浙江省金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究

浙江省金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響研究

自1978年改革開放以來，中國(guó)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制改革不斷深化。與此同時(shí)，金融領(lǐng)域的改革也開始了。中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取得了難以置信的成就，gdp總量達(dá)到世界第二，金融發(fā)展領(lǐng)域也取得了優(yōu)異的成績(jī)。然而自上世紀(jì)90年代以來,各地區(qū)發(fā)展水平的差距開始逐漸拉大,各地區(qū)金融發(fā)展不平衡的矛盾也日益突出。經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)憑借其良好的金融資源得以迅速發(fā)展,而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)則因較少的金融資源以及極低的利用率,無法有效刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展,使其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平停滯不前。因此研究中國(guó)區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系及其影響因素,著重發(fā)揮金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過程中的推動(dòng)作用,從而減小各地區(qū)間經(jīng)濟(jì)差距,顯得尤為重要。基于此研究背景,本文選取我國(guó)東部地區(qū)具有代表性意義的浙江省為研究對(duì)象,進(jìn)行區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究。一、金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系國(guó)外學(xué)術(shù)界關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系一直沒有統(tǒng)一的觀點(diǎn),熊彼特(Schumpeter,1912)最早對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行研究,他認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是有益的,即金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。而一些古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家們則往往將注意力集中在實(shí)體經(jīng)濟(jì)方面,他們認(rèn)為貨幣只是便利交易的工具,例如瓊·羅賓遜(1952)宣稱是企業(yè)領(lǐng)著金融走,盧卡斯(1988)則認(rèn)為金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的聯(lián)系不具有重要性,經(jīng)濟(jì)學(xué)家們過度強(qiáng)調(diào)了金融因素在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用,他認(rèn)為應(yīng)該是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)了金融發(fā)展而不是金融發(fā)展推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是,多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家還是通過理論與實(shí)證研究證實(shí)了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系,如格利與肖(GurleyandShaw,1960)、戈德史密斯(Goldsmith,1969)、麥金農(nóng)(Mckinnon,1973)等人分別從金融結(jié)構(gòu)、金融抑制、金融中介與金融自由化等角度闡述了金融因素在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的作用,尤其是戈德史密斯(Goldsmith,1969)開創(chuàng)性地運(yùn)用跨國(guó)實(shí)證研究檢驗(yàn)了35個(gè)國(guó)家從1860年到1963年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)密切相關(guān),創(chuàng)造性地提出金融發(fā)展就是金融結(jié)構(gòu)的變化,得出了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展的同步性,金融發(fā)展以金融資產(chǎn)的形式直接增加儲(chǔ)蓄,從而促進(jìn)了資本形成于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)?？偠灾?大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家還是認(rèn)為金融發(fā)展對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用。國(guó)內(nèi)學(xué)者在研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系時(shí),則傾向于把中國(guó)看作一個(gè)整體來研究,如談儒勇(1999)、韓廷春(2001)、周好文和鐘永紅(2004)、王廣謙(2004)、范學(xué)俊(2006)、陳偉國(guó)和張紅偉(2008)等。但是,相對(duì)于中國(guó)的國(guó)情而言,目前中國(guó)各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展具有明顯的差異性,兩者之間的關(guān)系表現(xiàn)出顯著的區(qū)域性,把中國(guó)作為一個(gè)整體來研究無法直接的反映某個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的真實(shí)情況。二、指標(biāo)的選擇和變量解釋1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)1金融發(fā)展指標(biāo)。金融發(fā)展的一個(gè)重要方面就是金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整與變化。戈德史密斯于1969年,在他所做的研究中曾提出了一個(gè)指標(biāo),該指標(biāo)用以衡量一國(guó)金融總體發(fā)展規(guī)模,即金融相關(guān)率(FIR),它通過“某一時(shí)點(diǎn)上現(xiàn)存的金融資產(chǎn)總額與國(guó)民財(cái)富之比”來表示2經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)。在國(guó)內(nèi)學(xué)者所做的實(shí)證研究中,大多采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值總量指標(biāo)、GDP增長(zhǎng)率指標(biāo),實(shí)際人均GDP增長(zhǎng)率指標(biāo)等一些指標(biāo)。談儒勇(1999)使用GDP增長(zhǎng)率來衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo),周好文、鐘永紅(2004)采用人均GDP來衡量,范學(xué)俊(2006)采用名義GDP來衡量。本文采用地區(qū)生產(chǎn)總值GDP作為表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。另外,根據(jù)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論,經(jīng)濟(jì)學(xué)家核算經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)源泉時(shí)基本考慮了勞動(dòng)、資本、技術(shù)進(jìn)步和自然資源等這些因素,故在本文的實(shí)證模型中,還加入了資本存量指標(biāo)K和勞動(dòng)力指標(biāo)L。2.數(shù)據(jù)來源及選擇本文以地區(qū)生產(chǎn)總值GDP為被解釋變量,以金融相關(guān)率(FIR),資本存量K和勞動(dòng)力L為解釋變量。本文使用年度間經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析,同時(shí)考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性,所選擇的樣本數(shù)據(jù)區(qū)間為1986-2013年。由于本文采用了年度時(shí)間序列數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)波動(dòng)可能比較劇烈,為避免數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng),本文對(duì)各組數(shù)樣本據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化的處理,同時(shí)也可減少異方差的影響,最終各變量分別用LNGDP、LNFIR、、LNK、LNL來表示。三、df單位根檢驗(yàn)由于本文所研究的是有關(guān)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的問題,同時(shí)所用數(shù)據(jù)是時(shí)間序列數(shù)據(jù),為防止出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象,在進(jìn)行回歸分析之前,本文通過ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果如表1所示。由1可知,lngdp、lnfir、lnk、lnl變量序列不平穩(wěn),各變量序列經(jīng)過一階差分后,在10%的顯著性水平下,各時(shí)間變量序列的ADF檢驗(yàn)的T統(tǒng)計(jì)量是顯著的,拒絕存在單位根的原假設(shè),即各差分變量序列是平穩(wěn)的。這說明lngdp、lnfir、lnk、lnl是一階單整序列,符合進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。2.長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展的影響本文使用多元線性經(jīng)濟(jì)模型來估計(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展的影響,模型方程如下:下表是OLS多元線性回歸結(jié)果:從下表可以看出,該模型的檢驗(yàn)結(jié)果是:可決系數(shù)R3.不同嶺參數(shù)下各變量的嶺回歸系數(shù)針對(duì)上文回歸結(jié)果中可能存在的多重共線性問題,使用嶺回歸來估計(jì)回歸系數(shù),以改進(jìn)回歸方程,使之更符合經(jīng)濟(jì)意義。通過eviews7.0軟件得到浙江省在不同嶺參數(shù)下各自變量的嶺回歸系數(shù),如下表3所示。通過上表可知,當(dāng)嶺參數(shù)k=0.40之后,LNFIR、LNK、LNL各變量嶺回歸系數(shù)值趨于穩(wěn)定,因此,取嶺參數(shù)k為0.40,相應(yīng)地,LNFIR變量嶺回歸系數(shù)值為0.28、LNK變量嶺回歸系數(shù)值為0.33、LNL變量嶺回歸系數(shù)值為0.28。同時(shí),當(dāng)k=0.40時(shí),可決系數(shù)R四、資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起正相關(guān)作用通過以上分析,本文主要得出以下幾個(gè)結(jié)論:第一,通過浙江省金融相關(guān)率(FIR)與地區(qū)GDP的回歸結(jié)果可知,浙江省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,浙江省FIR變量的嶺回歸系數(shù)為0.28,這說明浙江省的金融發(fā)展促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng),這也與國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果相一致。第二,通過浙江省GDP與資本存量(K)的回歸結(jié)果可知,浙江省的資本存量對(duì)GDP的嶺回歸系數(shù)為0.33,該省資本存量對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用同樣起正相關(guān)作用。第三,通過浙江省GDP與勞動(dòng)力(L)的回歸結(jié)果可知,浙江省的勞動(dòng)力對(duì)GDP的彈性系數(shù)為0.28,與資本存量相同,浙江省勞動(dòng)力對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起促進(jìn)作用。針對(duì)以上結(jié)論,本文主要從政府、金融機(jī)構(gòu)兩方面對(duì)浙江金融發(fā)展提出一些建議:第一,從政府角度來說,要著手改變我國(guó)現(xiàn)有的金融體系和金融體制。首先,要轉(zhuǎn)變的就是對(duì)金融業(yè)的干預(yù)方式,應(yīng)該更多的使用經(jīng)濟(jì)手段,不過多的使用行政手段,要建立以市場(chǎng)為導(dǎo)向的金融體系;其次,要優(yōu)化金融機(jī)構(gòu)結(jié)構(gòu),例如可以通過發(fā)展以城市商業(yè)銀行為主的地方性商業(yè)銀行、信用社等來實(shí)現(xiàn),此外還可以大力發(fā)展非銀行類金融機(jī)構(gòu);第二,放寬非國(guó)有經(jīng)濟(jì),特別是民營(yíng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入金融業(yè)的門檻,民營(yíng)經(jīng)濟(jì)的參與,在一定程度上可以使金融行業(yè)運(yùn)行更有效率,從而使經(jīng)濟(jì)發(fā)展更有效率