王黎欣

摘 要：建立以O(shè)dedokun“二分法”模型為基礎(chǔ)的多元線性回歸模型，利用寧夏1999—2013年的數(shù)據(jù)，分析寧夏金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。結(jié)果表明，寧夏金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大和金融發(fā)展效率的提高都會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面影響。因此，寧夏應(yīng)該從減少政府干預(yù)，充分發(fā)揮市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用;制定合理政策，提高金融資源利用率;鼓勵(lì)金融創(chuàng)新，拓寬投融資渠道等方面入手，逐步消除“金融抑制”。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展規(guī)模;金融發(fā)展效率;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

中圖分類號(hào)：F832 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2015）22-0065-03

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，只有明確金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，才能制定出適當(dāng)?shù)慕鹑诎l(fā)展政策，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)。20世紀(jì)60年代末，金融深化理論的興起引發(fā)了關(guān)于金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的探討，該理論認(rèn)為，政府的過度干預(yù)使得“金融抑制”現(xiàn)象在欠發(fā)達(dá)地區(qū)普遍存在。迄今為止，對(duì)于金融發(fā)展究竟是促進(jìn)還是抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一問題一直存在爭(zhēng)議，但多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家都認(rèn)為金融發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。如King和Levine（1993）指出，金融體系促進(jìn)了資本積累和技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而使得經(jīng)濟(jì)得到增長(zhǎng)[1]。國(guó)內(nèi)學(xué)者的實(shí)證研究結(jié)果大多也表明我國(guó)的金融發(fā)展顯著推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（談儒勇，1999;余立平等，2012）[2～3]。還有一些學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不能一概而論，需要具體分析。張珂、嚴(yán)丹等（2009）就發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是影響金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的重要閾變量，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高的地區(qū)，金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反之則阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]。劉金全、付衛(wèi)艷（2014）則將收入增長(zhǎng)率作為門限變量進(jìn)行研究，結(jié)果表明，當(dāng)收入增長(zhǎng)率位于門限值以上時(shí)，金融發(fā)展才會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)[5]。

在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)的寧夏，金融發(fā)展會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生怎樣的影響？現(xiàn)階段，寧夏的金融體系仍然不完善，金融市場(chǎng)總量較小，尤其是直接投融資發(fā)展落后，企業(yè)融資高度依賴銀行貸款等問題十分嚴(yán)重。那么，“金融抑制”會(huì)不會(huì)是造成寧夏經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平落后的原因之一，即金融發(fā)展滯后阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，進(jìn)而陷入一種惡性循環(huán)。為此，本文將建立“二分法”計(jì)量模型，利用寧夏1999—2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，試圖找到這些問題的答案。

一、模型的建立

Odedokun（1996）提出的“二分法”模型將經(jīng)濟(jì)社會(huì)分為金融部門和非金融部門，并把金融部門的產(chǎn)出作為非金融部門的投入要素，再通過微分分解出金融部門對(duì)非金融部門的貢獻(xiàn)[6]。后來，賴娟（2013）以此為基礎(chǔ)建立了一個(gè)只包含經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展兩類變量的模型，本文借鑒此模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)[7]。

首先，做出以下假設(shè)：第一，全社會(huì)只存在生產(chǎn)金融產(chǎn)品的金融部門和生產(chǎn)非金融產(chǎn)品的非金融部門;第二，金融部門的產(chǎn)出對(duì)于非金融部門的產(chǎn)出具有外部效應(yīng)。

則金融部門和非金融部門的產(chǎn)出函數(shù)分別為（1）、（2），總產(chǎn)出為（3）：

F=f（KF，LF） ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （1）

R=E·r（KR，LR，F(xiàn)） ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （2）

Y=F+R ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （3）

其中，F(xiàn)表示金融部門的產(chǎn)出，即金融發(fā)展規(guī)模，R表示非金融部門的產(chǎn)出，E表示金融發(fā)展效率，KF和KR分別表示金融部門和非金融部門的資本投入，LF和LR分別表示金融部門和非金融部門的勞動(dòng)投入。假設(shè)在均衡條件下，兩部門資本與勞動(dòng)的邊際產(chǎn)品之比相等，且等于1+α，α為生產(chǎn)力差異常數(shù)，即：

1+α ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?（4）

對(duì)（4）式進(jìn)行全微分后在兩邊同時(shí)除以Y，得到一個(gè)公式，可將其簡(jiǎn)化為：

GY=β1GL+β2（GF·DEPTH）+β3GE ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? （5）

其中，GY表示總產(chǎn)出增長(zhǎng)率，GL表示勞動(dòng)投入增長(zhǎng)率，GF表示金融部門產(chǎn)出增長(zhǎng)率，GE表示金融發(fā)展效率增長(zhǎng)率，DEPTH=F/Y表示金融發(fā)展規(guī)模占經(jīng)濟(jì)總量的比重。（5）式說明，金融發(fā)展規(guī)模作為直接的要素投入影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，金融發(fā)展效率則通過影響全要素生產(chǎn)率影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為簡(jiǎn)化模型，將（5）式中各變量進(jìn)行人均化處理，其中E為比率變量，不需要人均化，最終建立模型為：

gy=λ1+λ2（gf·depth）+λ3GE+μ ? ? ? ? ? ? ? ? ?（6）

二、實(shí)證分析

由上文建立的模型可知，gy為被解釋變量，GE和gf·depth為解釋變量，λ1、λ2、λ3為相關(guān)系數(shù)，μ為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（一）指標(biāo)說明

1.gy：表示人均名義GDP增長(zhǎng)率，用來衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)程度。

2.GE：表示金融發(fā)展效率增長(zhǎng)率。其中E為金融發(fā)展效率，本文采用周國(guó)富等（2007）提出的概念，將其定義為金融中介機(jī)構(gòu)及金融市場(chǎng)的資源配置效率[8]?？紤]到寧夏金融市場(chǎng)效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響甚微的現(xiàn)狀，本文選用側(cè)重于衡量金融中介效率的四個(gè)指標(biāo)來衡量E，這四個(gè)指標(biāo)分別為：存貸比（E1，為貸款余額/存款余額），儲(chǔ)蓄率（E2，為儲(chǔ)蓄余額/國(guó)民生產(chǎn)總值），儲(chǔ)蓄投資轉(zhuǎn)化率（E3，為投資總額/儲(chǔ)蓄余額）和邊際資本生產(chǎn)率（E4，為GDP增加額/當(dāng)年投資總額）。然后運(yùn)用主成分分析法，將四個(gè)指標(biāo)的增長(zhǎng)率合成總的金融發(fā)展效率增長(zhǎng)率GE。

3.gf·depth：表示人均化的金融發(fā)展規(guī)模。gf=dF/F為人均存貸款余額總和的增長(zhǎng)率，其中f=F/L為人均存貸款余額之和，depth=（F/L）/（Y/L）=F/Y為人均金融深化程度，數(shù)值上等于DEPTH，F(xiàn)為金融機(jī)構(gòu)存貸款余額之和。

本文樣本為寧夏1999—2013年相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，其中1999—2004年的數(shù)據(jù)來源于《新中國(guó)五十五年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，其余數(shù)據(jù)來源于對(duì)應(yīng)年份的《寧夏統(tǒng)計(jì)年鑒》及寧夏回族自治區(qū)《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》。數(shù)據(jù)處理使用Eviews6.0軟件。

（二）數(shù)據(jù)處理與檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)。用主成分分析法計(jì)算出GE1、GE2、GE3、GE4的主成分系數(shù)分別為0.36589、0.27712、0.24593、0.11097，并將其合并成一個(gè)總的金融發(fā)展效率增長(zhǎng)率指標(biāo)GE。然后，通過ADF檢驗(yàn)確定變量平穩(wěn)性，檢驗(yàn)形式中的截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)根據(jù)變量趨勢(shì)圖判斷，滯后階數(shù)由AIC準(zhǔn)則確定。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在1%的顯著性水平下，gy、GE和gf·depth都為I（1）序列，符合協(xié)整分析的要求，具體結(jié)果（見表1）。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步確定變量之間是否存在一種長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，本文采用Johansen提出的方法，即在VAR系統(tǒng)下通過極大似然估計(jì)來判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。在檢驗(yàn)之前，首先根據(jù)AIC、SC值同時(shí)達(dá)到最小的準(zhǔn)則，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為1，檢驗(yàn)結(jié)果（見表2）。

表2顯示，在不存在協(xié)整方程和至多存在一個(gè)協(xié)整方程的假設(shè)條件下，其跡檢驗(yàn)值均大于5%顯著性水平下的臨界值，拒絕了原假設(shè)，即變量之間存在兩個(gè)協(xié)整方程。這說明變量之間確實(shí)存在一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，本文用一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程來表現(xiàn)這種關(guān)系。從協(xié)整方程可以看出，寧夏的金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大和金融發(fā)展效率的提升均阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，即“金融抑制”現(xiàn)象在寧夏是存在的。

gy=-0.392057 gf·depth -0.043318GE

（0.09368） ? ? ? ? ? ?（0.51413）

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)。格蘭杰因果檢驗(yàn)用來分析兩個(gè)序列之間是否存在因果關(guān)系，也就是分析當(dāng)期自變量能在多大程度上解釋因變量。由格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，寧夏的金融發(fā)展效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在單項(xiàng)的格蘭杰因果關(guān)系，金融發(fā)展效率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭（下轉(zhuǎn)150頁(yè)）（上接66頁(yè)）杰原因，其余變量間均不存在格蘭杰因果關(guān)系。受版面限制，具體結(jié)果在此處不予列出。

三、結(jié)論

“金融抑制”現(xiàn)象在寧夏的出現(xiàn)，首先是因?yàn)閷幭牡慕鹑跈C(jī)構(gòu)種類較少，導(dǎo)致金融結(jié)構(gòu)不合理，金融發(fā)展效率較低，將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的能力差，造成了大量資金的閑置和浪費(fèi)。其次，寧夏的金融活動(dòng)主要受政府主導(dǎo)，在政策上具有明顯的偏向性，金融資源更容易流向國(guó)有部門，使得金融規(guī)模的擴(kuò)大不僅沒有有效調(diào)節(jié)社會(huì)財(cái)富的再分配，反而破壞了市場(chǎng)均衡，阻礙了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在未來的金融發(fā)展過程中，寧夏要以促進(jìn)金融深化為目標(biāo)，推進(jìn)金融自由化，通過減少政府干預(yù)，充分發(fā)揮市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用;制定合理政策，提高金融資源利用率;鼓勵(lì)金融創(chuàng)新，拓寬投融資渠道等措施，形成利率、儲(chǔ)蓄、投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的良性循環(huán)，逐步消除“金融抑制”現(xiàn)象。