金融发展、对外开放与经济增长的关系研究——基于江苏省市级数据的面板VAR分析

○张晓燕

（1、盐城师范学院商学院 江苏 盐城 224051 2、盐城市金融研究院 江苏 盐城 224051）

经济增长是一个国家或地区经济运行的基本目标，体现了经济发展的实力。在经济增长的过程中，对外开放程度决定了经济增长的速度，而区域金融的参与是必不可少的，其对动经济增长有深远意义，金融规模的扩大、金融机构的不断优化、金融体系的日趋完善及金融效率的提高，不仅能够调节金融资源的流向，对区域生产要素进行合理分配，还能提高金融资源的使用效率，从而实现区域产业结构优化升级，带动区域经济可持续发展。

一、文献综述

关于金融发展与经济增长之间的研究，最早可追溯到18世纪90年代的英国“金融革命”和资本市场对工业革命之间的支撑作用。随着金融经济学理论的进一步发展，国内外学者从不同角度探索金融发展与经济增长之间的关系。目前，现有研究大都表明金融发展与经济增长具有很强的关联性，主要存在三种典型的关系：一是“需求引导”型关系，即金融发展显著促进了经济发展。Levine在1997年最早提出了金融通过其自身的五大功能来促进经济的增长。DaRinffamp;Thomas（2002）认为金融通过促进新兴产业发展、促进产业结构优化这一渠道带动了区域经济发展。RiadhAlouietal（2011）通过研究发现，企业融资与金融信贷市场正相关，而与股权市场负相关。陈刚等（2006）利用我国省级面板数据进行实证研究时，指出金融发展对经济增长的促进作用显著，但未发现金融与经济之间的良性互动作用。陆静（2012）在研究存在金融中介的条件下经济增长路径时，运用中国省级面板数据进行实证研究，结果表明金融发展对经济增长的正向推动作用显著。二是“需求跟随”型关系，即经济增长会带动金融行业的快速成长。Patrick（1966）指出相对于经济增长，金融发展附属于经济增长。当经济增长时，对金融服务的需求会不断增长，从而引致金融发展。武志（2010）通过实证研究得出结论：金融发展对经济增长具有显著的正向作用，而经济增长引致了金融发展的内在潜质。三是“相互促进”型关系，即金融发展与经济增长相互促进。Harrisonetal（2004）运用理论模型证实了金融发展与经济增长之间的双向促进关系，经济增长通过其“深化”的效果，降低了金融中介的成本，带动金融行业发展，而在经济增长过程中金融发展又为其提供了源源不断的支持。冉光和等（2006）指出我国金融发展与经济增长的关系具有区域差异，西部地区金融发展与经济增长之间具有单向长期因果关系，短期因果关系不显著，而东部地区金融发展与经济增长之间具有显著的双向长期因果关系和双向短期因果关系。

二、模型设定与指标选取

1、模型设定

本文采用1999—2013年江苏省13个地级市的面板数据来研究金融发展、对外开放对经济增长的影响。在区域维度上，江苏省的行政区域包括南京、无锡、常州、苏州、镇江、南通、扬州、泰州、徐州、连云港、淮安、盐城及宿迁。由于1996年泰州和宿迁才组建成为地级市，为保证研究数据的连贯性，选取的时间跨度为1999—2013年。

为研究江苏省金融发展、对外开放与经济增长间的内在联系，本文在各市面板数据的基础上，设定如下一阶面板VAR方程：

模型（1）中yit为经济增长（EDY）、金融发展（FIN）、对外开放（OPE）三个变量的向量，为反映市级层面的固定效应，αi表示个体的异质性，γt表示年度效应向量，μit为随机扰动项。

2、指标选取

经济增长（EDY）描述一个地区经济发展所处的阶段，一般用GDP总量或人均GDP指标进行衡量，本文借鉴黄茂兴和李军（2009）的做法，采用各辖市GDP总量来作为经济增长的代理指标，用1999年的不变价格对各年产出进行缩减。金融发展（FIN）水平的衡量本文采用金融机构年末贷款总额/GDP来表示。对外开放（OPE）由各市进出口总额与地区生产总值的比值表示。

本文运用的面板数据均来自历年《江苏统计年鉴》，涉及相关数据的收集和整理运用Excel软件完成，而全部的实证分析和检验过程运用stata12.0软件完成。

三、实证检验与结果分析

1、面板单位根检验

在面板数据中，可能存在同质或异质单位根，因此，为了避免出现伪回归现象，需对各变量进行平稳性检验，这样才能保证模型估计的准确性。本文采用LLC方法完成面板单位根检验。结果显示，各变量的水平值均未显著通过检验，即各变量的水平值均为非平稳序列，而一阶差分序列均在5%水平下通过了检验，因此，各变量为一阶单整过程。

2、面板VAR模型GMM估计

为了检验相关变量之间的回归关系，先要进行面板广义矩估计。本文运用截面均值差分来去掉年效应，使用向前均值差分来消除个体效应。估计结果如表1所示。

表1 面板VAR模型GMM估计结果

从表1的估计结果可以发现，在经济增长（EDY）作为依赖变量时，EDY滞后一期和二期对自身的影响是正向的，系数分别为1.658和0.691，均通过了1%的显著性检验，说明江苏省的经济增长存在严重的路径依赖；滞后一期和二期的金融发展（FIN）系数均通过5%水平下的显著性检验，且符号相反，说明在不同滞后期中江苏省区域金融发展对经济增长既存在正向促进作用，也存在反向抑制作用，原因可能是在滞后一期时金融发展为经济增长提供了大量的资本，因而能够对经济增长起到促进作用，但金融体系与实体经济结构不匹配的现象依然存在，尤其是在苏北欠发达地区更为明显，多层次金融服务体系不完善，导致中小企业发展缓慢，因而金融发展对经济增长的持续性有限，甚至呈现负效应；对外开放（OPE）滞后一期时对经济增长（EDY）的影响是显著的正向促进作用，系数为0.017，即对外开放程度每提高1%，经济增长提高0.017%，而滞后二期的对外开放对经济增长无显著影响，且其系数未通过显著性检验。

四、研究结论与政策建议

本文基于1999—2013年江苏省13个地级市的相关数据，运用面板单位根和面板VAR模型对江苏省金融发展与经济增长的关系进行了实证分析，研究结果发现：第一，经济增长滞后一期和二期对自身的影响是正向的，表明江苏省的经济增长存在严重的路径依赖；第二，金融发展在不同滞后期中对经济增长既存在正向促进作用，也存在反向抑制作用，滞后一期的金融发展能够对经济增长起到促进作用，但随着时间推移，金融发展对经济增长产生负向效应；第三，滞后一期的对外开放对经济增长的促进作用显著，而滞后两期时对经济增长的作用不明显。

基于本文的研究结论，提出以下政策建议：第一，加快金融体制改革，建立多层次金融服务体系。一方面要充分发挥银行等金融中介机构的信息优势，合理引导信贷资金流向高新技术产业，推动产业转型升级，同时鼓励各地区根据自身产业优势制定合理的金融政策；另一方面要大力发展多层次资本市场，做大创业板市场，为高科技高风险产业提供畅通的融资渠道，从而引导市场在资源配置中发挥基础作用。第二，继续深化经济体制改革，打破区域及行业间的壁垒，鼓励资本、技术、劳动等要素资源向苏北欠发达地区流动，同时要建立健全全省各个地区金融体系与产业之间协调发展的机制。第三，加大对科技型龙头企业的金融支持力度，鼓励企业不断“走出去”，扩大对外开放程度。

[1]陈刚、尹希果、潘杨：中国金融发展、分税制改革与经济增长[J].金融研究，2006（2）.