河南省金融发展与经济增长关系的实证研究

豆丹丹

一、引言

金融发展与经济增长关系的问题倍受人们关注，这二者关系研究受到了众多学者不同角度的考察。自戈德史密斯提出金融发展理论以来，主要经历了以下几种观点:金融结构论、金融抑制和深化理论、金融功能论。以戈德史密斯为代表的金融结构论认为，一个地区的经济增长存在最优的金融结构，这个结构通过内部的金融机构、产品及市场的组合形成，从而达到推动经济增长的作用。麦金龙和肖于1973年提出金融抑制论和金融深化理论，认为发展中国家存在过度的政府干预，导致金融价格扭曲，这样就出现了金融抑制现象——金融机构单一、金融市场不活跃以及产品创新不足等。为解决金融抑制现象就需要金融深化，政府须减少对市场的干预，让金融价格回归自由状态。在这一理论基础上，莫顿提出金融功能论，认为金融体系的结构优化并不是目的，只要实现其集中储蓄、规避风险、支付结算、公司治理及信息处理等功能，就能推动经济增长。

我国金融业发展趋于成熟，金融发展理论也同时得到了应用。然而我国地区间发展极度不平衡，在省际之间讨论金融发展与经济增长二者关系同样具有重要意义。较早对我国区域金融发展问题进行探索的是周立，其认为区域金融发展与经济增长存在高度相关，金融发展差距是造成经济增长差异的原因之一。董绳周［3］认为推动经济增长的金融发展因素对于东西部是不同的，东部地区经济增长依赖于金融效率的提升，而中西部则依靠信贷规模扩张。那么，中部地区的河南省作为人口第一大省和粮食生产基地，其金融发展对经济增长的作用如何?本文将通过时间序列分析对河南省金融发展与经济增长之间的关系进行研究。

二、研究模型

(一)C-D函数

采用C-D函数，以1978-2009年河南省经济发展数据为依托，分析金融发展与经济增长的关系。分析模型如下:

其中Y表示产出水平，K、L、F分别表示物质资本存量、劳动力人数及金融发展水平，α、β、γ为三个不大于1的正参数，并且α+β+γ=1，下标t表示变量位于不同的时期。对式3.1两边取对数，并进行全微分并化简最后得到:

其中g、gK、gL、gF、gtfp分别表示经济增长、物质资本、劳动、金融发展和技术的变化率。

所以总产出水平的增长率可分解为物质资本存量的增长、劳动力人数投入的增长及全要素生产率和金融发展水平的提高。将3.2中各字母分别用capita，labor，financial，tfp表示，则最终的函数为:

(二)指标的选择

经济增长指标采用GDP增长率衡量，通过GDP平减指数求得。资本增长率capita是物质资本存量增长率，劳动增长率labor为从业人员增长率。

金融发展指标主要包括金融发展总量指标、市场化指标和结构优化指标。金融发展总量用金融相关比率描述，是指金融资产总额与GDP的比值，考虑到省级数据的可得性，众多学者利用金融机构存贷和替代金融资产，将其与GDP的比值来表示金融相关比率，本文也采用这一指标。市场化指标采用国有化水平(kg)，即金融机构中所有制性质为国有控股的比重。由于国有单位的存在必然受到政府的干预，这样导致了资本产出效率低于民营资本，在金融抑制的发展中国家，非国有化比重的提高一定程度可以说明市场化的改善。金融市场结构优化指标考察的是借贷市场、股票和债券市场以及其他金融产品市场的发展程度。在时间序列分析中添加虚拟变量来表示1989年股市成立前后的差别，并且通过股市筹资额与GDP的比值(cz)衡量股市发展成熟度，但是由于其数值较小，并且在各省区间差异比较大，所以按其大小进行分类，设置为虚拟变量进行处理。由于我国采用的是分业经营，不同市场的发展往往可以通过观察对应机构的规模，所以利用不同市场对应机构在金融机构中的比重来表示结构优化程度，在此处主要考察非银行机构的发展程度，采用非银行化率(fyh)即非银行金融机构数量在所有金融机构数量中的比重进行衡量。

三、数据来源

全文数据均来自于历年《中国金融统计年鉴》、各省统计年鉴、全国五十五年统计资料、中国基本单位统计年鉴和国泰安数据库，物质资本存量数据来源于张军的《中国省际物质资本存量估算:1952—2000》，2001-2009年的物质资本存量数据通过其文章中方法进行推算得来。部分年份的金融相关比率来自于周立的《中国各地区金融发展与经济增长1978-2000》，2001-2009年的相关比率是通过中国金融统计年鉴中的数据进行推算。整个数据均采用不变价进行变化率的计算，所以数据之间具有可比性。

四、实证结果

时间序列分析利用1978-2009年近32年的数据，试图通过河南省金融发展轨迹、金融发展与经济增长之间的关系规律做出论证，并且和其他典型省份进行类比，寻找他们之间的共同点和差异。横截面分析力求挖掘影响经济增长的金融因素，以我国29个省份作为分析对象，以此分析结论作为指导河南金融发展与经济增长的建议依据。

(一)时间序列分析

由于数据的可得性，部分指标如国有化水平指标及非银行机构比重指标的样本量较少，只能将部分指标纳入时间序列分析模型中进行回归分析，为提高拟合效果和解释度，采用分布滞后模型进行度量金融发展与经济增长二者关系，模型如下:

由于时间序列数据的非平稳性会影响回归方程的解释效度，造成伪回归现象，所以首先要对河南省时间序列数据进行平稳性检验，其方法是对变量进行单元根检验，此处采用DF检验。结果显示g、labor均为平稳数据，tfi、capita在经过一阶差分后达到平稳，即为一阶平稳序列。

那么可以将各省份中的非平稳数据进行平稳化处理(差分)后的数据引入模型进行回归，然而将差分后的数据直接引入模型缺乏足够的理论依据，并且原方程中原变量的如(tfi)前的系数是否能够由回归后差分变量(Dtfi，其他变量表示类同)的系数代替，这需要进行论证。由于各时期原变量等于各期变化量与初期值之和，所以各期变化量系数与原变量系数符号相同，这样用差分后的变量纳入模型中仍然可以得出其相关性方向，所以以纳入模型具有统计意义。同理，纳入模型同样具有统计意义。

进一步确定滞后阶数，采用的标准为AIC和SIC准则，这两个信息准则力求使模型精简并且最大自由度，所以数值越小，模型越可靠。滞后阶数增加到2阶时，AIC和SIC值开始由递减变为增加，所以确定的滞后阶数为2阶。滞后阶数准则图如下:

表3.1 滞后阶数信息准则值

2-87.09712 -81.689 3-85.24568 -79.06497

再将滞后变量及其他纳入模型并进行优化，过程如下表:

表3.2 模型优化表

模型1-4中逐次将不显著变量剔除模型，由于模型3中Dcapita系数检验是在10%的置信度下显著，而模型4为不显著，前者更符合现实中河南省经济增长的特点，所以采用这一模型比较合理。进一步对其进行效度检验，首先进行自相关检验。经过B-G检验，对于1阶，统计量的P值为0.116，并且在高阶上P值都大于0.1，那么可以作出接受原假设无自相关的结论。继续进行异方差检验，通过B-P检验，其LM统计量P值为0.5275，可以得出接受原假设方差为常数的结论。

(二)横截面分析

河南省金融发展在规模上对经济增长所起到的作用体现为负效应，其主要通过物质资本积累形成增长。由于其他金融发展辅助指标未能引入模型，为进一步解释河南省金融发展与经济增长关系，所以添加全国29省市作为样本，进行横截面分析，考察其他指标对经济增长的作用。各省市在2008年金融发展指标数据较全，即采用这一年份数据进行分析。将所有的影响变量全部纳入回归方程，再根据显著性检验情况删减非显著变量，从而得到最终的精简模型:

表3.3 横截面分析模型表

在模型优化过程中，将fyh剔除模型会导致kg变量的显著性下降，fyh纳入模型，kg显著性明显提高，并且模型的拟合度上升，对模型进行效度检验，主要是异方差检验，利用White检验得出p值为0.4766，可以得出接受原假设方差为常数的结论，那么整个模型能够描述金融发展与经济增长的关系。

通过这一模型可以看出，我国经济增长的推动主要由物质资本积累贡献，金融发展对经济增长存在抑制效应，非银行国有控股金融机构比重的提高能够推动经济增长。那么此现象可用“门槛效应”和“漏损效应”解释，我国在金融发展过程中存在“门槛”的障碍，在这种金融抑制环境下，资源(资金)通过其他途径游离到实体经济中去，从而推动经济增长。

五、结论

其一，河南省金融发展与经济增长存在抑制现象，其他省份抑制情况同样存在，但是河南省具有的滞后效应较长加深了抑制的作用。

其二，河南省金融机构国有控股水平和非银行机构比重水平较低。而金融机构控股水平的提高和非银行金融机构比重的提高有助于推动经济增长水平。(作者单位:郑州工业应用技术学院)

［1］董绳周.我国区域金融发展与经济增长的关系研究—基于面板数据的实证研究［J］.华南农业大学学报，2007.4.

［2］王胜.长江三角洲金融促进经济增长的“门槛效应”研究［D］.同济大学，2008.

［3］卢峰，姚洋.金融抑制下的法制、金融发展和经济增长［J］.中国社会科学，2004.1.