湖北省金融发展与经济增长关系的实证研究

师应来 付英俊

（1．中南财经政法大学 统计与数学学院，湖北 武汉 430073；2．中南财经政法大学 金融学院，湖北 武汉 430073）

近几年来，湖北省的金融业发展很快，2010年末银行业金融机构的资产总额达25 418亿元，全年实现税后利润309亿元。2006～2010年间湖北金融业增加值年均增长20%以上，同期湖北GDP的年均增长率为19．4%，实现了湖北省金融与经济的共兴共荣。在学术领域，国内学者对金融发展和经济增长的关系进行了深入的研究。谈儒勇利用1993～1998年的季度数据对中国金融发展与经济增长的关系进行了研究。研究表明，中国金融发展和经济增长有显著的正相关关系［1］。朝延春运用1978～1999年的数据则发现我国金融发展与经济增长之间存在负相关关系，股票市场发展与经济增长之间存在不显著的正相关性［2］。周立和王子明对中国各地区1978～2002年的数据进行实证分析，研究表明地区金融的发展有利于其经济的快速增长［3］。

在目前国内关于此问题的实证研究中，国家宏观层面的研究较多，而区域层面的研究较少，忽略了各地区金融发展的特性。中国地域广阔，地区差异相当明显，这意味着金融发展与经济增长的关系在不同地区也可能不同。因此有必要深入到地区层面，对地区金融发展与经济增长的关系做进一步研究。近年来，特别是金融危机发生以来，湖北省高度重视金融业的发展，出台了一系列促进金融发展的政策，以发挥金融对经济发展的支撑作用，取得了一定的成效。本文将运用计量经济模型，对1979～2009年间湖北省的金融发展与经济增长的关系进行实证研究，以期为推动湖北省金融与经济的协调发展提供理论支持，为更好地引导湖北金融和经济的发展提供有效的政策建议。

一、金融发展与经济增长关系的理论模型

1996年Odedokun提出了“二分法”模型，将所有的社会部门分成两类：金融部门与非金融部门，把金融部门的产出作为非金融部门的投入要素，而后用微分方法分解出金融部门对非金融部门的贡献［4］［5］。本文将以Odedokun提出的 “二分法”理论模型为基础对其进行扩展，在扩展模型的基础上建立多元线性计量模型对湖北省金融发展与经济增长的关系进行实证研究。

按照“二分法”的思路，本文假设：（1）社会只存在两部门经济（金融部门和非金融部门），并假设社会只生产金融产品和非金融产品；（2）金融部门的产出对非金融部门的产出具有外部效应。

金融部门的产出函数为：

非金融部门的产出函数为：

总产出为：

令资本K＝KF＋KR，劳动力L＝LF＋LR，Odedokun的模型只选取了金融发展水平指标来衡量金融发展，但实际上，金融发展包括金融发展水平和金融发展效率两个方面，因此本文将Odedokun的模型进行如下扩展。假设金融发展的效率为E，非金融部门的产出取决于要素投入和金融发展效率E，若效率E越高，其产出就越多，这时，效率E相当于技术水平A。同时假设：在均衡情形下，两部门资本的边际产品与劳动的边际产品之比相等，即有F′KF／F′LF＝R′KR／R′LR，令

其中，δ为生产率差异常数。这样，非金融部门的产出修正为：

对式（3）进行全微分，得到：

即有：

在式（5）两边同时除以Y，并结合式（4），整理可得：

式（6）可变换为：

其中，G（·）表示增长率，资本在非金融部门的边际生产力R′KR＝β1，劳动在非金融部门的边际生产力与劳动的单位产出之比有关系式R′LR／（Y／L）＝β2，DEPTH＝F／Y衡量金融发展占整个经济的比重。

式（7）表明，金融发展对经济增长的贡献是两方面的，一方面是金融发展水平作为投入要素对经济增长的影响，另一方面是金融发展效率对经济增长的影响。若将式（7）转化为计量经济模型，即可由经验数据估计出各参数的值。

二、湖北省金融发展与经济增长关系的实证分析

（一）建立计量经济模型

根据扩展的Odedokun理论模型（7）可得计量经济模型：

由于样本容量有限，为了增加模型的自由度，应尽量减少解释变量的个数，以提高模型的解释能力，因此在实证分析中，将变量进行人均化处理以消除变量GL，GE为金融发展效率指标无需人均化处理。回归模型修改为：

（二）数据收集与整理

依据计量经济模型（9），从《湖北统计年鉴》和《新中国五十五年统计资料汇编》中收集1978～2009年以下指标的数据：湖北省生产总值Y、投资I（用固定资产投资加上存货来衡量）、人口总数L、金融机构存款余额K、金融机构贷款余额N，F为金融机构存款余额与贷款余额之和，即F＝K＋N。

（三）单位根检验

由于时间序列数据往往存在非平稳性，若直接对非平稳的时间序列进行回归，可能引起伪回归，因此为了检验数据的平稳性，首先对各指标进行ADF单位根检验，所得检验结果如表1所示。

表1 ADF检验结果

单位根检验表明，在1%的显著性水平下，每个变量都是平稳的，可以直接对变量进行OLS回归。由于经济政策的不连续性和可能出现结构变动，本文对模型的回归结果进行邹至庄检验，检验发现回归模型在1985年出现断点，在该年的检验结果见表2。

根据表2的检验结果把样本数据分为两个时期：1979～1984年和1985～2009年，引入虚拟变量D，Dt＝0（t＜1985），Dt＝1（t≥1985）。回归模型在1985年出现断点，这与我国在1985年实行金融体制改革有密切的关系。从1985年起，我国实行“统一计划、划分资金、实贷实存、相互融通”的新信贷资金管理体制，这一制度转变导致因变量和自变量之间的关系发生结构变化。

表2 邹至庄检验结果

（四）模型估计

根据上文的分析和结论，将虚拟变量D增加到回归方程中，结果如表3所示。

模型整体的检验统计量显示，调整R2为0．643，F统计量为9．00，P值为0．000，DW统计量为0．810。从R2和F统计量可以看出模型的拟合度比较好，然而DW统计量表明存在自相关性。为消除自相关，本文建立一阶自回归AR（1）模型，所得的回归结果如表4所示。

模型整体的检验统计量显示，DW统计量为1．654，调整R2由原来的0．643提高到0．770，且AR（1）模型又在很大程度上消除了原模型的自相关性，本文认为AR（1）模型能更好地解释变量之间的关系。金融发展效率的系数为正且在统计意义上显著，说明湖北的金融发展效率对经济增长有着积极的影响，二者之间存在着正相关关系。金融发展水平的系数为负，说明金融发展水平与经济增长呈负相关关系。

表3 增加虚拟变量D的回归结果

表4 一阶自相关AR（1）模型的估计结果

（五）格兰杰因果检验

回归模型表明湖北金融发展与经济增长之间存在紧密的依存关系，下面进一步对其进行格兰杰因果检验。本文选取滞后一期的方式，对gy、i／y、M、GE进行格兰杰因果检验，结果如表5所示。

在5%的显著性水平下，M、GE与gy存在单向的格兰杰因果关系，M、GE都是gy的格兰杰原因，i／y与gy之间不存在明显的格兰杰关系。即金融发展水平以及金融发展效率均与经济增长存在明显的领先落后关系，这说明金融发展对经济增长具有较大的影响，要促进经济增长就必须密切关注金融发展情况。

三、结论与建议

本文以Odedokun的生产函数为模型基础，将金融发展分解为金融发展水平与金融发展效率，通过建立多元线性模型进行实证检验，分析了1979～2009年间湖北省金融发展与经济增长的关系，得出了如下结论：（1）湖北省金融发展效率对经济增长有着显著的正向影响。长期以来，人们有一种错觉，认为金融规模的扩大就意味着金融的发展，而忽视金融效率的提高。金融的发展应是规模和效率的统一，一个国家和地区金融发展的关键应是效率的提高。在发展地区金融，促进地区经济增长的过程中，应合理配置、利用金融资源，注重金融效率在促进金融发展和经济增长中的重要作用。（2）湖北省的金融发展水平与经济增长之间存在负相关关系。这个结果与国内已有研究结论的主流观点是一致的。这在一定程度上也印证了中央银行应适时采取相机抉择货币政策，即在经济高涨时紧缩银根，在经济衰退时放松银根。（3）湖北省金融的发展影响经济增长，但经济增长并没有显著推动金融的发展。这与湖北经济的粗放型经济增长模式有关，粗放型经济增长模式导致金融发展水平和金融发展效率并没有因为经济的增长而得到提高。

基于以上研究结论，结合湖北省的实际情况，本文提出如下政策建议。首先，应积极推动金融创新，提高金融业效率。2009年12月8日，国务院批准东湖高新区成为国家自主创新示范区，金融部门积极利用“先行先试”的政策条件，推动金融创新取得了明显成效。但总体来看，目前湖北省的金融创新仍处于起步阶段。下一步仍需从多方面积极探索，以更好地发挥金融效率对经济增长的显著促进作用。其次，逐步改变经济增长模式，促进湖北从粗放型经济增长方式向集约型经济增长方式转变，提高投资效率，进而带动金融服务水平和质量的提高。同时，优化金融市场环境，为入驻湖北的金融机构提供良好的基础设施、管理服务，制定一系列优惠政策，并支持湖北本地金融机构做大做强，实现经济与金融的相互促进、协调发展。

表5 格兰杰因果检验结果

［1］谈儒勇．金融发展和经济增长关系的实证研究［J］．经济研究，1999，（10）：53－61．

［2］韩廷春．金融发展与经济增长——基于中国的实证分析［J］．经济科学，2001，（3）：31－39．

［3］周立，王子明．中国各地区金融发展与经济增长实证分析［J］．金融研究，2002，（10）：1－13．

［4］Odedokun，M．O．Alternative Econometric Approaches for Analysing the Role of the Financial Sector in Economic Growth，Time Series Evidence from LDCs［J］．Journal of Development Economics，1996，（50）：46－119．

［5］Odedokun，M．O．How the Size of the Monetary Sector Affects Economic Growth，Econometric Evidence from Industrial and Developing Countries［J］．Journal of Policy Modeling，1999，（21）：41－213．