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。