金融支持經濟增長解析范文

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一、引言

金融與經濟的關聯有兩種方式，一是經濟增長為金融創新提供現實基礎，從而拉動金融發展；二是金融發展提高資源配置效率，從而推動經濟增長。但這兩種作用也不是截然分開的，往往相互交融。前者在發達國家表現得最為明顯，而后者則在發展中國家表現得更為突出。中國是發展中國家，金融與經濟之間的理論關聯應該是第二種模式。自改革開放以來，經濟增速較快，特別是進入21世紀以來，經濟轉型速度加快，政府也不斷利用金融工具調控經濟發展模式與經濟增長方式。金融支持經濟增長的渠道有多種，但最主要地集中于商業銀行、資本市場及保險市場。商業銀行通過信貸渠道傳遞宏觀經濟政策取向，調控經濟增長；資本市場通過資產證券化，以及證券的發行與交易，優化資源配置，提高經濟增長效率；保險市場通過保費收入和保險覆蓋，一方面為經濟增長提供不竭的資金來源，另一方面為經濟的可持續增長提供安全保障。然而，對處于轉型期的中國經濟而言，改革已進入深水區，但金融市場尚處于不斷的發展和完善過程中，金融對于經濟增長的支持作用究竟如何，亟需明晰，以便為政府通過金融工具調控宏觀經濟，以及通過金融市場聚集金融要素與優化金融資源，提供經驗證據。

二、相關文獻評析

由于金融是經濟的核心，關于金融發展對經濟增長的作用，國外學者從理論與實證兩個方面進行了深入的研究，雖然觀點不一致，但形成了豐富的文獻。主要觀點歸結起來有三種，其中主流觀點認為，金融發展對經濟增長具有正向促進作用。如，麥金農在其所提出的“金融深化”理論中已經充分意識到金融發展對于經濟增長的重要性，首次把金融和經濟增長密切結合起來，雖然他認為金融體制與經濟發展之間存在互相刺激、互相制約的關系，但金融發展在經濟增長中具有極為重要的戰略地位。Rousseau和Wac⁃thte則借助向量誤差修正模型，基于美國、英國、加拿大、挪威和瑞典五國1870—1929年間的數據，對金融發展與經濟增長之間的關系進行檢驗后認為，金融發展對實體經濟活動具有極為重要的積極作用。ThorstenBeck，RossLevine則考察了更為廣泛的區域，他們通過對40多個國家的數據進行分析后發現，兼顧聯立偏差、遺漏變量和國家特性后可以證明，作為金融市場重要組成部分的股票市場和銀行市場都對經濟增長具有正向促進作用。第二種觀點認為，金融發展與經濟增長之間并不存在理論所述的必然關聯。如，薩伊基于西方經濟學中的“兩分法”，通過分析貨幣與經濟現象之間的關系后，提出貨幣中性論，即貨幣只是實體經濟的面紗，其與實體經濟增長之間并無必然的關聯。盧卡斯則毫無掩飾地指出，經濟學家“惡劣地過度強調”了金融因素在經濟增長中的作用。第三種觀點則認為，金融發展指標與經濟增長之間甚至存在負向關系。其中代表性的文獻為Akimov，Alexandr。這篇文獻基于內生增長模型，采用面板數據分析方法，通過對不同的金融發展指標進行檢驗后發現，在部分國家，特別是轉型經濟國家，金融發展對經濟增長的抑制效應較為明顯。

在中國的經濟轉型進程中，鑒于金融發展，特別是動蕩的國際金融背景下金融市場不斷對外開放的現實，國內學者采用實證方法對中國金融發展與經濟增長的關系進行了檢驗，但所得結論并不一致。多數文獻認為，中國金融發展對經濟增長具有正向刺激作用。如，周立、王子明以1978年到2000年的金融相關比率和金融市場化比率來衡量金融發展水平，得到代表性省區和中國東中西部的金融發展與經濟增長的回歸方程，認為中國各地區金融發展與經濟增長強相關，初始金融深度對經濟增長和投資增長有顯著的影響，金融差距可以部分解釋地區經濟增長的差異。王志強、孫剛從中國金融總體發展的規模擴張、結構調整和效率變化三個方面，利用帶有控制變量的向量誤差修正模型、協整關系檢驗法和格蘭杰因果關系檢驗，證實了從20世紀90年代以來，中國金融發展與經濟增長之間有密切聯系，存在顯著的長期相關性和顯著的雙向因果關系，說明金融發展規模的擴張、結構的變化與調整和金融效率的改善與提高對經濟增長都有促進作用，而中國經濟增長又會全面推動金融發展。沈坤榮和張成引入內生金融發展的理論與政策，以金融機構的貸款余額與GDP的比值來衡量金融發展的程度，分地區和時間引入虛擬變量，基于跨地區動態數據的實證研究，指出提高金融中介效率能有效促進經濟增長。方先明等借助空間相關模型，深入分析了銀行貸款余額、股票總市值和保費收入對中國經濟增長的貢獻后認為，中國金融支持經濟增長具有空間依賴性和空間相關性，從總體來看銀行貸款余額對經濟增長的作用最為顯著。然而，對于中國金融發展與經濟增長之間的關系，并不是所有研究都這樣肯定。有部分文獻認為，至少作為中國資本市場重要組成部分的股票市場，其與中國經濟增長就不存在必然的相關性，甚至存在負向影響。如，封思賢等則基于長三角的經濟金融數據，分析了金融市場轉變與經濟增長方式轉變之間的關系，結果發現：在長三角地區，除金融開放對經濟增長方式轉變存在一定程度的影響外，信貸規模、證券市場等對經濟增長方式的轉變并不存在顯著的影響。與此具有相似觀點的文獻有談儒勇等。當前，隨著中國金融體制改革的深入，金融市場不斷發展和完善，銀行、證券和保險業相互交融，對經濟增長的影響錯綜復雜。然而，綜觀國內外的現有文獻，較少有將三者綜合起來考察金融發展對經濟增長的促進作用。為此，本文綜合考慮現階段中國金融支持經濟增長的渠道，借助變系數面板數據模型，從銀行、證券和保險市場三個方面綜合研剖中國金融發展對經濟增長的作用，以期為促進我國金融市場發展，提升金融支持實體經濟的效率提供政策依據。

三、檢驗模型構建

（一）變量選擇為全面分析中國金融發展對經濟增長的作用，實證變量選擇如下：1.被解釋變量被解釋變量為經濟發展水平指標，選擇省域GDP。這是因為，一方面，省域GDP能夠全面衡量省域經濟的發展水平，另一方面，相對于其他衡量經濟發展水平指標，GDP更為可靠且可得。2.解釋變量對于解釋變量的選取，考慮到金融對于資金的配置主要有銀行、證券以及保險三種途徑。在每種途徑中選取一個關鍵變量，用以代表該途徑的金融支持指標，具體為：銀行信貸余額（X1）。中國是銀行主導型的金融市場，在經濟增長過程中商業銀行對經濟資源的配置作用至關重要。因為間接融資仍然是我國資金配置的主要形式，而間接融資中又主要以銀行信貸為主，所以選擇各省域商業銀行貸款余額來作為金融支持通過銀行途徑的指標，記為X1。上市公司總市值（X2）。隨著我國多層次資本市場的建立與完善，資本市場在金融資源配置中的作用越來越重要。因為，資本市場的發展可加速儲蓄向投資轉化，擴大投資，提高邊際社會生產率，促進資源合理配置，改善公司治理結構，進而促進經濟增長。在以直接融資為主的資本市場中，直接融資的形式以股權融資和債務融資為主。由于債務融資的相關數據很難以省域進行歸類，故研究中以省域上市公司股票總市值作為通過證券途徑對經濟增長的金融支持，記為X2。保費收入（X3）。相比較于商業銀行、證券市場的發展水平，保險業在我國的起步較晚，但近年來發展迅速，其對于經濟可持續增長正發揮越來越重要的作用。由于保費收入是衡量保險業發展的較為重要的指標，因此研究過程中，選取各個省的保費收入作為通過保險途徑對經濟增長的金融支持指標，記為X3。

（二）檢驗模型根據科布-道格拉斯生產函數，影響一個經濟體產出的最主要因素在于：資本、勞力和技術水平。由于勞動力素質和供給，以及技術水平，受科技發展的限制，在一個相對不長的時期內不會有較大程度的改變，因此影響產出的最主要還是資本的投入，而資本的投入可以通過銀行信貸余額、上市公司市值、保費收入來全面體現。考慮到面板數據模型在降低共線性程度、提高預測精度和消減統計誤差的影響等方面優于傳統分析模型，同時通過橫截面數據的引入，能夠更加直接、更加精確地推斷序列間的本質關系的，在設定、控制面板單元差異方面也具有更大的靈活性。因此，構建如下的基于面板數據的檢驗模型。

四、金融支持經濟增長檢驗

（一）樣本選擇與數據來源為了全面而深入地探究金融支持對經濟增長的作用，研究中以中國大陸31個省域為對象，選取各省域GDP、銀行信貸余額、上市公司股票總市值以及保費收入等指標，借助所構建的檢驗模型，剖析中國經濟發展中的金融支持與經濟增長的現實特征。樣本時期確定為1998—2013年。樣本起始年份選擇為1998年，是因為伴隨著中國社會經濟的發展，行政區劃會相應地進行調整，1997年重慶市從四川省單列出來成為直轄市，經過一年，其各項統計數據趨于穩定，因此研究樣本的起始年限為1998年，而2013年的相關統計數據是研究過程中所能得到的最新數據。考慮到中國政府為應對美國次貸危機所引發的金融危機對中國經濟發展與金融市場產生劇烈沖擊而采取的經濟刺激計劃，可能改變中國金融支持經濟增長的特征，為此將整個樣本期以2008年為界劃分為兩個子樣本區間。即，子樣本區間1：1998—2008年；子樣本區間2：2009—2013年。實證分析數據來源說明如下：1998—2012年的GDP數據來源于《中國統計年鑒1999—2013》，2013年的GDP數據來源于中國經濟與社會發展數據庫；1998—2002年的保費收入統計數據來源于《中國金融年鑒：2003》，2003—2007年的保費收入統計數據來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的保費收入統計數據來源于《中國統計年鑒—2013》，2013年的保費收入數據來源于中國保險監督管理委員會網站；1998—2002年的銀行貸款統計數據來源于《中國金融年鑒—2003》，2003—2007年的銀行貸款統計數據來源于《中國金融年鑒—2008》，2008—2012年的銀行貸款數據來源于各省市《統計年鑒：2009—2013》，2013年的銀行貸款數據來源于各省市2013年《國民經濟和社會發展統計公報》；1998—2008年的上市公司股票總市值根據Wind數據庫中相關數據整理而得到，2009—2013年的上市公司股票總市值根據iFinD數據庫中相關數據整理而得到。

（二）基于子樣本區間—數據的檢驗1.變量間的長期穩定關系檢驗當變量為非平穩或不是同階單整時，會導致偽回歸現象的發生，各變量平穩或同階單整是變量間協整檢驗的前提。因此研究過程中先進行面板數據的單位根檢驗，再進行面板數據的協整檢驗。（1）單位根檢驗針對面板數據的平穩性檢驗方法常用的有Levin、Lin、Chu（LLC，2002）、ImPesearn，Shin（IPS，1997）、Fisher-ADF（1999）以及Fisher-PP（1999）檢驗，為避免單一方法可能存在的缺陷，現采用這四種方法對變量的平穩性進行檢驗，結果見表1。表1顯示，地區生產總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入均為非平穩序列，因為任何一個變量都不能同時通過四種檢驗。但各變量的一階差分序列，則是平穩的，因為它們在1%的顯著性水平下同時通過了四種檢驗（地區生產總值的IPS和ADF檢驗結果則是在10%的顯著性水平下通過），檢驗p值絕大多數為零。因此，地區生產總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入四個變量是同階單整（一階單整）的，基于此進行協整檢驗。（2）協整檢驗為確定變量間是否存在長期的穩定關系，需進行協整檢驗。針對面板數據的協整檢驗方法依據原假設的不同有兩種：一是原假設為不存在協整關系，從面板數據中得到殘差構造統計量進行檢驗，如Pedroin（1999）所提出的檢驗方法；二是原假設為存在協整關系的，如Mccoskey和Kao（1998）中的LM檢驗。現采用Pedroni協整檢驗和Kao-ADF協整檢驗方法，進行多重的協整檢驗，Pedroni協整檢驗結果見表2。由表2可知，地區生產總值、銀行信貸余額、上市公司總市值以及保費收入間具有長期穩定關系。因為，組內統計量中除了Panelv-Statistic統計量沒有通過10%的顯著性水平外（p值為0.3810），其余的組內統計量和組間統計量都通過了5%的顯著性水平（p值小于0.05）。KAO檢驗是同質面板數據檢驗，有DF和ADF兩類檢驗。ADF檢驗為了修正固定效應模型誤差項的序列相關性，基于固定效應模型殘差式構建面板協整的ADF統計量。Kao-ADF協整檢驗結果見表3。根據表3，由Kao-ADF協整檢驗結果可同樣得出同表2相似的結論，因為t統計值為-5.383334，通過檢驗。因此，變量間存在長期穩定的關系，基于此進行模型設定，并進行參數估計。2.回歸模型確定及參數估計（1）回歸模型的確定基于面板的回歸模型通常有混合模型、變截距模型和變系數模型三種，而哪一種模型更適合本研究的實證數據，使得所獲結果更加穩健與可靠，需構建F統計量，并根據F統計量的值進行確定。針對混合模型、變截距模型和變系數模型的具體檢驗結果見表4。根據表4，由于F1、F2的值各自為3.32和23.77，分別大于查表所得的1.57與1.51，所以實證模型拒絕混合模型與變截距模型，而采用變系數模型。具體分析時，模型⑴中的N取31，代表中國大陸省域的數目；T為11，表示樣本年限。（2）參數估計根據模型⑴，采用變系數模型進行參數估計，結果見表5。表5顯示，基于截面數據的變系數模型在子樣本區間一內能夠充分揭示中國經濟發展過程中金融支持與經濟增長間的本質關聯，因為模型檢驗統計量R2=0.997569，F=1135.115，這說明實證分析所選擇的回歸模型具有較高的精度①。根據表5所列示的參數估計結果可知，在子樣本區間一內，省域銀行信貸余額對經濟增長的支持作用較為顯著。因為，就省域銀行信貸余額前系數bi估計結果來看，有18個省域的數值超過1，其中江西省的銀行信貸余額前參數估計值最大，達到1.948485。這說明當銀行信貸余額增加時，其對本省域經濟增長的貢獻將大于其本身的增長額，這一特征在華東地區表現得尤其明顯。在余下的13個省域中，有11個省域銀行信貸余額前的系數估計結果小于1，但大于0。這說明，在這11個省域中，銀行信貸余額對省域經濟增長具有正向促進作用，但在變動幅度相同的條件下，力度相對較小。不可忽視的是，上海市與黑龍江省銀行信貸余額前的參數估計結果為負（分別為-1.37453和-0.10731），這可能是緣于銀行信貸余額對經濟增長的作用存在邊際效應遞減現象，或銀行貸款的使用效率不高，或存在過度放貸現象所致。表5還顯示，省域上市公司股票總市值前的參數ci估計值均較小，最大的為黑龍江省，其值也僅為0.144399。更有河北、安徽、江西、重慶以及寧夏等5個省域，其上市公司股票總市值前的參數估計結果為負①，這一比例達到16.13%。這說明，作為中國資本市場重要構成部分的股票市場，對經濟增長的正向貢獻并不顯著，甚至在不少的省域還存在負向作用。同時，根據表5還可看出，以保費收入衡量的保險市場對經濟增長的促進作用在不同的省域表現并不相同，其中具有正向相關關系的省域有17個，占中國大陸全部省域的54.84%，而呈現負向關系的有14個，占45.16%。呈現負向相關關系的省域主要集聚在華北、華東地區。但無論是正向相關關系，還是負向相關關系，其作用均不強，因為保費收入前的參數估計值均較小。在正向關系中，最大的為上海，其值為0.80889，而負向關系中最為明顯的是山東省，其參數估計值為-0.48322。出現這一現象的原因，一方面與中國保險市場的起步相對較晚有關，另一方面也應與中國金融市場投資品種相對單一，保險資金的投資渠道受到限制有關。

（三）基于子樣本區間二數據的檢驗基于子樣本區間二的數據進行檢驗，結果表明：地區生產總值InY、銀行信貸余額InX1、上市公司總市值lnX2以及保費收入lnX3間具有長期穩定關系；回歸模型應采用變系數模型。據此，模型（1）中的具體參數估計結果見表6。根據表6同時結合表5可以看出，由美國2007年次貸危機誘發的國際金融危機顯著改變了中國金融發展與經濟增長之間的關系，使得銀行業和保險業對經濟增長的作用顯著增加，而股票市場對經濟增長的負向影響則越發明顯。

五、結論與啟示

本文基于1998—2013年的中國大陸31個省市的面板數據，借助變系數回歸模型，從銀行業、證券業以及保險業三個方面分析了金融支持與經濟增長間的相關關系。結果表明，在2008年以前，銀行信貸余額對經濟增長的促進作用最為顯著，這與我國銀行主導型的金融體制相吻合；以上市公司股票總市值為指標進行衡量的股票市場，以及以保費收入為指標進行衡量的保險市場，對經濟增長的作用并不明顯；盡管股票市場與保險市場對經濟增長的作用不強，但在大多數省域股票市場對經濟增長仍具有正向促進作用，而保險市場則不同，幾乎有一半的省域其保費收入與經濟增長間呈現負向關系。然而，自2009年始，保險業發展對中國經濟增長的正向促進作用開始顯現，而股票市場則對經濟增長呈現明顯的負向影響。目前，中國的金融體制是銀行主導型的，信貸投放量也是主要的貨幣政策中介目標之一，在銀行信貸余額與經濟增長總體呈現正向關系的條件下，貨幣當局可以通過控制銀行信貸投放量，調整流通中的貨幣供應量，從而實現經濟持續、平穩增長。同時，應該看到股票市場對經濟增長的作用極為有限，近年來負向作用越來越明顯，這說明在中國的股票市場中投機氣氛較濃，股票市場脫離經濟基本面，與實體經濟發展趨勢不相適應。這一現象與完善資本市場結構，大力發展股票市場的初衷是不相符的。因此，要充分發揮股票市場支持經濟增長的功能，必需加強證券業的監管，完善信息披露制度，促進股票市場與實體經濟協調發展。此外，2008年國際金融危機前，保險市場對經濟增長的作用較弱，且在近一半的省域兩者間呈現負向關系，但此后這一現象得到明顯改善。這說明保險資金正逐漸通過資本市場進入投資領域，為經濟增長提供保障和資金支持。因此，應進一步完善保險制度，規范保險市場，積極探尋保險資金向投資轉化的渠道，通過對資源的有效配置，促進經濟的可持續增長。

作者：史茲國 李雪琴 單位：南京大學經濟學院 南京曉莊學院 中國銀行股份有限公司 江蘇省分行