地区金融发展与经济增长实证研究——基于2000～2011年广西14地市面板数据

罗力强，李彦，李俊强

(1.广西大学行健文理学院，广西南宁530005；2.广西财经学院金融与保险学院，广西南宁530003；3.南宁职业技术学院商学院，广西南宁，530008)

地区金融发展与经济增长实证研究
——基于2000～2011年广西14地市面板数据

罗力强1，李彦2，李俊强3

(1.广西大学行健文理学院，广西南宁530005；2.广西财经学院金融与保险学院，广西南宁530003；3.南宁职业技术学院商学院，广西南宁，530008)

从实证方面发掘广西区域内各经济板块之间的规律信息，对于制定差异化的经济和金融发展政策具有重要的理论意义与现实意义。实证研究显示，由于桂北、桂东经济发展活力相对低于桂南，而经济发展水平和收入水平高于桂西地区，所以经济发展的更多动力来自于这些积累起来的金融资源，桂南和桂西在金融资源的投放效率上高于其他地区。各地市之间金融结构同质化程度较高，金融结构的不合理对经济增长的负面影响是全区普遍存在的现象。

金融发展；区域经济；面板数据

一、选题意义

2011年《广西壮族自治区国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》提出了“十二五”时期经济社会发展目标。经济增长需要高效运行的金融体系及金融资源的支持。但目前对于广西区域内部经济板块的金融发展与经济增长关系的实证研究目前几乎是空白，使得人们对金融资源在广西区域内的作用方式还难以形成数理关系上的证据支持。因此，从实证方面研究广西区域内部经济板块的金融发展与经济增长的关系，具有重要的理论意义与现实意义。

二、文献综述

（一）关于区域金融发展与经济增长的研究

苏梅对四川省的研究显示，四川省经济增长强烈地拉动了金融发展，金融发展对经济增长的贡献不是很明显[1]。陶春海的实证分析发现江西的金融发展与经济增长不仅存在正向促进关系，而且存在格兰杰意义上的因果关系[2]。孙文军、黄倩的实证研究表明，云南省金融发展和经济增长具有正相关关系，技术进步是云南省经济发展的关键因素，云南省经济的增长主要来源于资本投入的增加[3]。吴昌盛对湛江金融发展对经济增长关系的实证研究认为，湛江金融发展对经济增长的拉动作用较小，经济金融仅为单向长期因果关系[4]。

（二）关于广西金融发展与经济增长的研究

林元辉对1978～2008年广西金融发展与经济增长的实证研究表明，广西人均地区生产总值与金融相关比率存在较强的因果关系，人均地区生产总值增长率与金融相关比率的关系不显著，实际利率滞后变量与经济发展指标不存在有统计意义的关系[5]。

综上所述，在理论研究方面，不同经济区域之间的金融发展程度确实会存在明显的区域差异，这使得金融发展政策上的微调甚至根据金融发展阶段进行分段式调整变得必要和可行。为了反映广西不同经济区域之间的金融发展差异对当地经济增长的影响程度，本文将在面板数据模型框架下，分析全区14个市的GDP与金融机构存款余额、贷款余额和金融相关率之间的关系，为制定差异化的金融发展政策提供数理依据。

三、计量模型方法、数据来源和变量选择

（一）面板数据模型方法

面板数据（Panel Data）是指同时具有时间序列性质和截面性质的数据。一般的线性面板数据模型可以表示为：

i=1，2，……，N；t=1，2，……，T；uit相互独立，且满足零均值、等方差。k为外生变量的个数，T为时期总数，N为截面样本容量。Xti=(x1it，x2it，…，xkit)为外生变量的向量形式；βit=(β1it，β2it，…，βkit)为参数向量；αit为时期个体恒量（Period Individual-invariant Variable），代表截面单元的个体特性，反映模型中被遗漏的体现个体差异变量的影响；随机扰动项uit是个体时期变量（Individual Time-varying Variable），代表模型中被遗漏的体现随截面与时序同时变化的因素的影响。

进一步地，如果假定参数的数值不随时间的不同而变化，则上述模型可以表示为：

其中，参数αi和βi相对于时间是常量，其取值只受截面单元不同的影响，称为变系数模型。变系数模型又可分为确定效应模型和随机效应模型。确定效应模型即把遗漏的个体（αit）或时期特性当作未知的确定常数，而随机效应模型则把它们视为如同uit一样的随机变量[6]。

（二）数据来源

本文采用的数据均来自历年《广西统计年鉴》，各项数据均以2000年为基期的广西RPI（零售物价指数）调整为年度实际值。所有时间序列、变量符号及数据均指实际值。考虑数据的可获得性，本文将样本区间确定为2000～2011年。

（三）样本数据说明、变量选择和模型形式

本文采用GDP（变量符号为GDP）来代表经济增长指标，用金融机构各项存款余额（变量符号为deposit）、金融机构各项贷款余额（变量符号为loan）来反映金融资源的规模，用金融相关率（各年金融机构年末存、贷款余额之和/当年GDP）（变量符号为FIR）来反映金融发展程度。为减少异方差的影响，本文对各时间序列均采用对数形式。

截止2012年7月，广西上市公司总共只有28家，且在沪深主板市场上市的公司只有23家。截止2011年末，广西累计从国内A股市场募集资金280.434亿元，2006～2011年累计发行国内债券462.1亿元，其中短期融资券234.1亿元，中长期债券只有228亿元，相对于间接融资额的比例十分微弱，因此在计量分析中不考虑来自直接融资形成的金融资产对GDP的影响。另外，由于1990年以前的广西保费收入的数据缺失，无法取得同长度的时间序列，在此不予考虑。

为进行全区14个市的计量分析，本文分别在各变量之后增加后缀_01、_02、_03、_04、_05、_06、_07、_08、_09、_10、_11、_12、_13、_14，分别表示南宁、柳州、桂林、梧州、北海、防城港、钦州、贵港、玉林、百色、贺州、河池、来宾、崇左市的时间序列。由于行政区划变更导致不同年份的市级数据统计口径发生了变化，本文对部分县的数据统一按2011年的行政区划状态进行了调整，以保持样本期内各类数据的可比性。

在采用的模型形式上，本文用F统计量检验应建立混合回归模型还是个体确定效应回归模型。F统计量定义为：

原假设H0：不同个体的截距相同，真实模型是混合回归模型[7]。在本文中，F值为4.74，大于F0.05（13，127），拒绝原假设，应建立个体确定效应模型。受数据条件的限制，本文无法进行Hausman检验以最终判定应选择个体确定效应模型还是个体随机效应模型。但考虑到本文以广西全区14个市的面板数据进行研究，这些数据的产生处于同一个系统中，体现了相同的系统特征，所以采用个体确定效应模型。

四、实证检验

（一）面板数据单位根检验

面板模型单位根检验是避免出现伪回归的前提条件。面板单位根检验方法主要有LLC检验、Breitung检验、Hadri检验、IPS检验、Fisher-ADF、PP-Fisher检验。前3种是相同根的检验方法，后3种是不同根的检验方法；LLC检验、Breitung检验、IPS检验、Fisher-ADF检验原假设是含有单位根；Hadri检验原假设为不含有单位根[8]。本文采用LLC检验、IPS检验、Fisher-ADF和PP-Fisher检验，14个GDP序列、FIR序列、loan序列和deposit序列的面板数据单位根检验结果见表1。

表1 面板数据单位根检验结果

续表1面板数据单位根检验结果

由表1可见，14个GDP序列、loan序列、deposit序列都存在单位根，它们的一阶差分序列以及FIR序列不存在单位根。

一般情况下，只有基于单位根检验的结果表明变量之间是同阶单整的才可以进行协整检验。但是当变量个数多于两个，即解释变量个数多于一个的时候，该标准可以适当放宽。如果被解释变量的单整阶数不高于任何一个解释变量的单整阶数，或者当解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数时，则必须至少有两个解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数，才可以进行协整检验[9]。因此，根据放宽的条件，可以对上述面板数据进行协整性检验。

（二）面板协整检验

本文分别运用Pedroni法和Kao法进行面板协整检验，以检验4个序列之间是否存在一种长期的稳定关系[10]，检验结果分别见表2和表3。

表2 Pedroni检验结果

表3 Kao检验结果

由于本文研究的数据只有14个市的10年的数据，样本量较小，所以在Pedroni检验中主要关注的是Panel ADF和Group ADF统计量，因它们拥有很好的小样本性质。从表2和表3中可以看出，Pedroni检验的Panel ADF和Group ADF两个统计量以及Kao检验的ADF统计量均在1%的显著水平下拒绝不存在协整关系的原假设，可知4个变量间存在一种长期稳定的关系，即面板协整关系存在。

（三）面板协整系数估计

本文建立的确定效应变系数模型形式如下：

模型的系数估计结果见表4。

表4 确定效应变系数模型系数估计结果

由表4可见，所有系数估计值均显著。调整后的决定系数（Adjusted R2）为1，说明模型的拟合优度很高。D.W.检验值为2.01，证明残差无序列相关。综合而言，模型整体效果较好。

将表4的结果从大到小排列，将变量符号转换成其代表的地市名称，可得表5。

表5 广西14市模型系数估计值排序表（由大到小）

（四）结果分析

变量loan的系数估计值为正值，值越大，说明金融资源运用对经济增长的贡献越大。广西北部湾城市群（南宁、北海、钦州、防城港，简称“南北钦防”）分别排名第二、第四、第六、第九，金融机构贷款余额对经济增长的促进作用较大。以桂林、梧州、贺州为代表的桂东北经济区的系数估计值比较靠后，桂南经济区的玉林、贵港、崇左排名也较靠后，系数最大值和最小值差距约1倍，说明在贷款资源的利用效率上，几个主要的经济区域之间存在一定程度的分化。广西北部湾经济区主要城市在信贷资源快速增加的同时，资金投放对经济增长的促进作用是很明显的，仍处在资金对经济增长的贡献率较高的阶段。而获得信贷资源较少的其他区域，如桂东、桂北和桂南区域明显低于北部湾城市群。

变量deposit系数估计值为正值，值越大，说明金融资源积聚对经济增长的贡献越大。桂北、桂东城市的金融资源积聚（金融机构存款余额）对经济增长的贡献总体好于桂南和桂西城市，且桂东、桂北和桂南经济区的系数估计值普遍大于南北钦防城市群。而在金融资源的投放效果上，基本呈现与上述情况相反的状态。这表明，不同经济区域的经济增长动力来源是不同的，贷款资源较少的区域往往更倾向于依靠存款规模的扩张来促进经济增长。表现为经济增长的动力可能更多来自于企业的内源融资或自筹资金，而南北钦防城市群的快速发展更多来自于快速增加的信贷刺激。可以进一步认为，由于桂北、桂东经济发展活力相对低于桂南，而经济发展水平和收入水平高于桂西地区，所以经济发展的更多动力来自于这些积累起来的金融资源，桂南和桂西在金融资源的投放效率上高于其他地区。

变量FIR的系数估计值均为负值，值越大，说明金融结构对经济增长的抑制作用越大。桂北、桂东经济区负效应较小，桂南经济区的负效应较大，南北钦防城市群的负效应居中。说明桂南经济区的金融结构不合理程度更为突出，而这里恰好是近年来在贷款投放上受到倾斜的地区。考虑到各地市之间的系数估计值差异程度都较小，最大值与最小值之间只有0.0674，表明金融结构的不合理对经济增长的负面影响是全区普遍存在的现象，各地市之间金融结构同质化程度较高。相对于另外两个变量的系数估计值而言，FIR的系数值是最大的，说明这种制约效应是比较突出的。

除去以上三个因素,其他的差异（市场或非市场化因素）都体现在常数项中。经济增长的四个要素分别是：人力资源（劳动力的功绩、教育、纪律、激励）、自然资源（土地、矿产、燃料、环境质量）、资本（机器、工厂、道路）、技术（科学、工程、管理、企业家才能）。四个要素的状况越差，常数项的值越小。从排名靠前的几个地市，如南宁、北海，在上述四个要素方面均具有相对优势。南北钦防城市群受益于广西北部湾经济区建设开发的快速推进，基础设施得到了极大的改善，从整体上看，常数项高于全区其他经济区域。桂东、桂北经济区域的整体状况好于桂南经济区域，这与全区各区域的经济发展实际状况基本一致。

五、政策建议

为实现广西“十二五”规划纲要提出的各项经济发展目标，广西应当针对各区域经济发展动力来源呈现的不同特征，实施差异化的金融政策，顺应金融与经济的内在规律，在以下方面作出改进。

第一，在信贷投放促进效应比较显著的区域，如广西北部湾城市群，应当继续实施倾斜性的信贷支持政策，发挥其金融资源投放效率较高的优势。在金融资源积聚效应较好的区域，如桂北和桂东，应当着力改善全社会收入分配机制，适度向企业和居民倾斜，以进一步提高全社会储蓄积累水平。

第二，积极发展各类非银行金融机构实体，营造区内外金融机构有序竞争、层次合理、种类丰富的金融生态环境。合理调控社会融资结构，积极发展直接融资方式，鼓励企业通过提升自身经营水平，改善信用状况，吸引社会资本的加入。政府应出台鼓励企业直接融资的政策制度，积极为企业直接融资提供政策服务。

第三，实施差异化的社会融资结构导向政策。在信贷投放总量较大的经济区域，政府可通过搭建金融交易平台，促进非银行金融机构业务拓展，促进金融机构与各类企业和项目的信息交流与对接，让更多企业有机会接触和选择更多的金融产品，开阔投融资视野的同时，也创造了更多对新型融资方式的需求。在信贷投放偏少的经济区域，则应以进一步完善信贷投放渠道为主。

[1]苏梅.四川省金融发展与经济增长关系的实证检验[J].经济体制改革,2013(2):65-69.

[2]陶春海.江西金融发展与经济增长关系的实证分析[J].江西社会科学,2011(10):63-68.

[3]孙文军,黄倩.金融发展对经济增长的影响分析——基于云南省的实证研究[J].云南财经大学学报,2011(3): 128-135.

[4]吴昌盛.区域金融发展与经济增长关系的比较研究:广东湛江视角[J].南方金融,2012(9):84-86.

[5]林元辉,唐华臣.广西金融发展与经济增长的实证研究—基于1978年～2008年的时间序列数据[J].广西社会科学, 2010(12):19-23.

[6]易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国统计出版社,2008.

[7]张晓峒.Eviews使用指南与案例[M].北京:机械工业出版社,2007.

[8]白仲林,张晓峒.面板数据的计量经济分析[M].天津:南开大学出版社,2011.

[9]高铁梅.计量经济分析方法与建模型[M].北京:清华大学出版社,2006.

[10]王志刚.面板数据模型及其在经济分析中的应用[M].北京:经济科学出版社,2008.

F202

A

1673-8535（2013）05-0026-07

罗力强（1980-），男，壮族，广西桂林人，广西大学行健文理学院讲师，硕士，研究方向：区域金融政策和应用计量经济学。

李彦（1981-），女，广西梧州人，广西财经学院金融学院讲师，硕士，研究方向：金融市场与投资。

（责任编辑：覃华巧）

2013-07-18

广西壮族自治区教育厅科研资助项目（201012MS243）；广西大学行健文理学院科研基金项目（2012RSLX10）

李俊强（1952-），男，广西梧州人，南宁职业技术学院教授，学士，研究生学历，研究方向：宏观经济与管理学。