王芳　劉偉宏

[摘要]金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界討論的熱點問題。該文基于福建省1980年～2011年的數(shù)據(jù)，運用分位數(shù)回歸方法，考察了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。與經(jīng)典的條件均值回歸相比，條件分位數(shù)回歸方法能夠挖掘數(shù)據(jù)生成過程更加全面深入的信息，為研究區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系提供有力的證據(jù)。

[關(guān)鍵詞]福建省 金融發(fā)展 經(jīng)濟(jì)增長 分位數(shù)回歸

1.概述

國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了頗具深度的探討，通過理論分析和實證研究得到了豐富的成果。近些年來，為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)快速健康發(fā)展，不少發(fā)展中國家把金融發(fā)展作為推動經(jīng)濟(jì)增長的重要引擎。1973年，麥金農(nóng)和肖分別提出“金融抑制”和“金融深化”。麥金農(nóng)認(rèn)為，發(fā)展中國家為了早日實現(xiàn)工業(yè)化的目標(biāo)，企圖低成本地利用國內(nèi)外金融資源，于是對內(nèi)壓低存貸款利率，對外高估本國利率，從而導(dǎo)致金融市場喪失了調(diào)節(jié)資金供求關(guān)系的能力。因此，要實現(xiàn)金融發(fā)展，必須消除金融抑制。肖從金融深化的角度得出了類似的結(jié)論，他認(rèn)為，金融深化能夠通過儲蓄效應(yīng)、投資效應(yīng)、收入效應(yīng)、就業(yè)效應(yīng)和分配效應(yīng)促進(jìn)一個國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?！敖鹑谝种啤焙汀敖鹑谏罨崩碚搹?qiáng)調(diào)市場的形成和完善，并沒有強(qiáng)調(diào)金融結(jié)構(gòu)問題，但對發(fā)展中國家來說，由于金融發(fā)展水平低，金融深化也隱含著金融結(jié)構(gòu)的進(jìn)步。

20世紀(jì)90年代以來，內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論的發(fā)展，指出金融中介和金融市場的內(nèi)生性，以及金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。King（1993）的實證研究結(jié)果表明，金融機(jī)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)增長之間存在較強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系，而且金融發(fā)展可以比經(jīng)濟(jì)發(fā)展更快。Levine（1997）從功能的角度闡釋了經(jīng)濟(jì)增長中金融發(fā)展的作用，金融中介為風(fēng)險管理和流動性提供了機(jī)會，憑借著有吸引力的風(fēng)險分擔(dān)特性，激發(fā)了金融市場和工具的發(fā)展。Greenwood（1997）通過建立金融市場的內(nèi)生形成模型發(fā)現(xiàn)了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的雙向因果關(guān)系，指出金融市場和金融中介的運行成本或參與成本導(dǎo)致了金融市場和金融中介的內(nèi)生形成。Levine和Zervos（1998）把一些反映股票市場發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)添加到回歸模型中從而擴(kuò)展了King和Levine（1993）對金融中介和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的分析，根據(jù)47個國家1976年-1993年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證后得出結(jié)論：股票市場流動性和銀行發(fā)展不僅都與同時期的經(jīng)濟(jì)增長存在很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，而且能很好地預(yù)測經(jīng)濟(jì)增長前景。

與國外浩如煙海的研究文獻(xiàn)相比，國內(nèi)對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系問題的研究起步較晚。但是，隨著我國國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)快速發(fā)展和金融體系改革的不斷深化，金融部門對經(jīng)濟(jì)增長作用如何日益引起國內(nèi)學(xué)者的廣泛關(guān)注。他們發(fā)表了大量理論分析和實證研究的文章，對中國未來金融和經(jīng)濟(jì)政策的制定和完善進(jìn)行了卓有成效的探索。

談儒勇（1999）利用季度數(shù)據(jù)對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，對中國整體金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系研究做出開創(chuàng)性貢獻(xiàn)。韓廷春（2002）把金融發(fā)展作為一個因素引入內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型，并利用中國的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，其結(jié)論表明生產(chǎn)過程中的人力資本和R&D;水平越高，非國有經(jīng)濟(jì)投資額占總投資額比例越大，則投資效率越高，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長越快。王景武（2005）利用誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗對我國區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系進(jìn)行了計量分析，得到的結(jié)論是東部地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正向因果關(guān)系，而西部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系則存在相互抑制關(guān)系。

事實上，由于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的非均衡性，區(qū)域金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的分析，具有更加現(xiàn)實的意義。本文以基于福建省的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，運用條件分位數(shù)回歸方法進(jìn)行區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的計量分析，采用的計量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件是Eviews。

2.福建省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長：條件分位數(shù)回歸

線性分位數(shù)回歸理論由Koenker和Bassett（1978）最早提出，是估計一組回歸變鰱與被解釋變量的分位數(shù)之間線性關(guān)系的建模方法。分位數(shù)回歸通過對古典條件均值模型為基礎(chǔ)的最小二乘法進(jìn)行延伸，用多個分位函數(shù)來估計整體模型。相比普通最小二乘回歸只能描述自變量對于因變量局部變化的影響而言，分位數(shù)回歸能更精確地描述自變量對于因變量的變化范圍以及條件分布形狀的影響，不僅分析被解釋變量的條件期望（均值），還能夠分析解釋變量對被解釋變量的中位數(shù)、分位數(shù)等的影響。不同分位數(shù)下的回歸系數(shù)估計量常常不同，即解釋變量對不同水平被解釋變量的影響不同。而且，分位數(shù)回歸對誤差項并不要求很強(qiáng)的假設(shè)條件，因此對于非正態(tài)分布而言，分位數(shù)回歸系數(shù)估計量則更加穩(wěn)健。

在經(jīng)濟(jì)增長的實證研究文獻(xiàn)中，人們常常運用生產(chǎn)函數(shù)作為基本估計框架。這里也將它用于分析區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證研究，假定總量生產(chǎn)函數(shù)（t期）的形式，把總產(chǎn)出抽象為金融發(fā)展水平與控制變量的函數(shù)，控制變量是除金融發(fā)展水平以外的其它主要影響因素，可以用函數(shù)表示：

Yt=f（fiancet，controlt）

其中，Yt是總產(chǎn)出，一般用GDP表示，financet代表金融發(fā)展水平，controlt代表控制變量。為了根據(jù)可得數(shù)據(jù)研究福建省的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，這里被解釋變量取國內(nèi)生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟(jì)增長，用GDP表示；解釋變量是金融發(fā)展水平和控制變量。金融發(fā)展水平采用金融相關(guān)比率指標(biāo)，即FIR，等于金融機(jī)構(gòu)存貸款總額與GDP的比值?？刂谱兞渴侵改切┠軌蛴绊懡?jīng)濟(jì)增長的資源稟賦差異的變量，目的是用來控制其它可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長差異的因素。（1）實物資本投入，用固定資產(chǎn)投資占GDP的比值反映物質(zhì)資本的投入水平，用INFIXP表示。（2）人力資本投入，一般用中小學(xué)畢業(yè)升學(xué)率或者政府財政支出中的教育支出近似反映各地區(qū)人力資本水平。考慮到財政金融的緊密聯(lián)系，這里設(shè)置了政府財政支出總額占GDP的比值綜合近似反映人力資本水平，以及財政金融的緊密聯(lián)系，用LGEXPP表示。（3）經(jīng)濟(jì)開放程度，考慮到外國直接投資額與金融的緊密聯(lián)系，這里設(shè)置了外國直接投資額（或者實際利用外資）總額占GDP的比值綜合近似反映經(jīng)濟(jì)開放程度，以及外國直接投資與金融的緊密聯(lián)系，用FDIAUP表示。

根據(jù)以上的分析，為了進(jìn)行彈性研究，對被解釋變量和解釋變量都取自然對數(shù)，則計量分析模型的基本形式為：LnGDP=po+pILnFIR+p2LnINFIXP+D3Ln LGEXPP+

B4Ln FDIAUP+μ

為了對比研究結(jié)果，以下將采用條件均值回歸和條件中位數(shù)回歸進(jìn)行計量分析，它們的結(jié)果分別見表1和表2。

由于條件均值回歸和條件中位數(shù)回歸采用的計算方法不同，得到的擬合優(yōu)度值存在明顯差異。一般來說，如果采用相同的數(shù)據(jù)，偽擬合優(yōu)度值（Pseudo R-squared）明顯小于擬合優(yōu)度值（R-squared），調(diào)整的偽擬合優(yōu)度值（Adjusted PseudoR-squared）明顯小于調(diào)整的擬合優(yōu)度值（Adjusted R-squared）。從表1和表2可以看出，偽擬合優(yōu)度值是0.841360，擬合優(yōu)度值是0.960442；調(diào)整的偽擬合優(yōu)度值是0.817858；調(diào)整的擬合優(yōu)度值是0.954582。

另外，比較兩種方法估計得到的解釋變量的系數(shù)，存在明顯的小同。三個解釋變量（INFIXP、LGEXPP、FDIAUP）系數(shù)的條件均值回歸估計值的絕對值大于條件中位數(shù)回歸估計值的絕對值，一個解釋變量（FIR）系數(shù)的條件均值回歸估計值的絕對值小于條件中位數(shù)回歸估計值的絕對值。四個解釋變量系數(shù)對應(yīng)的條件均值回歸估計值與條件中位數(shù)回歸估計值的符號相同。

為了深入探究金融發(fā)展和其它控制變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響在經(jīng)濟(jì)增長不同水平下的差異，接下來對經(jīng)濟(jì)增長的多個分位數(shù)水平進(jìn)行條件分位數(shù)回歸估計。

表3是取自20分位數(shù)回歸的5個分位數(shù)的結(jié)果，可以看出，在經(jīng)濟(jì)增長的不同分位數(shù)水平上，金融發(fā)展和其他控制變量對經(jīng)濟(jì)增K的作用大小存在差異。在解釋變量LnGDP不同的分位數(shù)水平，解釋變量LnFIR和Ln INFIXP的系數(shù)都是正數(shù)，而解釋變量Ln LGEXPP和Ln FDIAUP的系數(shù)都是負(fù)數(shù)。從絕對值方面比較，解釋變量LnFIR和LnLGEXPP的系數(shù)較大，LnlNFIXP的系數(shù)次之，LnFDIAUP的系數(shù)最小。

從圖1可以看出，隨著經(jīng)濟(jì)增長分位數(shù)水平的變化，每個解釋變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響大小隨之改變。當(dāng)被解釋變量LnGDP的分位數(shù)水平從0.2逐步增加到0.8，解釋變量系數(shù)的點估計（中間有圓點的折線）和區(qū)間估計（上下沒有圓點的折線）也隨之變化。從系數(shù)點估計的變化特點來看，截距項在0附近波動。解釋變量LnFIR的系數(shù)沒有明顯的變化趨勢，主要在3.5附近波動；解釋變量Ln INFIXP的系數(shù)在兩端有比較明顯的下降趨勢，中間從LnGDP的0.4到0.6分位數(shù)基本保持穩(wěn)定；解釋變量Ln LGEXPP和LnFDIAUP的系數(shù)在兩端有比較明顯的上升趨勢，中間從LnGDP的0.4到0.6分位數(shù)基本保持穩(wěn)定。

3.結(jié)論與建議

本文以福建省1980年至2011年的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，實證分析了金融發(fā)展對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響?；谇懊娴姆治觯疚牡贸鲆韵陆Y(jié)論：條件中位數(shù)回歸和條件均值回歸的估計結(jié)果并不相同；與條件均值回歸相比較，條件分位數(shù)回歸對數(shù)據(jù)信息的分析更加全面深入。研究結(jié)果表明，在經(jīng)濟(jì)增長的某個具體分位數(shù)水平，金融發(fā)展和其它控制變量對經(jīng)濟(jì)增長影響的大小存在差異，表現(xiàn)了解釋變量作用的不同；在經(jīng)濟(jì)增長的不同分位數(shù)水平，某個具體的解釋變量（金融發(fā)展和其它控制變量）對經(jīng)濟(jì)增長影響的大小也不一樣，說明解釋變量的作用并不穩(wěn)定。這些基本結(jié)論能夠幫助我們在制定協(xié)同區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的政策時提供重要的理論指導(dǎo)。