【摘要】本文利用江蘇省13個地市2000～2012年的面板數(shù)據(jù)，從區(qū)域金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響的角度出發(fā)，通過建立固定效應(yīng)模型和變系數(shù)模型，對江蘇各地市進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果表明：從長期來看，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有較大的推動作用，但區(qū)域經(jīng)濟(jì)的自發(fā)增長性存在明顯差異。在此基礎(chǔ)上，提出了針對區(qū)域金融的相關(guān)政策建議。

【關(guān)鍵詞】金融發(fā)展 經(jīng)濟(jì)增長 面板數(shù)據(jù)

一、引言

經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開金融的支持，早在1911年，熊彼特（Schumpeter）就指出了一個國家金融部門的發(fā)展對該國人均收入水平和增長率的積極效應(yīng)，認(rèn)為一個運(yùn)行良好的金融系統(tǒng)對經(jīng)濟(jì)的長期增長有促進(jìn)作用，而戈德史密斯（Goldsmith）于1969年首次就金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)總量增長進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果支持了前者的理論。隨后，麥金農(nóng)（Mckinnon）和肖（Shaw）分別提出了“金融抑制”和“金融深化”理論，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系逐漸成為經(jīng)濟(jì)學(xué)的一個重要研究領(lǐng)域。隨之而來的國內(nèi)外的大量基于不同層面和角度的研究表明，無論是在國家地區(qū)層面，還是產(chǎn)業(yè)企業(yè)層面，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)總量增長都具有顯著的促進(jìn)作用，而目前相關(guān)的主流觀點(diǎn)也認(rèn)為：經(jīng)濟(jì)的增長需要金融支持，金融發(fā)展是推動經(jīng)濟(jì)快速增長的動因。

然而，目前的研究大多是是從某個國家或某個省份的宏觀層面上來進(jìn)行研究的，比較少涉及到地市層面（郭鷹，2009），因此得出的結(jié)論也是宏觀性的。特別是在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于不平衡以及存在地域分割的情況下，通過宏觀層面研究得出的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相互促進(jìn)關(guān)系就不一定具有適用性（張兵；胡俊偉，2003）。因此，本文以江蘇省為研究對象，基于省內(nèi)的13個地市的角度進(jìn)行分析， 從區(qū)域內(nèi)部角度深挖金融與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系。之所以選擇江蘇省為樣本主要從以下兩點(diǎn)來考慮，一方面江蘇省屬于東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)，金融發(fā)展程度相對較好；另一方面省內(nèi)的三大區(qū)域蘇南、蘇中和蘇北的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在較大的差異。因此具有一定的代表性。

二、指標(biāo)和數(shù)據(jù)的選取

（一）指標(biāo)的選取與說明

由于我國特殊的經(jīng)濟(jì)體制，金融發(fā)展程度相對較低，金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)新不足，業(yè)務(wù)也主要表現(xiàn)為主要為傳統(tǒng)的存貸款業(yè)務(wù)，使得金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)的增長的推動主要通過商業(yè)銀行的信貸市場來實(shí)現(xiàn)，而金融其他方面的推動則動力不足。因此，本文在設(shè)計(jì)金融發(fā)展指標(biāo)時，主要考慮金融銀行的存貸款狀況，而經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)則用區(qū)域的GDP總量來表示，各個指標(biāo)具體說明如下：

一是金融發(fā)展水平指標(biāo)（FN），該變量定義了一個地區(qū)金融發(fā)展的水平，本文以區(qū)域內(nèi)銀行年末總貸款余額占GDP的比重來表示，由于銀行貸款占GDP比重與金融深度是高度相關(guān)的，因此是衡量我國金融發(fā)展水平的一個較好指標(biāo)，國內(nèi)學(xué)者也廣泛采用該指標(biāo)來衡量各地區(qū)金融發(fā)展水平（劉忠群等，2008）。

二是金融效率指標(biāo)（FD），該變量反映區(qū)域內(nèi)銀行的存貸比例，用銀行貸款額占存款額的比重來表示。

三是金融規(guī)模指標(biāo)，反映區(qū)域的總體金融規(guī)模狀況，考慮到區(qū)域之間的可比性，用人均存貸款余額來表示。經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)（GDP），考慮到數(shù)據(jù)的可得性，該變量用地區(qū)生產(chǎn)總值來表示。

（二）數(shù)據(jù)來源與描述性分析

本文以江蘇省的13個地市為研究對象，樣本區(qū)間為2000～2012年，原始數(shù)據(jù)主要來源于《江蘇統(tǒng)計(jì)年鑒》（2000～2013），相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)按照上述方法計(jì)算，最后利用區(qū)間內(nèi)的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

表1列出了2012年江蘇省13個地市的經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的相關(guān)指標(biāo)，我們可以看出，江蘇省各地市之間的發(fā)展及其不均衡，蘇南地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度最高，而蘇中和蘇北地區(qū)與其相比則存在較大的差距，其中人均GDP最高的無錫為11.74萬元，而蘇北的宿遷市只有3.18萬元，前者是后者的將近4倍。這也與區(qū)域的金融指標(biāo)相對應(yīng)，就反映金融規(guī)模水平的人均存貸款額來說，也表現(xiàn)出了蘇南城市大于蘇中和蘇北的現(xiàn)象，其中蘇南地區(qū)的平均存款和貸款額分別為13.43和10.46萬元，蘇中地區(qū)的這兩項(xiàng)指標(biāo)分別為4.47和2.66萬元，而蘇北地區(qū)只有1.84和1.17萬元。由此可見，金融發(fā)展規(guī)模較大的地區(qū)，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度也相對較高。對于用金融相關(guān)比率來表示的指標(biāo)存貸比和金融發(fā)展率，基本上也符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，比率越高的現(xiàn)狀。

三、模型的設(shè)定

為了定量的分析區(qū)域金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，本文以地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)作為因變量、金融指標(biāo)作為自變量建立動態(tài)的面板數(shù)據(jù)模型，其中，由于地區(qū)GDP總量的絕對數(shù)值與金融指標(biāo)的數(shù)量級相差較大，因此，為了減小回歸誤差，對因變量做取對數(shù)處理，另外，由于金融指標(biāo)中各指標(biāo)之間存在較大的相關(guān)性，為了消除多重共線性對估計(jì)結(jié)果的影響，本文選擇金融發(fā)展水平（FN）和金融發(fā)展效率（FN）兩個指標(biāo)作為自變量，模型的最終表現(xiàn)形式如下：

LnGDPit=α+β1FNit+β2FDit+εit （1）

式中：i表示個體單位，本文取值范圍為1～13，分別表示江蘇省內(nèi)的13個地市；t表示時間，本文數(shù)據(jù)范圍是2000～2009年。εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)，α為截距項(xiàng)，β為斜率系數(shù)。

對于面板數(shù)據(jù)而言，根據(jù)截距項(xiàng)α和系數(shù)項(xiàng)β的不同，可將模型分為三種類型：

無個體影響的不變系數(shù)模型，其特征為：αi=αj；βi=βj （2）

含有個體影響的變截距模型，其特征為：αi≠αj；βi=βj （3）

對于變截距模型，根據(jù)估計(jì)參數(shù)的特征又可分為“固定效應(yīng)模型”和“隨機(jī)效應(yīng)模型”，可通過Hausman檢驗(yàn)來選擇。

含有個體影響的變系數(shù)模型，其特征為：αi≠αj；βi≠βj （4）

本文以江蘇省13個地市的面板數(shù)據(jù)為研究對象，一方面要分析金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系中地市個體效應(yīng)的影響，另一方面還要探索在不同的地市中經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)和金融發(fā)展指標(biāo)之間的彈性的差異，因此，我們最終選擇模型（3）和模型（4）兩種形式進(jìn)行探討。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）回歸結(jié)果

模型的參數(shù)估計(jì)借助軟件Eviews6來完成，首先利用含個體效應(yīng)的變截距模型進(jìn)行回歸，為了確定模型的形式，我們先對模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：

由上表可以看出，模型在1%的置信水平下拒絕了原假設(shè)，因此，最終我們選擇固定效應(yīng)模型對參數(shù)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如下所示（括號內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量）：

為了分析在不同的地市中經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)對金融指標(biāo)彈性的差異，我們分別對所選取的兩個金融指標(biāo)利用變系數(shù)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4所示：

（二）實(shí)證分析

1.固定效應(yīng)的影響分析。由以上回歸結(jié)果可以看出，固定效應(yīng)模型整體顯著，且各變量的系數(shù)也都在1%的顯著水平下通過了t檢驗(yàn)，參數(shù)估計(jì)效果較好。結(jié)果顯示，在江蘇省內(nèi)，金融發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)增長在長期內(nèi)呈現(xiàn)出穩(wěn)定的正比關(guān)系，前者每上升1%，將帶動后者上升1.5%；而反映金融效率高低的存貸比則與經(jīng)濟(jì)增長之間成反比關(guān)系，存貸比每上升1個百分點(diǎn)，將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長下降2.18個百分點(diǎn)，這說明江蘇省的整體存貸比處于較高的水平，該比率的進(jìn)一步上升將導(dǎo)致金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)風(fēng)險變大，從而阻礙經(jīng)濟(jì)的增長。另外，2000～2012年間江蘇省13個地市之間的個體差異（即金融發(fā)展之外的因素）也對其經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的影響，根據(jù)個體固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，蘇南的南京、常州，蘇中的全部地市南通、揚(yáng)州和泰州以及蘇北的連云港六個地市對共同截距存在負(fù)的偏離，其中以南京的偏離程度最大，達(dá)到了0.9881，遠(yuǎn)大于其他地市，說明南京市經(jīng)濟(jì)增長過多的依賴于金融的額發(fā)展，其他方面對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用不強(qiáng)，其他地市雖然也存在負(fù)的偏離，但偏離程度都比較小，如偏離最大的連云港只有0.15，因此它們的個體差異對經(jīng)濟(jì)增長的影響相對來說都不是太明顯，尤其是蘇中地區(qū)的地市，截距都基本上與平均水平一致；而對于蘇南的蘇州、無錫、鎮(zhèn)江和蘇北的徐州、淮安、鹽城和宿遷，都與共同截距存在正的偏離，其中又以蘇州的偏離程度最大，為0.4587，其次為無錫的0.3238，鹽城和徐州的偏離程度基本一致，均為0.22左右，對于這幾個地市來說，個體差異的對經(jīng)濟(jì)增長的影響比較顯著，即金融發(fā)展之外的因素對經(jīng)濟(jì)增長也具有較大的促進(jìn)作用，而淮安和宿遷的偏離程度較小，均小于0.1，因此，個體差異的影響程度不大。

2.彈性差異的影響分析。根據(jù)表4可以看出，金融指標(biāo)在不同地市之間對經(jīng)濟(jì)增長的彈性系數(shù)存在較大的差異，就金融發(fā)展水平指標(biāo)（FN）而言，彈性系數(shù)最大的是淮安市，為4.069，即該指標(biāo)提高1%，可以使經(jīng)濟(jì)增長近4.1%，其他依次為宿遷、鎮(zhèn)江、連云港、常州、南通、蘇州、無錫、南京、鹽城和徐州，泰州和揚(yáng)州的回歸系數(shù)不顯著，可能是因?yàn)閿?shù)據(jù)時間序列太短所導(dǎo)致，從中可以看出，除了鹽城和徐州兩個城市彈性系數(shù)為負(fù)外（可能原因?yàn)檫@兩個城市的經(jīng)濟(jì)增長主要靠金融支持以外的因素來推動），淮安、宿遷等欠發(fā)達(dá)的地市，金融發(fā)展水平對經(jīng)濟(jì)增長的彈性較高，而對于經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的地市，如蘇州、無錫和南京等，金融發(fā)展水平對經(jīng)濟(jì)增長的彈性相對較低，尤其是南京地區(qū)，彈性系數(shù)僅為0.237，遠(yuǎn)低于其他地區(qū)。該現(xiàn)象形成的原因可能是因?yàn)橐粋€省的金融資源主要集中在相對發(fā)達(dá)地區(qū)并在一定程度上已達(dá)到飽和，而在相對欠發(fā)達(dá)地區(qū)，金融資源的饑渴依然存在，所以金融對經(jīng)濟(jì)增長的彈性相對就較高。對于另外一個金融指標(biāo)金融效率（FD）來說，我們可以看出大部分地市的系數(shù)都是不顯著的，只有無錫、徐州、常州、蘇州和鹽城五個城市的系數(shù)顯著，其中常州和鹽城的系數(shù)為負(fù)，對經(jīng)濟(jì)增長起到了阻礙的作用，表明這兩個地區(qū)的存貸比處于較高的水平，金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)風(fēng)險相對較高。而蘇州、無錫和徐州地區(qū)的系數(shù)為正，其中蘇州市彈性最大（3.015），表明適當(dāng)?shù)奶岣咴擃惖貐^(qū)的存貸比率，可以有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

五、結(jié)論及建議

通過以上分析，我們得出以下結(jié)論：從長期來看，金融發(fā)展水平對江蘇省的經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用，而對于省內(nèi)不同的地市，起促進(jìn)作用又存在較大的差異，具體表現(xiàn)為對于欠發(fā)達(dá)的地區(qū)，彈性系數(shù)相對較高；而經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)，彈性系數(shù)則較低。這說明在發(fā)達(dá)地區(qū)金融資源已趨于飽和，對經(jīng)濟(jì)的邊際增長促進(jìn)作用較弱，而欠發(fā)達(dá)地區(qū)由于金融發(fā)展比較滯后，而金融需求又比較旺盛，因此彈性系數(shù)較高。

基于以上結(jié)論，筆者提出以下建議：一是應(yīng)重視省內(nèi)地市之間金融與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況之間存在的差異，在發(fā)達(dá)地市和欠發(fā)達(dá)地市實(shí)施有差別的金融政策。由于不同地市金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系具有明顯差異，如果采用“一刀切”的金融政策，可能會效率不高，應(yīng)當(dāng)推進(jìn)既有區(qū)域針對性、又能保持區(qū)域間協(xié)調(diào)的金融區(qū)域化發(fā)展戰(zhàn)略。二是由于金融發(fā)展對欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更明顯，因此應(yīng)重視欠發(fā)達(dá)地市金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的協(xié)調(diào)，構(gòu)建欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)與金融的良性互動機(jī)制。三是要進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)金融體制改革，建立發(fā)達(dá)地市和欠發(fā)達(dá)地市經(jīng)濟(jì)金融協(xié)調(diào)發(fā)展機(jī)制。為了實(shí)現(xiàn)國民經(jīng)濟(jì)的健康可持續(xù)發(fā)展，要進(jìn)一步深化經(jīng)濟(jì)金融體制改革，構(gòu)建發(fā)達(dá)地區(qū)、欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)金融協(xié)調(diào)發(fā)展的政策機(jī)制。

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作者簡介：金朝暉（1968-），女，漢族，本科學(xué)歷，江蘇南京人，中國建設(shè)銀行南京中山支行執(zhí)行會計(jì)師。