研究，资本流动对金融的发展，进而对经济的增长有着正向的促进作用，本文也将使用这一重要的结论，将资本流动作为模型中的解释变量。

二、计量经济模型的建立和检验结果

本文利用1986年到2004年的经济数据对山西、河南、湖南、湖北四省份进行实证分析，试图找到中部地区金融发展与经济增长的关系，所使用的数据来源于《新中国五十五年统计年鉴汇编》以及各省份的统计年鉴，关于历年人民币与美元汇率的数据来源于中国人民银行官方网站。

（一）变量指标的说明

1、经济增长指标。各省份的GDP增长率可以代表其经济增长的快慢，但由于各个省份的人口的差异，使用人均GDP增长率比较合理，人均GDP均经过价格指数（CPI）的平滑而剔除了通货膨胀的影响，价格指数以1978年为基期。

2、金融发展指标。金融发展指标的选取主要应从金融发展的规模、金融发展的结构和金融发展的效率三方面来考察，Goldsmith（1969）曾经提出在衡量一国金融结构和金融发展的指标中，最主要的是金融相关比率（FIR），即某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比。Mackinnon(1973)也提出“货币负债对国民生产总量的比率看起来是经济中货币体系的重要性和实际规模的最简单标尺”的观点，因此，经济学家常常把货币供给量（M2）与GDP之比作为衡量一个国家货币化程度的指标。但是在中国，货币政策是由人民银行统一制定，各地分行没有自，所以，国内学者在研究中国不同地区的货币供给量时，不是选用M2，而是选择地区存款与贷款之和作为货币供给量的一个变量，本文亦借鉴之，即有：

FIR=（存款+贷款）÷GDP

由于金融机构的主要作用之一是为国民经济中的投资提供资金，因此金融机构将储蓄转化为投资的能力对国民经济的发展至关重要，本文采用贷款与存款的比率（FAF）来衡量金融机构将储蓄转化为贷款的效率，该比率越高，说明储蓄转化为贷款的效率越高。

FAF=贷款÷存款

按照Donny Tang（2006）的衡量标准，本文选取外商直接投资（FDI）占GDP的比率作为衡量资本流动这一指标，记为RFDI，在所得数据中，外商直接投资是使用美元衡量的，因此有必要将其单位转换为人民币，本文利用1986年以来的人民币与美元汇率进行了这一转换。

FIR=FDI÷GDP

此外，由于影响经济增长的因素很多，本文选取了固定资产投资率（LIRI）、通货膨胀率（PI）率作为控制变量，它们与经济增长都有着很强的关系，但是与金融发展却很少有相关性，为了检验最后的结果的稳健性（robustness），本文将采用逐步回归，回归系数的变化将会表明金融发展与经济增长的关系是否可以被接受。

（二）计量模型及方法的说明

一般而言，如果仅仅采用横截面数据，会忽略诸如经济个体偏好可能会随时间变化而变化这一重要特征。如果只采用时间序列数据会导致无法衡量出个体差异的特征。而面板数据由于包含的数据样本较多，因此自由度较高；同时也能反映出经济个体的差异和其特性随时间而产生的变化，截面变量的信息和时间变量的信息的结合能够显著减少缺省变量带来的问题；面板数据还能够提供更多的星系、更多的变化性、更少的共线性、更多的自由度以及更高的效率。

本文先采用最小二乘法对面板数据的固定效应模型进行估计，并使用加权的方法对其可能出现的残差项不满足外生性这一假定的情况进行修正。基本计量模型可以表示为：

log（Growthit）=ci+b1log（Firit）+b2log（Fafit）+b3log（Fdii）+b4log（Lirit）+b5log（Piit）+μit

其中，对所有的变量均取对数以消除变量可能存在的多重共线性，i表示各个省份，t表示时间下标。ci是各个省份对其经济增长独立的影响，即固定效应，μit为残差项。根据残差假定的不同，可以将以上计量模型转变为随即效应模型。之所以使用固定效用模型是由于该模型仅仅就各个省份的数据进行研究，并且所选取的省份数量不多，并且考虑到μit的分布可能并不满足古典回归方法的假定，而存在异方差，所以本文将使用广义最小二乘法（FGLS）进行估计以减少由横截面数据造成的异方差的影响，并启用White异方差校正功能，指定迭代到收敛。

（三）模型回归的结果

本文使用Eviews5.0对山西、河南、湖南、湖北四个省份1986年至2004年的数据进行计量分析，最终得到的结果见表1。

从回归结果中可以看出，加权统计量所得到的回归结果优于未加权统计量所得到的结果，R2为0.8001，大于0.4251，Durbin-Watson统计量为1.5851大于1.4665，从广义上看，可以认为此时，残差项没有一阶序列相关，F统计量为23.6171，大于其临界值，拒绝所有回归系数为零的假设，回归方程拟合较好。

金融相关比率队的系数为正，并且是在模型中，该系数的t值都相对较大，可见金融相关比率对经济增长的影响比较显著，这一点与米建国（2002）、李建伟（2002）、战明华（2004）、丁晓松（2005）对中国实证分析的研究结果相一致，而金融效率的系数在四个模型中都为负数，且其t值都较大，系数显著，说明，金融效率的提高，即贷款占存款比重的提高反而不利于经济的增长，二者之间存在着负相关的关系，谈儒勇（2004）认为，金融发展与经济增长之间呈现出负相关，这主要是因为货币当局采取逆周期操作政策的结果，货币当局通常采用逆周期的货币政策来平滑经济的波动，追求稳定的经济增长。

本文认为导致FAF系数为负的原因主要在于中部地区的金融市场化改革尚处于初级阶段，金融市场还很不够成熟，也不够规范，非国有金融机构的势力相对较小，因此，导致了处于垄断地位的国有银行效率较低，金融中介对经济的促进作用尚未发挥。虽然近几年中部四省份的金融发展相对速度较快，但去很少有质的提高，银行部门的贷款并没有按照效率优先的原则投入到资本回报率高的行业，而是较多的投入到了效率低下的国有企业，一些有着高预期回报率的民营、私营企业得不到足够的贷款，国有银行的融资大多针对国有企业，国有企业经营效率的低下导致国有银行产生了大批不良贷款，使得银行的贷款规模在量上不断增加，但在质上，却并没有提高，甚至有所下降，导致实际金融效率较低，从而阻碍经济的增长。

表示资本流动的指标RFDI，其对数的系数为正，并且系数的t值也较大，显著不为零，支持了Edison（2002）和Levine（2001）的研究结果，但是应当看到RFDI对数的系数非常的小，其系数都不到0.1，可见资本流动对经济增长的贡献还是十分有限的。

在对控制变量LIRI和PI逐项回归，PI的加入对LIRI的回归系数以及反映金融发展的系数影响都较小。模型中加入LIRI项也对反映金融发展的FIR、FAF、RFDI系数没有太大影响。从模型回归的结果中可以看到，RFDI与经济增长呈现出负相关的关系，但是却不显著，这点与Donny Tang（2006）对APEC国家研究的结果相一致，但是，应当注意到，按照传统的经济学理论，在一定程度上，资本流动的提高会增加资本市场，尤其是股票市场的流动性以及银行部门的效率，从而促进经济的增长。

在中国的中部省份，由于外商直接投资的比重不是足够大，对资本市场流动性没有足够的影响，同时也由于外商直接投资享受到的超国民待遇，都导致了外商直接投资不能有效的促进国内资本市场效率的提高这一结果。而另一个控制变量通货膨胀率，在该模型中不显著，并且系数较小，可以认为，通货膨胀率对经济增长的影响有限。

通过以上对模型回归结果的分析，本文得出结论，在1986年至2004年间，中部四省份的金融发展与其经济增长之间没有显著的相关关系，本文认为导致这种结果的主要原因就在于中部地区的金融市场化改革尚处于初级阶段，金融市场还不成熟，处于垄断地位的国有银行的效率低下，非国有金融机构的势力相对较小，金融中介对经济增长应有的积极作用尚未发挥，虽然，代表金融发展的FIR、FAF、RFDI变量都表现出一定的增长趋势，但是由于诸多的金融市场不健全，根据西方经济学的理论所得出的结论尚且不能直接应用于中国中部地区这一特殊的情况。对此建议：

1、在推进金融市场化改革的进程中，要提高国有商业银行的经营效率，提高金融资产的质晕，发展多元化的金融体系，促使金融市场不断走向成熟和规范。

2、大力发展非国有银行以及其它金融机构，为中小企业、民营和私营企业提供有效的融资渠道，以此积极的发挥金融部门的在国民经济中的主导作用。

3、发展资本市场，提高中部地区企业融资结构中间接融资的比重，加大金融中介对中小企业尤其是民营和私营企业的支持。

4、加大引进外资的规模，减少外商直接投资领域和规模的限制，积极发挥外商直接投资对中部地区资本市场的促进作用，同时应适当开放地区性的资本市场，允许发达国家商业银行经营金融业务，一方面可以加强金融行业的竞争以提高金融部门的效率，另一方面满足发展中部地区所需资金的要求。

（作者单位：中南财经政法大学经济学院）