金融发展与经济增长关系的实证研究——基于东部地区九省市面板数据分析

陈月生

一、文献回顾

金融是经济资源配置的核心，在经济发展中，金融作为交易媒介有动员储蓄、配置金融资源、分散风险的作用，对经济增长有着重要影响。关于金融发展与经济增长的关系国内外学者有以下论述：

（一）关于金融的发展促进经济增长

Schumpeter（1912）提出“金融促进理论”，认为功能良好的银行可以通过为有发展潜力的企业提供融资帮助来加速技术创新和提高生产力，进而促进经济增长［1］。Shaw（1973）提出了“金融深化论”，就是金融资产累积速度要快于非金融 资 产［2］。 Christophe Rault，Guglielmo Maria Caporale等采用了面板数据方法分析了1994到2007年间十个欧盟成员国的金融发展和经济增长相关的具体数据，分析显示，对于金融发达的国家，金融发展能够加速该国的经济增长，而相反地，金融不发达的国家，金融市场对经济增长的贡献是有限度的［3］。Hassan，Yu和Sanchez按国家收入的等级分类，实证表明，在收入水平较低的发展中国家，金融发展高效推动了经济的发展［4］。

路磊通过研究金融资产和国民生产总值之间的相关关系，认为二者规模的增长在时间维度上能呈现平行上升的趋势，且二者表现出正相关［5］。谈儒勇认为我国金融中介体系的发展能够在一定程度上促进国内实体经济的增长［6］。韩廷春通过建立关联二者的经济计量模型进行探究，探究结果表明影响经济增长最关键的因素是制度创新与科技进步，而金融发展对经济增长的作用具有强局限性［7］。郑长德使用格兰杰因果方法并且基于地区层面进行了实证分析，研究表明在中国东部区域，金融发展推进了经济的增长，而在中国西部区域，金融发展反而阻碍了经济增长［8］。赵振全和薛丰慧研究得到国内信贷市场的完善对经济发展具有一定的正向作用关系［9］。

（二）关于经济增长推动金融发展

现代制度学派经济学家认为经济的增长带来金融机构的发展变化，促进金融市场的建立。Patrick是最早诠释金融发展与经济增长之间存在着因果联系的人，提出了金融发展附属于经济增长的观点。［10］齐福全分析了北京市金融发展和经济增长之间的内在关系，发现金融发展带动了经济增长［11］。

（三）关于金融发展和经济增长互相影响

理论分析既表明金融发展导致经济增长，又表明经济增长引起金融发展。创立了“金融结构论”，认为大部分国家的金融发展与经济增长之间存在同步前行的关系［12］。Greenwood和Jovanovic研究得到，金融发展和经济增长的作用过程存在“门槛效应”，即要求金融发展促进经济增长是有条件的，必须确保经济发展的程度超过一定水平，反之亦然［13］。曹啸、吴军采用格兰杰因果检验法对金融中介发展与经济增长之间的因果关系进行补充检验，结果显示金融发展是经济增长的重要原因［14］。武志提出了一种新的理论假说，即虽然金融增长能够促进经济增长，但金融发展的内在质却只能由经济增长所引致［15］。段进、郭冬冬、朱静平通过对长株潭地区金融发展与经济增长之间的关系进行了实证研究，结果表明在一定程度上金融发展与经济增长之间具有相互促进的作用［16］。覃杰、张定洪以人均GDP和金融相关比率为指标，对南充市金融发展和经济增长的关系作了实证研究，发现南充市的经济增长促进了金融发展［17］。

（四）关于区域金融发展与区域经济增长关系

刘静静、蒋涛研究表明区域金融与区域经济之间存在长期的稳定关系，但各地区的金融要素对区域经济增长的贡献度不同，金融结构对各区域的经济增长具有显著的推动作用，金融效率对促进各区域的经济增长并没有显著的作用［18］。耿良研究结果表明，我国区域金融和区域经济发展存在着区域集聚性与联动性，区域金融的发展对经济增长有着显著的影响，缩小金融发展差距有利于减小地区经济发展差距［19］。熊学萍、谭霖（2016）认为从整体来看，东、中、西部金融发展呈现出明显的不平衡；从各省（市）来看，其金融发展水平亦呈现出不平衡的特点，这一特征在西部表现尤为明显［20］。

综上所述，从目前对金融发展和经济发展的关系研究情况来说，外国研究者多数是从金融结构理论方面对其展开研究，给后继研究者提供借鉴，而我国的学者在结合中国具体情况与国外学者的研究基础上进行深入研究。尽管对于金融发展与经济增长之间是否存在正面或者负面作用，学术界还未形成一个统一的意见，但是随着金融市场的不断发展和完善，金融发展是经济增长过程中核心的要素以及对经济增长有着重要的影响是学术界达成的共识。我国正处于改革转型时期，经济增长呈现新常态，不追求经济发展速度，但注重经济发展质量的提高。随着我国经济结构优化调整、产业技术也必须升级，研究金融发展对经济增长的作用对当下的中国是具有现实指导意义和必要的。本文以相关研究为基础，通过建立面板数据，采用东部地区9省市2007—2016年的数据，加入资本投入与劳动投入两个不可少的变量，运用Eviews8.0统计分析、计量检验等方法，对金融发展和经济增长之间的关系进行实证分析，深入剖析东部地区金融发展与经济增长的关系，并提出相关建议。

二、我国东部九省市金融发展及经济增长情况

通常我们用来衡量金融发展水平主要以金融发展规模（存款占GDP的比例）来度量金融发展。因为在我国金融体系中银行处于绝对主体位置，加上信贷资产是中国银行体系资产的重要组成部分。因此本文选取LOAN（贷款余额），GDP（国内生产总值）为指标，根据公式fina=LOAN/GDP（LOAN的计算来了解金融发展状况。本文选取东部九个省市，它们是北京市、辽宁省、河北省、天津市、山东省、上海市、浙江省、江苏省、福建省，用他们2007—2016年的经济指标，通过计算分析东部9省市十年的金融发展状况，如表1所示。

表1 2007-2016年我国东部九个省市金融发展与经济增长情况

从表1数据可以看出，2007—2016年十年间，我国东部九个省市金融增长迅速，其中金融发展水平由101.56%增长到136.84%，各项贷款余额从144781.6933亿元增长到549444.08亿元。GDP增长从138522.87亿元增长到401521.60亿元。由此可以看出，金融发展带动了经济增长。

图1 东部九省市2007—2016年金融发展均值和平均增长速度

如图1所示，虽然从整体来看，金融产业呈上升的趋势发展，但不同的省市的增长幅度也有很大的差距。从东部九个省市的金融发展水平均值来看，金融发展水平平均值最高的三个省分别是北京市（2.0376）、上海市（1.7170）浙江省（1.2871），均值最低的三个省市分别为河北省（0.7143）、辽宁省（0.7328）、山东省（0.7679）；从各省市的增长速度来看，东部地区金融发展水平2007—2016年年均增长速度最快的三个省市分别为辽宁省（12.526%）、浙江省（5.353%）、河北省（4.943%）。

上述分析可得，从总体上看，高经济增长伴随着较高水平的金融发展，但东部各省市的金融发展水平及其增长速度差距悬殊，将这种不平衡与经济增长联系起来，则可以发现：在研究的样本期间，经济增长的动力主要是来自银行体系的间接金融，经济越发达的区域，拥有的金融资源就越丰富，但对贷款的需求很小，金融资源进一步饱和；经济落后的区域则相反。

三、实证分析

本文首先建立省际面板数据模型，对变量数据进行相关的处理后，对各省市经济和金融发展的现状和差距进行统计性描述；其次，对模型进行估计和修正，以检验我国东部九个省市金融发展对经济增长的影响，并对基本估计结果进行分析。

（一）模型、变量和数据

1.模型的建立

上式中，lnGDPit为地区经济增长指标，Kit代表各地区实际固定资产投资，Lit代表各地区实际就业人数，finait为各地区金融发展水平指标，Zit代表其他控制变量，εit代表随机误差项，下标i=1，2，3，4，5…9，代表东部9省市，t=2007，2008…2016年样本期间。

2.变量指标选择

地区经济增长指标用实际GDP（以2007年为基准）的取对数值来衡量经济增长。不选名义GDP，是因为名义GDP是指运用当期市场价格计算的最终产品的市场价格，会受到通货膨胀的影响。为了能够精确地反映产出的实际变动，还需要消除价格变动的影响，即得到实际GDP，它能很好地反映我国各省市的经济增长及经济增长的绩效。

各地区实际固定资产投资，根据国内外许多研究文献均已表明，“投资”这个要素在推动各区域经济发展的进程中展现出了某些特定的规律，因此在模型设定时应该加以考虑此变量。

各地区实际就业人数的选定，一个国家或地区经济总产出的主要影响因素包括资本和劳动力，而就业人数是界定劳动力数量的最佳指标，故本文引入各省市实际就业人数这一变量，用它作为劳动力对经济影响的控制因素。

地区金融发展水平指标采用各省的贷款总量占全国GDP的比值作为该省金融发展程度的指标，即金融发展水平=区域年度贷款总额/当年地区GDP（finait=LOAN/GDP）作为主要的解释变量，我们认为该指标可以较真实和全面地衡量区域的金融发展水平。本文采用2007年为基期的固定资产投资价格指数进行平减，作为表示此年度各省市投资水平的间接指标。

其他控制变量，具体包括反映地区经济结构的变量fiscal，open，city和反映地区教育发展状况的变量edu。fiscal为财政支出占GDP的比例；open为对外开放水平，计算指标为进出口总额在GDP中的占比；city为城市化率，计算指标为城镇人数占总人口数的比例；edu为各地区人均受教育水平，接受过小学教育、初中、高中（中专）和大学（大专）以上的人分别按人均受教育年数6年、9年、12年以及16年计算，计算公式为（式中Ai为学历类别对应的受教育年数，Bi为拥有该学历的人数。

3.数据描述

各变量的统计性描述如表2所示。由表2可知，衡量金融发展的指标fina的均值为1.4188，最大值为2.3672，最小值为0.2872，二者的差距和变量的统计性描述均表明了样本期间金融发展的差异悬殊。

（二）模型的估计结果及分析

1.模型的检验与选定

（1）模型设定检验。由于各个省市的金融发展与它对经济增长的作用效果存在一定程度的差异。因此，具体应该使用哪种面板数据模型，需要对模型进行设定检验。面板数据模型根据系数项和截距项的不同，分成混合效应模型、变截距模型和变系数模型，其中将后两种模型又细分为固定效应模型和随机效应模型。为了减少模型的设定偏差，增强参数估计的有效性，利用协方差分析检验本文设立的面板模型类型，构造F统计量如下：

其中，SSEr、SSEu分别为混合效应模型、变截距模型和的残差平方和，T表示样本时期数，K为解释变量的个数，N表示个体的数量。在既定的显著性水平下，如果F检验拒绝原假设，则选择变截距模型，反之即采用混合效应模型。利用豪斯曼（Hausman）检验，如果拒绝原假设，则选择固定效应模型，反之选用随机效用模型。本文运用Eviews8.0统计软件，对面板数据模型分别进行F检验和Hausman检验，检验结果见表3。

表3 F检验和Hausman检验结果

由表3可知，所设定的面板数据模型对应的F检验在1%显著性水平下拒绝原假设，即拒绝采用混合模型，说明选择变截距面板数据模型更合适。在Hausman检验中，面板数据模型对应的x2在1%显著性水平下拒绝原假设，即拒绝采用随机效应模型，说明采用固定效应模型效果更佳。

（2）组内自相关检验。面板模型序列一旦存在自相关问题，模型回归估计值的有效性将不成立，同时也会导致模型系数的不显著等问题。本文采取杜宾-沃特森检验法（Durbin-Watson Stat）对面板模型序列的自相关进行检验。检验结果显示，DW的值为0.618。对照DW检验临界值分布表可得，该模型存在一定程度的一阶正自相关。

（3）组间异方差检验。面板模型如果存在异方差，同样可能导致模型系数的不显著或模型预测的失误。本文采用修正的Wald检验来判断面板模型是否存在组间异方差。在假设该模型是基于规模报酬不变的假设的前提下，对该模型施以C(2)+C(3)=1的条件检验。检验结果显示，Chi-square（1）=62.234，Prob＞chi-square（1）=0.0000，即模型在1%的显著性水平下拒绝原假设，说明面板模型存在组间异方差，则该模型应该拒绝规模报酬不变的前提假设。

2.实验结果分析

利用东部九省市2007—2016年的面板数据建立固定效应模型，由于上述模型是在存在组间异方差和一阶正自相关的前提下实现的，而Beck和Katz（1995）引入的面板校正标准误差PCSE（Panel Corrected Standard Errors）估计方法可以有效地处理复杂的面板误差结构。因此，我们在采用最小二乘法进行估计的基础上，进一步应用PCSE方法对模型进行优化，以达到处理复杂的面板误差结构的效果。回归估计结果如表4所示，经过调整的R2值为0.996575，说明模型的整体拟合效果较好。

从表4的模型回归结果可知，模型的解释变量金融发展水平（Fina）、实际固定资产投资（lnK）、实际就业人口数（lnL）、财政支出占GDP的比例（Fiscal）、对外开放程度（Open）、教育发展水平（Edu）和城镇化水平（City）的系数来看，变量回归系数的统计量t值及其相伴概率P值均通过了1%的显著性水平检验。

表4 东部九个省市金融发展与经济增长的面板数据模型回归结果

如表4显示，实际固定资产投入（lnK）实际就业人数（lnL）的检验结果在1%的显著性水平下显著为正值，表明资本与劳动的投入均会促进经济增长，这是因为其他要素的投入均附属与资本与劳动的投入，只要有资本与劳动这两种生产要素，就可以进行一系列的生产活动。但结果显示劳动力的投入引起的经济增长效率要大于固定资产投资所引起的效率，这可能来自两方面的原因：一是固定资产投资本身存在一定的乘数效应；二是资本也存在边际效率递减的效应。

财政支出占GDP的比重（fiscal）对经济增长效果显著，即表明了财政支出占GDP的比例的增加促进了经济增长，这与以往一些学者的研究结论有所不同。结合我国东部九个省市的实际情况以及2007年至2016年以来我国国内的经济水平综合考虑，财政支出的合理增加能够使财政政策职能有更好的发挥，且相应地加速经济增长的水平和速度。

对外开放程度（open）、城镇化程度（city）和人均受教育程度（edu）在1%的显著性水平下均显著为正，说明对外开放、城镇化和教育发展的程度的深化都将促进经济的增长。这与以往的学者的研究结论相吻合。

而本文关注的焦点——金融发展程度指标fina显著影响被解释变量，估计系数为正，这表明金融发展在一定程度上促进了经济增长，但效果并不强。只涉及到有关各区域经济增长的变量前提下，fina每增长1%，经济相应的上升了0.0405%。大体上看来，金融的高度发展必须附属于经济的高速增长，但金融过高、过快地发展，不仅仅只有促进经济增长，而且有一些部分还将转化为通货膨胀。根据李月研究得经济增长的主要动力还是来自于金融发展，而且金融的高度发展必将会带来经济增长率的最高值，但是经济增长的峰值并没有出现在金融发展处于最高的位置，而是出现在金融发展位于居中的相对合理水平的时候［21］。

四、总结与建议

本文研究主要在以下几方面：一是结合了我国银行业的实际情况，即银行处于金融领域的主体位置和以银行信贷业务为主的间接融资模式占社会融资模式的主导位置，用各项贷款占GDP的比例来作为度量金融发展的指标；二是在模型构建上，采用柯布—道格拉斯生产函数，增加了资本投入与劳动投入两个控制变量；三是选用了个体固定效应模型的探究方法。

通过对我国东部九个省市省面板模型的检验估计，结果表明：间接融资占GDP的比重的提高将促进经济的增长，样本期间2007—2016年我国东部地区的金融发展促进了区域的经济增长，但金融发展对经济增长的边际作用在削弱。本文推断，我国东部九省市经济已经进入资本与技术双密集状态的发展时期，传统的间接融资已经不能满足金融市场化，新常态下经济的持续增长急切需要直接融资市场的参与。综上，基于研究结果，分别从不同角度提出以下几点建议：

（1）从信贷投放量上看，虽然以银行为主的间接金融体系对经济增长的边际影响在减弱，但经济增长主要的动力还是来自银行的信贷业务，银行贷款余额总量的增加对当下各区域的经济增长还是起着很重要的作用。所以金融机构现阶段还是需要扩大规模，促进整个社会水平的金融深化，提高金融系统效率，推进央行“定向降准”政策的实施。

（2）从金融机构角度上看，银行多数不能从事直接融资业务，只能从事传统的间接融资业务。传统金融极大地限定了企业的成长和中国新经济的发展。现阶段的中国经济新发展已内在地要求金融体系彻底变革，顺应人力资本直接融资需求。在未来的经济转型中，推进直接融资市场发展，建设多层次的资本市场就更具有重要的意义，具体可以推动股票市场、债券市场的改革建设，各种投资产品如期权、保险、期货等的多样化，完善现有的市场风险防范机制，提高资本市场的流动性等。

（3）坚持对外开放，金融机构应该助力推进我国“一带一路”的战略实施，加强国际贸易往来。提高基础教育发展，缩小城乡教育普及差距，在促进人力资本的积累的同时，提供给拥有高技术水平人才一个无阻力的发展空间。

（4）从金融创新角度上看，互联网金融减少了传统金融中的许多交易成本，也突破了传统金融业务的很多限制，如时间、地域等，给金融业带来了商业模式上和信息技术上更多的机会与挑战。传统银行可以借助互联网金融的发展推陈革新，但发展互联网金融必须有一个前提，即建立有关互联网金融的法律法规或者行业准则等来控制互联网金融可能带给市场主体的风险，真正实现普惠金融。

因此，在考虑通货膨胀的前提下，中国各省份可以根据本省的发展要求调整相关战略，利用各种政策组合促进金融发展，将其作为一个关键的动力来源，通过发展金融来提高所有要素的效率，以促进和启动新的增长点，显示增长效应，实现实际增长，并更加注重重要部门之间的合作，促进经济结构调整和升级，以实现经济的可持续增长。