中國區域金融發展與經濟增長的實證研究

一、金融發展與經濟增長的理論研究改革開放以來，中國國內生產總值從1978年的3645億元增加到2008年的30070億元，增長了約81倍。1978年，存款總額從1367億元增加到47.8億元，貸款總額從1978年的1768億元增加到32億元，分別增長了350x和180x。經濟總規模和金融資產總量迅速增長。我們知道,金融在經濟體系中的作用包括:交易媒介、動員儲蓄、配置資本、分散風險、監督公司治理等作用。概括來說體現在兩個方面:一是提供支付清算系統,便利交易與經濟運行,起血液與管道作用;二是儲蓄和向投資轉化的作用,通過動員儲蓄、促進向投資轉化、提高儲蓄配置和投資效率,促進經濟增長,起蓄水池和發動機作用。現代金融對經濟增長起著至關重要的作用。因此,研究我國金融發展與經濟增長的關系具有重要現實意義。關于金融發展與經濟增長之間的關系,經濟學家們一直存在爭論。最早論及金融發展與經濟增長理論的經濟學家是熊彼特。熊彼特(Schumpeter,1912)認為,功能良好的銀行系統通過甄別并向那些最有機會在創新產品和生產過程中成功的企業家提供融資而促進技術創新,進而促進經濟增長。而一些古典經濟學家們則往往將注意力集中在實體經濟上,他們認為貨幣不過是便利交易的工具,是“蒙在實體經濟上的一層面紗”。如瓊·羅賓遜(1952)宣稱“企業領著金融走”,盧卡斯(1988)則根本不相信金融與經濟增長之間的聯系有何重要性,聲稱經濟學家“過度強調了金融因素在經濟增長中的作用”。他認為,經濟發展創造了對金融服務的需求,從而導致金融部門的發展,即經濟增長帶動了金融發展而不是相反。但是大多數經濟學家還是從理論與實證研究的角度證實了金融發展是經濟增長的必要條件,如格利與肖(GurleyandShaw,1960)、戈德史密斯(Goldsmith,1969)、麥金農(Mckinnon,1973)等人分別從金融中介、金融結構、金融抑制與金融自由化等角度論述了金融因素在經濟增長中的作用,否定了瓊·羅賓遜等人作出的金融發展只是經濟增長的被動反映的觀點。尤其是戈德史密斯(Goldsmith,1969)開創性地運用跨國實證研究,檢驗了35個國家從1860年到1963年的數據,發現金融發展與經濟增長密切相關,但沒有確定金融發展與經濟增長之間的因果關系。Levine和Zervos(1998)的進一步研究表明股票市場流動性和銀行發展水平能預期后期18年左右的經濟增長水平、資本積累水平和生產率改進水平。而Arestis和Demetriades(1997)的研究結果卻顯示“金融發展促進經濟增長決不具有普遍性”。Levine(2000)進行的較為廣泛的跨國實證研究表明較發達的金融體系對經濟增長有正的促進作用。總之,大多數經濟學家認為金融發展對于經濟增長具有巨大的正向作用。關于我國金融發展與經濟增長的關系,國內大多數學者傾向于把中國看作一個整體來研究,如談儒勇(1999)、沈坤容(2000)、韓廷春(2001)、曹嘯和吳軍(2002)、李廣眾和陳平(2002)、王廣謙(2004)、殷劍峰(2006)、陳偉國和張紅偉(2008)等,然而中國各地區的經濟與金融發展不平衡,金融發展與經濟增長的關系表現出顯著的區域性,把中國作為一個整體來研究只是反映了中國金融發展與經濟增長的一個平均水平,并沒有揭示各地區之間的顯著差異。二、面板數據分析本文以中國各地區金融發展與各地區經濟增長之間的關系為研究對象,采用面板數據分析在不同省區和時間上地區金融發展與經濟增長所呈現的關系,即從截面和時間序列兩個方向上進行二者關系的研究。(一)面板數據模型估計的基本程序設有因變量y式(1)中是考慮k個經濟指標在N個個體及T個時間點上的變動關系。其中N表示個體截面成員的個數,T表示每個截面成員的觀測時期總數,參數α由于含有N個個體成員方程的模型和含有T個時間截面方程的模型在估計方法上類似,我們這里以含有N個個體成員方程的模型的估計為說明對象。根據截距項向量α和系數向量β中各分量的不同限制要求,可以將含有N個個體成員方程的面板數據模型分為3種類型:無個體影響的不變系數模型、變截距模型、含有個體影響的變系數模型。分別用式(2)、(3)、(4)表示。在對面板數據模型進行估計時,使用的樣本數據包含了個體、指標、時間3個方向上的信息,如果模型形式設定不正確,估計結果將會偏離較遠。因此要對模型形式進行檢驗,即要檢驗被解釋變量y如果結果接受假設H檢驗假設H其中,S如果計算所得的F類似,檢驗假設H如果計算所得的F以上3種模型中,模型(3)即變截距模型是面板數據模型中的最常見的一種形式。根據個體影響的不同形式,變截距模型有可分為固定影響變截距模型和隨機影響變截距模型兩種。當數據中包含的個體成員是所研究總體的所有單位時,即個體成員單位之間的差異可以被看作回歸系數的參數變動時,固定影響模型是一個合理的面板數據模型,例如進行各省比較分析時,數據包括了所有的省份,此時使用固定影響模型進行分析是合理的。然而,當個體成員單位是隨機地抽取自一個大的總體時,固定影響模型便僅適用于所抽到的個體成員單位,而不適用于樣本之外的其他單位。(二)被解釋變量檔案為了研究我國各地區金融發展與經濟增長之間的關系,我們用金融資產總量的增長來描述金融發展,金融資產總量包括廣義貨幣M2、股票市值、債券余額三部分。由于統計資料的缺乏,且存貸款之和占金融資產的絕大部分,我們選取存貸款余額之和替代金融資產總量。我們選擇全國31個省市自治區1978-2008年的存貸款余額之和作為解釋變量,各省市自治區1978-2008年的GDP作為被解釋變量,分別用X、Y表示。所有數據均來自《新中國五十五年統計資料匯編》、各省市自治區國民經濟和社會發展統計公報(2005-2008年),為了消除異方差,對X和Y分別取對數記為Ln(X)和Ln(Y),數據采用Eviews5.1進行處理。三、回歸模型殘差平方和估計結果本文中N=31,T=31,k=1,把樣本數據分別按模型(2)、(3)、(4)進行回歸,得到模型(2)、(3)、(4)的殘差平方和分別為S估計結果如表1:四、金融發展與經濟增長間的匹配機理由表1,經過改革開放31年以來的發展,我國的金融資產總量與經濟總量呈很強的正相關,相關系數達到0.7966,說明我國的金融發展對經濟增長有強勁的推動作用。截距項顯示的是各地區金融發展對經濟增長的影響程度,截距項越大,金融發展對經濟增長的推動作用越大。表1中截距項較大的省份有湖南、江蘇、山東、河北、河南、安徽、浙江等省份,表明這些省份金融發展對經濟增長的促進作用較大。截距項的不同表明各省的經濟基礎不同對結果造成的影響,相對來說,湖南、江蘇、山東、河北、河南、安徽、浙江這些省份的金融發展與經濟增長更加匹配,表現為金融發展對經濟增長的推動作用更大。總體來說,東部發達地區的截距項較高,而中西部地區的截距項較低。另外,我們選取金融資產總量的增長來描述金融發展,假定各地區的金融發展對經濟增長的推動作用主要表現為金融規模的擴張對經濟增長的推動,然而金融發展不僅包括金融規模的擴張,還包括金融效率的提高、資本市場的發展等,本文中并沒有將金融效率的提高和資本市場的發展指標納入模型,這留待以后的研究中加以分析,然而東部省份金融發展的層級已到達金融效率提高和資本市場發展的更高階段,有些東部發達的省市截距項不是很高,可能因為這些東部省份的金融規模的擴張對其經濟增長的推動只是一部分,金融發展不單單表現為規模擴張,這樣有些東部省份的結果就出現了一定偏差。但無論如何,表中顯示大部分中西部地區的金融發展對經濟增長的促進作用較弱,如寧夏、新疆、青海等截距項都很低,這是因為改革開放以來,中西部不發達省份金融發展的基礎本來就較弱,再加上東部發達省份經濟的快速發展對資金的需求較大,甚至出現中西部地區的資金在本身不能滿足本地企業資金需求的同時,出現中西部地區資金流到東部發達地區