金融發展對經濟提升的重要性范文

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文獻綜述與研究假說

金融發展與經濟增長的關系研究一直是理論界關注的重點。Goldsmith(1969)分析了35個國家從1860－1963年間的金融結構和金融發展問題，提出了著名的金融結構論，認為一國金融工具和金融機構就構成了金融結構，決定金融結構、金融工具存量和金融交易流量的經濟因素的相互作用及其變化就構成了該國的金融發展。金融結構的存在和發展是金融發展的基礎，也是經濟增長的一個必要條件。基于此，他提出了金融相關比率(FIR)概念，即某一時期一國全部金融資產價值與該國經濟活動總量的比值，用來說明經濟貨幣化程度。Mckinnon和Shaw(1973)提出了“金融抑制”和“金融深化”的理論，即政府對金融發展的制約以及利率的管制會束縛金融的發展;而解除金融抑制，放松對金融部門的管制，則能夠促進經濟健康發展;金融制度與經濟發展之間存在相互促進、相互制約的關系，健全的金融制度能夠促進經濟的發展，現代金融發展是經濟增長的重要原因。King和Levine(1993)使用計量經濟學工具，通過檢驗得出了金融發展與經濟增長之間具有較強的正向關系，即一國金融發展能夠促進經濟增長的結論。MichaelK．Fung(2009)通過實證分析得出發達國家金融發展與經濟增長有較強的正向關系而發展中國家金融弱化問題普遍明顯。

M．KabirHassan、BenitoSanchez和Jung－SukYu(2011)利用面板數據得出在新興經濟體中，政府的政策支持是促進金融發展和經濟增長的重要因素，一個完整的金融體系是促進經濟發展的必要但不充分條件。在國內文獻中，關于中國金融發展和經濟增長的關系，周立、王子明(2002)分地區對中國金融發展和經濟增長關系的檢驗，得出各地區金融發展與經濟增長強關系的結論。冉光和、李敬、熊德平、溫濤(2005)通過對中國金融發展與經濟增長關系的區域差異研究，認為中國金融發展與經濟增長關系具有明顯的區域差異:西部地區金融發展與經濟增長之間具有金融發展引導經濟增長的單向長期因果關系，而無短期因果關系;東部地區金融發展與經濟增長之間既具有明顯的雙向長期關系又具有雙向短期因果關系。王定祥、李伶俐和冉光和(2009)運用中國1952－2007年的時序數據，運用協整、誤差修正模型、脈沖響應等計量工具，基于資本分工視角并運用新古典經濟增長模型，研究了金融資本形成促進經濟增長的內在機制。

很多專家學者也從區域金融發展和經濟增長之間的關系入手進行探究。楊勝剛、朱紅(2007)從分析中部地區經濟與金融發展的現狀入手，利用中部六省面板數據對中部地區金融發展與經濟增長總量、產業結構優化以及城鎮化水平之間的關系進行了研究，結論是，中部金融發展與經濟增長具有長期均衡的關系，但在短期則無明顯關系。姚耀軍(2009)運用運用區域宏觀經濟數據在新古典經濟增長理論框架下對金融發展的經濟增長效應進行實證檢驗，發現非正規金融發展的區域差異對經濟增長的區域差異具有顯著的解釋力。綜合國內外文獻，不難看出，國內外學者對于金融發展能否有效的促進經濟增長存在著廣泛的爭議。本文基于已有的理論成果，從山東省的實際情況出發，利用1952－2011年時間序列數據，通過協整檢驗、誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗、脈沖相應函數等方法來證實山東省金融發展與經濟增長的關系，并為山東省的金融經濟發展提出政策建議。

模型設定、數據采集與研究方法

(一)模型設定

本文引入KingandLevine(1993)的總生產函數模型，在此基礎之上推導出本研究所需要的計量經濟模型。模型為:其中Y表示經濟總產出，K為總資本的投入，L代表勞動力投入，F是金融發展水平。為了單獨衡量金融發展水平以及與之相關的資本投入對經濟總產出的影響，按照ParenteandPrescott(1991)的方法，對勞動力投入施加一個容量限制L，從而有:令m=(L，L)，表示經濟的最大生產能力，此時一旦達到最大勞動力容量，經濟就面臨恒定的規模收益，總產出就取決于真實資本投入與金融發展水(4)式中，在衡量金融發展水平時，既包括金融總量的增加，又包括金融結構的優化和改善，這里我們僅從金融總量上來考察金融發展水平。參考KingandLevine(1993)的做法，我們選取了三個指標:一是Goldsmith(1969)提出的金融相關率(FIR)，即廣義貨幣量M2與GDP的比率，表示金融發展規模，用FS表示;二是金融機構貸款與存款的比率，用以表示金融發展效率，以FE表示;三是股票債券市場的發展，表示金融發展結構。由于我們所選取的是省級數據，第三個指標在數據上收集比較困難，因此我們不予考慮。廣義貨幣量M2難以具體衡量，我們選擇山東省金融機構存貸和來替代。

綜合以上分析，我們用金融機構存貸和與GDP的比值(金融發展規模)、金融機構貸款與存款的比率(金融發展效率)來衡量山東金融發展。于是，山東金融發展的函數為:(8)式為人均產出模型，其中β1為資本的邊際產出，β2為金融發展規模的邊際產出，β3為金融發展效率的邊際產出。如果不考慮技術進步，政府干預等因素的影響，利用(8)式可以考察山東金融發展與經濟增長之間的關系。在衡量經濟發展上，我們選取山東省居民人均GDP作為指標，以代替(8)式中的dF/m，用財政支出與GDP的比值表示政府投入對經濟支持的力度，用GOV表示，以考察政府財政投資對產出增長的影響，并代替式(8)中的資本(K)。基于此研究設定了如下向量自回歸模型予以實證分析:其中，RGDPt為山東省居民人均GDP，GOV為政府投資規模，FS為金融發展規模，FE為金融發展效率。

(二)數據的采集與處理

本研究涉及的變量為居民人均GDP、政府財政支出以及金融發展水平相關的三個指標。本研究所使用的數據來自山東統計信息網、《新中國五十年統計資料匯編》、《新中國六十年統計資料匯編》、《山東省金融運行報告》、《中國金融年鑒》、《中國證券期貨統計年鑒》以及《中國人民銀行濟南分行金融年鑒》，時間跨度為1952－2011年，采用Eviews6．0進行統計處理。居民人均GDP我們用RGDP表示，以1952年為基期將名義人均GDP折算成真實人均GDP。金融發展規模(FS)用山東省歷年存貸款和/歷年真實GDP表示，其中每年存款和貸款均是本年與上年之和取平均值得出。金融發展效率(FE)用山東省歷年貸款/存款得出，存款和貸款的算法同上。政府的財政投入(GOV)用山東省歷年的財政支出額/真實GDP得出，其中歷年的財政支出額以1952年為基期算出真實值。

(三)研究方法

傳統的經濟計量方法運用變量的水平值來研究經濟變量之間的關系，在考慮變量關系時，最常用的方法是OLS法，但是OLS法使用的前提是變量平穩，若所考察的變量為非平穩的時間序列變量，使用OLS法容易出現偽回歸現象，推斷的結果往往是錯誤的，因此為了避免出現偽回歸現象，本文用Dickey和Fuller(1981)提出的ADF單位根檢驗法來檢驗變量的平穩性，對非平穩變量進行差分處理使之成為平穩的時間序列。如果變量是單整的，那么就對變量進行協整檢驗，從而確定變量之間的長期均衡關系。協整理論認為:兩個或者多個非平穩的時間序列線形組合如果是平穩的時間序列，那么就稱為協整。協整檢驗從檢驗對象上可以分為兩種:一種是基于回歸系數的檢驗，如Johansen協整檢驗，該檢驗一般運用于多方程的向量自回歸模型。另一種檢驗是基于回歸殘差的協整檢驗，一般運用于單方程。

本研究將采用Johansen提出的協整檢驗(JJ檢驗)來檢驗變量之間的協整關系。在得到協整結果后，如果兩個變量之間確實存在協整的關系，根據Granger表示定理(GrangerRepresentationTheorem，Engle，Granger，1987)，可以引入誤差修正模型(Eor-roCorrectionModle)進行短期因果分析。如果變量間不存在協整關系，那么我們就對穩定的差分變量進行格蘭杰因果關系檢驗(GrangerCausalityTest)進行分析，格蘭杰因果關系檢驗的最優滯后期根據AIC準則來確定。

實證結果與分析

(一)單位根檢驗

本文用eviews軟件，對居民人均GDP的對數形式以及其他變量進行單位根檢驗，以確定其平穩性，最佳滯后階數按照AIC值最小的原則來確定。通過檢驗發現，LnRGDP、KR、FS、FE均為非平穩變量，對其進行一階差分處理后再進行單位根檢驗后，我們發現△lnRGDP、△GOV、△FS、△FE不含單位根，即為平穩變量，表明這些變量均為一階單整序列。具體的檢驗結果如表1所示:

(二)協整檢驗

由單位根檢驗可知，上述變量的對數形式為一階單整序列，由協整理論我們知道，這些指標可能存在某種線性組合，從而可以反映出變量在長期的穩定關系。我們利用Johansen協整檢驗來判斷這幾個變量之間是否存在協整關系。Johansen協整檢驗是一種基于回歸系數的協整檢驗，在檢驗之前，我們必須先構造向量自回歸(VAR)模型，然后確定模型的結構和最優滯后期。由上述單位根檢驗我們發現，LnRGDP、GOV、FS、FE四個變量有三個都只含有截距項，不含趨勢項，因此在確定VAR模型結構時，我們選擇模型只含有截距項。在確定最優滯后期時，我們根據LR、FPE、AIC、SC、HQ統計量最小原則確定最優滯后階數為2。協整檢驗結果如表2所示協整方程表明了在1952－2011年這四個變量之間存在長期均衡的關系，并且山東的政府投資規模與居民人均GDP之間存在正向關系，金融發展規模以及金融發展效率與人均GDP存在反向關系。這說明通過擴大政府投資能夠促進經濟的增長，但是金融的發展對經濟增長的貢獻卻沒有得到體現。

協整檢驗說明了LnRGDP、GOV、FS、FE之間存在長期均衡的關系，但是實際的經濟數據是由非衡過程轉變到均衡過程的。根據Granger表示定理(GrangerRepresentationTheorem，Engle，Granger，1987)，如果變量之間存在協整關系，可以引入誤差修正模型(EorroCorrectionModle)進行短期因果分析。在誤差修正模型中，FS和FE在滯后1期和滯后2期時系數為負，這說明金融發展規模(即經濟貨幣化程度)和金融發展的效率(即金融機構信貸資金轉化率)對經濟增長在短期沒有正向影響;相反，GOV的系數在滯后1期和2期都為正，這表明政府投資在短期也能夠有效促進經濟增長，投資的增長是山東省經濟增長的主要推動力，經濟的增長受政府支持力度的影響很大。

(三)脈沖響應分析

協整檢驗證明山東金融發展與經濟增長、政府投資規模的VAR模型在長期是穩定的，因此可以利用sims(1980)提出的脈沖響應來單獨反映金融發展與經濟增長之間的關系。脈沖響應函數描述的VAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。沖擊反映的結果如圖1所示。圖1顯示的是山東省居民人均GDP與金融發展對相關單一沖擊的標準差(±SD)的動態反映。

從中可以得到如下結論:(1)山東金融發展規模(FS)和金融發展效率(FE)對自身產生正向沖擊有利于自身的改善，正向影響十分顯著，分別在第4和第2期達到最大值。(2)金融發展規模(FS)對居民人均GDP產生負向影響，并呈現持續下降的趨勢，其負面效應在第6期達到最大;(3)金融發展效率(FE)對居民人均GDP也產生了負向影響，沒有轉為正向影響的趨勢，在第10期負面效應達到頂點。

通過協整檢驗和脈沖響應分析不難發現，金融發展效率(FE)和金融發展規模(FS)與經濟增長產生負向關系，這一發現與普遍認為的金融發展和經濟增長是相輔相成的促進關系背離，但我們考察山東省經濟增長的特性就能探究出其原因所在。金融發展規模和人均GDP的負相關意味著山東省的貨幣化程度和經濟增長存在負向關系，這反映了山東省金融資源配置效率不高，山東省經濟增長模式還是粗放型的。金融發展效率與經濟增長存在負向關系，這可能是金融抑制的作用。山東省企業投資資金絕大部分來自銀行貸款，但是由于體制的原因，銀行信貸大都流向了那些經濟資源效率配置較低的國有單位而不是按照市場經濟效率原則來決定，而山東省國有企業所占比重很高，大多數企業經營效益并不理想，這使得銀行信貸的增加造成了很多壞賬，造成金融資產質量很低，在一定程度上阻礙了經濟的增長。這在一定程度上表明金融業受到了政府的控制，金融體系被賦予財政職能，金融體系市場化受到嚴重影響。但是山東省的經濟發展水平確實逐年增長并且躍居全國前列，這其中的原因與政府投資的不斷增加密切相關。

換言之，山東省缺乏一個與經濟增長相匹配的金融發展水平，其金融的發展是低效率的、低層次的，金融發展在促進經濟增長中的作用沒有得到很好的發揮，制約了山東省經濟更好的發展。政府財政支出額反映了政府對經濟增長的支持力度，財政支出與人均GDP呈正向關系，說明政府支出對經濟的貢獻是很大的，但也從側面反映了山東省經濟體制不靈活，經濟增長方式過于單一，國有經濟占經濟總量的比例過大等問題。

結論與政策建議

本文通過實證分析，揭示了1952－2011年山東省金融發展與經濟增長之間的關系。結果顯示:山東省的金融發展沒有很好地發揮對經濟增長的促進作用，與經濟增長存在負向關系，而政府的投資是拉動山東省經濟增長的重要原因。山東省的金融功能弱化，降低了金融體系的融資功能，使金融發展在促進經濟增長方面大打折扣。

基于以上結論，我們對山東金融發展與經濟增長提出以下建議:(1)努力改善金融經營環境，更多地發揮金融機構對經濟增長的促進作用。應積極依托山東半島的資源優勢，綜合開發海洋資源，發展海洋經濟，促進傳統經濟與海洋經濟協調發展，為山東省金融支持經濟提供新的服務空間。(2)改善金融機構經營管理機制，提高金融服務于實體經濟的能力。積極培育和引進中小金融機構，許可民營金融資本的市場準入，健全山東省金融組織體系，營造適度競爭的金融經營機制，促使金融機構改進經營管理，提高服務質量，努力開拓自己的市場，打破山東原有的金融業壟斷經營格局。(3)健全山東小額信貸體系，促進微型金融健康發展。根據山東民營經濟和農村發展的客觀實際，金融機構應當積極主動深化信貸服務創新，適時推出適合實體經濟需求的小額信貸產品，創新風險管理機制，緩解微型企業和農戶的融資困境;(4)國有金融機構應該在風險可控的原則下積極承擔部分社會責任，盡可能支持那些有發展前途的中小企業，對具有發展潛力的民營企業予以優惠利率融資，消除所有制歧視。(5)加快地方政府職能的轉變。針對經濟發展過程中的實際困難，省政府應當通過財政補貼、稅收優惠等措施誘導金融機構積極為融資困難的實體經濟主體融資。(6)依托海洋經濟優勢，積極鼓勵金融機構開發出口金融服務業務，促進山東外向型經濟的可持續發展。

作者：王定祥許瑞恒單位：西南大學經濟管理學院