湖南省金融发展与经济增长的关系研究

李立辉，曾 琳

(湖南师范大学 商学院，湖南 长沙 410081)

一 文献综述及问题的提出

对金融发展与经济增长之间关系的研究，一直是宏观经济研究领域中的一个热点问题。我国作为一个区域发展不均衡的国家，对不同区域的区域经济与区域金融的研究就显得尤为重要。本文以湖南省作为研究对象，希望能得出湖南省经济增长与金融发展之间的联系。若湖南省金融发展能促进经济的增长，那么可以采取多种措施来促进金融业的发展；同理,若经济增长能带来金融的发展，则可借由经济带动金融进步。因此，本文通过构建湖南省金融发展和经济增长相关指标，基于Granger因果检验对数据进行处理与检验，实证分析湖南省金融发展对经济增长的影响。

在金融发展与经济增长关系的研究上，国外很多专家学者都有自己的见解，但并没有形成统一的结论：1)金融发展与经济增长之间并无联系。古典经济学家认为，由于存在萨伊定律，货币对实体经济的影响只是一层“面纱”，而以卢卡斯(1988)代表的新古典经济学家认为经济增长和金融发展间存在的相关关系仅仅是一种巧合——他们的发展有各自的逻辑[1]。2)金融发展与经济增长之间存在单向关系。另一部分学者认为两者之间有联系，但是对两者之间的相互作用机制也有不同的意见，如戈德史密斯(1969)认为货币是非中性的，金融结构对经济增长有积极的作用，金融结构与金融资产种类越丰富，金融活动对经济的渗透力越强，经济发展水平就越快。希克斯、托宾等也认为金融发展是影响经济增长的一个重要决定因素。琼·罗宾逊(1952)则认为是经济发展导致了一定的金融发展，金融发展是这种发展的必然的、被动的反应。3)金融发展与经济增长之间存在双向因果关系。麦金农(1969)等人认为两者之间是双向因果关系，他们认为金融体系规模与经济增长密切相关，良好的金融市场能够降低投资者的信息成本和交易成本，有利于促进社会投资，最终会促进经济增长;反过来，经济规模不断扩大客观上要求金融发展与之相适应，这就促进了金融的进一步发展[2]。

在国内，学者们更多的是在国外学者理论研究的基础上，结合中国国情对中国进行的实证研究，而理论上的研究稍显不足。在理论方面，谢平、张杰等对中国整体的金融状况进行了分析，归纳了金融发展的要素和中国的特殊规律研究；在实证方面，有不少学者通过构建不同的指标分析了金融与经济两者间的关系，例如谈儒勇(1999)通过依次构建金融中介体发展和经济增长之间的关系、股票市场发展和经济增长之间的关系以及金融中介体发展和股票市场发展之间的关系，得到了中国金融中介体发展和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系，而股票市场的发展和经济增长之间呈现不显著的负相关关系的结论[3]；胡宗义和宁光荣(2004)采用1990年至2001年的数据对股票市场、债券市场和经济增长之间的关系进行了回归分析，发现股票市场和债券市场的发展对我国经济增长不具有明显的作用[4]。

可以看出，以上大部分的学者都是站在整个国家的角度对经济增长和金融发展进行研究的，而从区域角度出发的并不是太多，但由于中国区域差异太大，研究单个区域内经济、金融关系是很有必要的。因此，本文试图通过对湖南省经济增长和金融发展之间的关系进行研究分析。

二 湖南省金融发展概况

近年来，湖南省金融业快速发展，银行业作为金融业的重要组成部分，发展非常快。从银行业金融机构各项存款总额来看(图1)，已经从1991年的472.1亿元增长到2000年的2 874.75亿元，再到2009年的13 948亿元；从银行业金融机构各项贷款总额来看，已经从1991年的631.07亿元增长到2000年的2 403.39亿元，再到2009年的9 369.81亿元。可见，存贷款总额都有快速增长，湖南省金融总量发展良好。

图1 湖南省1991年-2009年的银行业金融机构存贷款总额情况

作为金融业的重要组成部分，湖南省保险业的发展也驶上了快车道，保费收入总额从 1991年的3.69亿元迅速增加到2000年的59.91亿元，到2009年保费收入总额已经达到348.45亿元；到 2007 年底湖南已经有保险机构 552 家。不仅如此，保险机构经营也越来越规范，业务增长迅速，保险深度、密度持续增强。图2为湖南1991年—2009年的保费收入总额情况。

图2 湖南1991年-2009年的保费收入总额情况

湖南省证券业也在发展壮大，虽然湖南证券市场业务起步较晚，但发展迅猛，正逐步成为湖南金融市场重要的组成部分。从上市公司方面看，1993年湖南省仅有“湘中意”、“湘火炬”两只股票上市，到2011年4月份，湖南省已有上市公司81家，上市公司总量位列全国第11位，累计直接融资超过千亿元，为企业提供巨额的发展资金，能大力推动湖南省经济实力增强；从证券服务机构方面看，截至2010年12月31日，湖南省辖区内已有证券公司3家，证券分公司1家，证券营业部166家，证券投资咨询公司3家，证券服务机构的增加为湖南省证券交易提供了便利的场所，为投融资的顺利交流做出很大的贡献。

三 湖南省金融发展与经济增长关系的实证分析

(一)指标的选取

本文使用湖南省地区生产总值作为经济增长的衡量指标，具体是以1978年为基期调整名义GDP后所得到的实际GDP，为了消除其线性趋势，取对数后，得到指标LNSJGDP。

本文使用了两个指标来衡量金融业的发展，第一个是金融相关率FIR, 以金融机构存贷款总额/名义GDP所得，这个指标能衡量金融深化的程度；第二个是金融业生产总值的对数LNJRY，用以表明金融业总产值的发展变化状况，这个指标能衡量金融总量的变化。

本文所有统计数据均来自《湖南省统计年鉴》，使用样本为1978年—2009年各年度数据，并利用Eviews6.0进行实证分析。

(二)实证分析

1. 数据的平稳性处理

数据的平稳性处理是构建时间序列模型的重要前提，因为当变量存在着单位根即非平稳时，传统的统计量(如t值、F值、DW值等)将出现偏差，使用非平稳序列进行回归，将会造成虚假回归，这样就无法建立模型进行分析[5]。

而事实上一般的宏观经济变量在原始状态下都是不平稳的，故一定要进行单位根检验。检验结果如果显示数据不平稳，则对数据进行差分，然后对差分后的数据进行单位根检验，若数据不存在单位根，则说明得到了平稳数据，否则继续差分直到得到平稳数据为止。而一般情况下，数据通过一次差分就能达到平稳，我们称之为一阶单整I(1)。本文采用ADF(Augment DickeyK-Fuller)单位根检验方法来检验变量的平稳性，先通过观察每个序列的曲线图来确定是否存在截距项和趋势项，再根据SC准则或者AIC准则确定滞后阶数，最后通过观察ADF统计量查看数据是否平稳。

利用ADF检验法对时间序列FIR,LNSJGDP,LNJRY进行检验可知，时间序列FIR,LNSJGDP,LNJRY水平值均为非平稳性序列，经过一阶差分之后平稳，因而都是一阶单整的I(1)序列，具体结果见表1。

表1 变量的单位根检验

注： ① 检验类型(C,T,K)分别表示单位根检验方程中包含的常数项、趋势项和滞后阶数，滞后阶数依据SC,AIC准则确定。②“Δ”表示对原数据进行一阶差分。

2. 变量之间的协整分析

通过上述之后，我们的指标都转化为了平稳序列，则对序列进行协整关系的分析。序列间的协整关系是指序列之间存在长期稳定的均衡关系。需注意的是，协整变量之间必须具有相同的单整阶数(如均为I(1))。本文采用Johansen协整检验来进行协整分析，Johansen协整检验基于VAR模型，所谓VAR模型是把系统中每个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型。在构建了VAR模型的基础上，通过特征根迹检验和最大特征值检验来确定协整关系的个数。

为了进一步分析LNSJGDP和 FIR，LNJRY等几个非稳定性变量之间是否存在长期的均衡关系，本文采用 Johansen 协整检验法进行协整关系检验，具体检验结果见表2。

表2 变量之间的协整检验

注: ①以上检验含常数项,含趋势项。②根据AIC、SC最优信息准则确定滞后阶数为3。③*为5%显著性水平上拒绝零假设。

通过表2可以得到，时间序列LNSJGDP和 FIR，LNJRY在5%的显著性水平上至少存在一个协整变量，这说明此三个指标之间存在长期均衡的关系。

3. Granger因果检验

得到变量之间存在协整关系后，可进一步进行Granger因果检验。在时间序列情形下，两个经济变量X、Y之间存在因果关系可以定义为:若在包含了变量X、Y的过去信息的条件下，对Y的预测效果要好于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测，即变量X有助于解释变量Y的将来变化，则认为变量X引致变量Y，两者之间存在因果关系。

协整检验显示, LNSJGDP和 FIR，LNJRY在5%的显著性水平上至少存在一个协整向量。这时用LNSJGDP,FIR和LNJRY三个非平稳序列进行回归时，并不会造成虚假回归，回归结果是有效的。因此可对LNSJGDP,FIR和LNJRY三个序列进行因果关系检验。检验结果如表3。

表3 变量之间的Granger因果检验

通过Granger因果检验可以看出，在10%的显著水平下：1)金融业生产总值的变化是金融相关率变化的Granger原因，但是金融相关率的变化并不是金融业生产总值变化的Granger原因；2)实际GDP的变化是金融相关率变化的Granger原因，但是金融相关率变化并不是实际GDP变化的Granger原因；3)金融业总产值的变化与实际GDP的变化并不存在Granger因果关系。

(三)结论

从本文的分析可知，湖南省经济增长指标(实际GDP)、金融发展指标、金融相关率和金融总产值)都是一阶单整变量，通过协整检验得出三者之间存在协整关系，即三者存在长期的均衡关系，三者在短期内出现的失衡，在长期上都会得到修正。

据此可得出以下结论：1)短期内湖南省GDP增长能促进湖南省金融业发展，而湖南省金融发展并不能促进湖南省GDP增长，主要原因是目前湖南省的金融配置效率仍然比较低下，还不能达到促进湖南省经济的增长。2)湖南省金融总产值的增加，能促进金融业存贷款业务的发展。因此湖南可以在大力发展原有金融企业的基础上，吸引更多的境外银行或者是国内的非国有制银行来湘发展。

四 相关政策建议

(一)加强湖南金融改革力度，提高金融配置效率

通过以上分析可知，目前湖南省金融发展并没有促进经济增长。湖南省要实现真正的崛起，金融的发展将起到至关重要的作用。因此，加快湖南省金融市场改革就显得十分迫切。为了促进经济持续稳定增长，湖南省必须要加快金融改革步伐，确保金融总量增加、金融结构优化和金融效率提高[6]。

(二)加快湖南省金融交流步伐，吸引国内外银行来湘发展

以上分析说明，湖南省金融总量的增加能促进金融改革的步伐，而当金融改革深化之后，其对经济增长的作用是非常明显的。因此，吸引国内外银行来湖南省发展，有深刻意义。目前湖南省与其他地区以及其他国家的金融交流仍有待加强，利用建设“泛珠三角”的契机，湖南省可以加强与东部发达区域的金融合作，吸引商业银行来湖南建立分支机构。这样做的好处，首先能加大了银行业的竞争，促使银行业发展，提高银行资金使用效率;其次是可以使湖南的企业和人们得到更好的银行业服务:最大的好处是湖南省的企业可以得到更多银行融资，扩大融资渠道，降低融资成本，这样也有利于湖南的企业发展[7]。

(三)营造良好的金融生态环境，健全湖南金融市场

近年来，政府和金融监管部门把改善金融生态环境作为确保金融体制改革成功的头等大事。由居民、企业、政府和国外等部门构成的金融生态环境，涉及到政银关系、银企关系等。因此湖南省政府应为湖南省金融机构发挥作用创造良好的环境，例如可以从总体角度对湖南省金融机构进行区域发展规划、帮助消化不良资产等，更可以将政府制定的经济发展目标与区域内金融机构的利益目标结合起来，以促进湖南省金融市场的发展。

参考文献：

[1]LUCAS Robert E. Jr..On the mechanics of economic development[J]. Journal of Monetary Economics, 1988, 22(1): 3-42.

[2]MCKINNON,RONALD I..Money and capital in economic development[M]. Washington D.C.: Brookings Institution, 1973.

[3]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究,1999(10)：13-15.

[4]胡宗义， 宁光荣.资本市场对我国经济增长贡献的研究[J].湖南大学学报:社会科学版，2004(3):35-38.

[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社,2009.

[6]乔雅君.河南省金融发展与经济增长关系的实证分析：基于动态VAR模型的解释金融理论与实践[J].金融理论与实践,2010(4):49-52.

[7]李正生.对中国经济增长的理解与反思[J].湖南人文科技学院学报,2005(6)：21-23.