泰州市金融发展与经济增长的实证检验：2001-2016年①

摘 要：本文在探讨了金融发展和经济增长关系的基础上，采用泰州市2001年～2016年反映金融发展和经济增长的指标数据，基于VAR模型实证分析了泰州市金融发展对经济增长的影响，研究得出泰州市金融发展和经济增长调整之间存在互动机制，金融发展促进了经济增长。

关键词：金融发展 经济增长 泰州

中图分类号：F127 文献标识码：A 文章编号：2096-0298（2017）12（c）-034-04

江苏泰州市地处江苏省中部，是长三角经济圈内的重要组成部分。2016年，泰州市实现地区生产总值4101.78亿元，增长9.5%，比上年回落0.7个百分点，但增速跃居全省首位。其中第一产业增加值240.00亿元，增长1.4%；第二產业增加值1933.89亿元，增长8.8%；第三产业增加值1927.89亿元，增长11.4%。三次产业结构为5.9：47.1：47.0。按常住人口计算，全年人均地区生产总值88330元，增长9.4%，人均地区生产总值按当年汇率折算为13298美元。

泰州市金融机构人民币各项存款余额5275.62亿元，比年初增加833.92亿元，其中住户人民币存款余额2474.71亿元，比年初增加232.25亿元。金融机构人民币各项贷款余额3656.79亿元，比年初增加428.71亿元，其中住户人民币贷款余额1010.62亿元，比年初增加152.77亿元；人民币贷款中短期贷款1218.19亿元，中长期贷款1211.56亿元。

泰州市政府推进经济结构战略性调整，制定实施工业十条、开放十条、人才十条、金融十条，在加快转型升级中厚植发展优势。如何进一步促进泰州经济健康、持续、快速增长，已是泰州经济发展中的重要课题。泰州已将金融业作为重点发展的现代服务业，金融发展已成为泰州促进经济增长的重要战略，通过推进金融发展，完善产业结构，提升金融服务水平，发挥金融对泰州经济增长的支持作用。

基于以上理论与现实原因，笔者试图以泰州地区为例，分析金融发展与经济增长之间的关系，探寻两者间良性的互动关系，以期更好地提高金融支持经济增长的能力。

1 文献综述

Patrick（1966）提出发展中国家的金融发展促进了经济增长，金融发展是供给导向模式（supply-leading）；发达国家的金融发展往往伴随着经济增长，金融发展是需求跟随模式（demandfollowing）[1]。Goldsmith（1969）通过收集35个国家的金融发展和经济增长的相关数据，研究发现经济增长一般同时伴随着金融的较快发展，金融发展和经济增长是同步的，但他没有分析两者之间的因果关系[2]。麦金农（1973）提出了“金融抑制论”，因为发展中国家金融市场的不完善使大量的中小企业不能融入到有序的金融市场中，降低了资源配置的效率，这种现象的存在严重影响了中小企业的生存发展，阻碍了经济增长[3]。Shaw（1973）提出了“金融深化论”，他提出市场有效实现资源的合理配置，提高了投资率和储蓄率，带来了经济增长[4]。King和Levine（1993）通过模型进一步检验了金融发展与经济增长的关系，发现两者之间存在正相关关系[5]。保罗·克鲁格曼（1996）提出金融体系的风险、金融危机会给经济增长带来负面影响[6]。谈儒勇（1999）采用OLS线性回归，得出金融中介与经济增长之间相互促进[7]。周立（2002）收集了中国各地区金融发展与经济增长之间的数据，研究显示长期以来中国的金融发展有利于经济增长[8]。史永东（2003）提出我国的金融发展与经济增长之间存在双向的因果关系[9]。武志（2010）分析了我国的金融发展水平，认为金融增长能带动经济增长，金融发展的内在质量由经济增长所引致[10]。赵小克（2013）建立VAR模型对中国金融发展与经济增长的关系进行了再检验，得出长期内金融发展规模的扩大显著推动了经济增长[11]。郭志仪等（2013）得出长期以来甘肃省金融发展促进了经济增长[12]。赖娟（2013）构建模型分析得出江西省金融发展与经济增长之间互相促进[13]。

以上研究对我们有很大的启示，在借鉴相关研究的基础上，本文以泰州为例，分析金融发展和经济增长之间的关系。

2 金融发展与产业结构升级的实证分析2.1 分析方法与检验模型

向量自回归（VAR）是基于数据的统计性质建立模型，VAR模型把系统中每一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。VAR（p）模型的数学表达式是：

其中是K维内生变量列向量，p为滞后阶数，T为样本个数，是K维扰动列向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关且不与等式右边的变量相关。

2.2 变量选取

为了对泰州市的金融发展和经济增长之间的关系进行分析，本文选取了人均地区生产总值（人均GDP）来衡量泰州市的经济增长。之所以选取人均GDP来衡量经济增长，主要原因在于可以排除人力资本的影响。

关于金融发展的度量，戈德史密斯（1969）提出“金融相关比率”（Financial Interrelations Ratio，FIR），即用全部金融资产与全部实物资产（即国民财富）价值之比来表示，这是衡量金融相对规模最广义的指标。考虑到泰州市金融资产主要集中于以银行为代表的金融机构手中，而金融机构最主要的金融工具是存款和贷款，且证券和保险在泰州市金融资产结构中占的比例较小，故选取金融发展规模FIR为金融机构年末存贷款之和与GDP比值。

2.3 数据来源

本文选取了泰州市2001年～2016年的数据，计算泰州市的金融相关比率FIR和人均GDP基数。所有数据来自《泰州统计年鉴》和《泰州市国民经济和社会发展统计公报》。为了消除各变量的异方差，本文对各变量取对数。泰州市2001年～2016年金融发展与经济增长的数据如表1所示。

3 实证分析结果

3.1 平稳性检验

本文采用STATA12.0软件，采用ADF检验各序列的平稳性，结果如表2所示，在原始时间序列上都没有拒绝变量存在单位根的原假设。因此，LNGDP、LNFIR都是非平稳序列，具有时间趋势。所有变量经一阶差分后，D（LNGDP）在10%的显著性水平下都拒绝了原有单位根的假设，D（LNFIR）在5%的显著性水平下都拒绝了原有单位根的假设，表明差分后的变量是平稳的，因此模型中的所有变量符合I（1）过程。

3.2 模型定阶

在擬合一个VAR模型之前，要确定滞后期P的最优选择。依据AIC准则，将VAR模型的滞后阶数定为1。检验结果如表3。

3.3 VAR模型

在确定了模型的拟合阶数之后，对模型进行拟合。拟合结果见表4。

根据拟合结果，写出模型的估计方程VAR（1）如下：

LNGDP=0.986*LNGDP（-1）+0.00108*LNFIR（-1）+0.2306

LNFIR=0.0734*LNGDP（-1）+0.6146* LNFIR（-1）-0.1863

从拟合结果可知，这两个方程整体显著。由模型可知，滞后1期的经济增长调整对本期经济增长变化的影响系数为0.986，滞后一期的金融发展调整对本期经济增长变化的影响系数为0.001。滞后一期的经济增长调整对金融发展变化的影响系数为0.0734，滞后一期的金融发展调整对本期金融发展变化的影响系数为0.6146。

对所建立的VAR（1）模型进行稳定性检验，如图1所示，所有根的模的倒数均落入单位圆内，所以建立的模型是平稳的。

3.4 Granger因果假设检验

Granger因果假设检验是检验一个变量是否为另一个变量的Granger因。其基本思想为：如果x是y的Granger因，那么给定y的过去值之后，x的过去值还可以帮助预测y的未来值。采用Granger因果检验方法来验证金融发展与产业结构之间是否存在因果关系，检验结果见表5。

通过Granger因果关系检验得到结论，在1%的显著性水平上，金融发展是经济增长的单向的格兰杰原因，经济增长带动了金融发展。在经济发展的早期阶段，经济增长带来了金融机构和金融服务的扩张，金融规模的扩大带来了投资的快速增加，降低了交易成本。

3.5 脉冲响应分析

脉冲响应函数（IRF，Impulse Response Function）分析方法可以用来描述一个内生变量对由误差项所带来的冲击的反应，即在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后，对内生变量的当期值和未来值所产生的影响程度。基于以上分析，金融发展和经济增长调整之间存在双向的互动机制，得到如下的脉冲响应函数，如图2所示。

由图2脉冲响应函数图可知，金融发展（LNFIR）受到自身的脉冲响应要强于经济增长（LNGDP）对它的脉冲响应。金融发展（LNFIR）对其自身的冲击在第一期增加了0.7后，在第二期有所下降，在第4期后保持相对稳定的趋势。给出经济增长（LNGDP）的冲击后，金融发展（LNFIR）对其的影响呈现出的增长的趋势，在第二期开始下降，随着时间推移，逐渐趋于稳定。

金融发展（LnFIR）的冲击对经济增长（LNGDP）的影响不显著。当给出经济增长（LNGDP）的冲击后，经济增长（LNGDP）对自身的影响首先呈现出急剧的增长的趋势，随着时间推移，逐渐趋于稳定。

4 结论及启示

基于上述研究发现泰州市经济增长促进了金融发展，使得金融发展效率调整，位于风险可控的范围。随着我国金融市场的不断发展和资本市场融资机制逐步完善，将引导社会闲置资金向高生产率产业部门转移，促进经济增长。

在促进金融发展、经济增长的过程中应当做好以下几方面的工作。

（1）加大三大主导产业信贷投放力度。鼓励银行机构研究支持生物医药及高性能医疗器械、高技术船舶及海工装备、节能与新能源三大主导产业的金融产品。

（2）强化对特色产业的金融支持。鼓励各地依托省级以上开发区或市级特色园区，围绕支持发展特色产业，积极采取多元化的金融扶持措施，通过以点带线、以线带面，推动金融改革率先在重点企业、重点产业、重点板块取得突破。根据各市（区）和医药高新区制定的金融支持特色产业政策实施成效，市本级分别给予一定奖补支持。

（3）大力发展绿色金融。加快构建多层次、多元化的绿色金融产品和服务体系，推动绿色产业创新发展。支持金融机构开展排污权质押融资、合同能源管理融资以及清洁发展机制（CDM）项目融资等业务，鼓励符合条件的企业发行绿色债券。

参考文献

[1] Patrick，H.T.Financial Development and Economic Growth in Developing Countries[J].Economic and Cultural Change，1966，14（2）.

[2] Goldsmith.R.Financial Structure and Development[M]. New.Haven：Yale university Press，1969.

[3] Mckinnon，R.I.Money and Capital in Economic Development[M].Brooking Instition，Washington，DC.1973

[4] Shaw E.S. .Financial Deepening in Economic Growth [M]. New York：Oxford University Press.1973

[5] K i n g ， R . G . a n d L e v i n e ， R . F i n a n c e a n d Growth：Schumpeter Might Be Right[J].Quarterly Journal of Economics，August，1993.

[6] Krugman，Paul.Cycle of Conventional Wisdom on Economic Development[J].International Affairs，1996（72）.

[7] 談儒勇.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）.

[8] 周立.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）.

[9] 史永东，武志.我国金融发展与经济增长关系的实证分析[J].预测，2003（4）.

[10] 武志.金融发展与经济增长：来自中国的经验分析[J].金融研究，2010（5）.

[11] 赵小克，李惠蓉.金融发展和经济增长关系的再检验[J].统计与决策，2013（5）.

[12] 郭志仪.区域金融发展和经济增长关系的实证分析—基于甘肃省1978-2010年的时间序列数据[J].经济经纬，2013（1）.

[13] 赖娟.金融发展抑制还是促进了经济增长——来自江西省的数据检验[J].江西财经大学学报，2013（2）.

①基金项目：江苏省教育厅高校哲学社会科学研究资助项目（2014SJD777）；泰州学院优秀青年教师培养资助项目（QNPY2017008）；泰州市软科学研究资助项目（RKX201730）；江苏省高校大学生创新创业训练计划一般项目（201612917008Y）。

作者简介：殷小丽（1981-），女，江苏泰州人，泰州学院讲师。