论文投稿_医学论文投稿_核心期刊,职称论文投稿发表_论文部落

　　内容提要：本文通过建立基于我国31个省1978—2009年数据的面板模型，按照国家统计局的东、中、西部划分标准，采用面板单位根和协整检验方法分别对这三个地区金融发展对经济增长的促进作用进行了实证分析。检验结果表明，不论在东部、中部还是西部，金融发展与经济增长都具有长期均衡关系，金融发展对经济增长都发挥着重要作用，但是金融发展对经济增长的贡献水平在各地区之间存在差异，中部地区金融发展对其经济增长的促进作用最大，接下来是东部地区，西部地区最小。为了缩小区域经济发展差距、实现我国经济协调发展，推进西部地区金融发展成为当务之急。

　　关键词：金融发展；经济增长；面板数据

　　一、引言

　　自我国1978年实行改革开放以来，经济和金融同时保持了快速发展的势头。国内生产总值（GDP）从1978年的3645.2亿元增加到2009年的340903亿元，增长了93.5倍。伴随经济增长的同时，金融业也发生了巨大的变化，改革开放初期我国金融业几乎为零，如今金融种类大大丰富，金融资产总量大幅增加，金融已成为政府调控宏观经济及优化社会资源配置的重要手段，经济日益显现出金融化的特点。在此背景下，国内外学者们普遍关注的问题是，金融发展是如何经济增长的？不同地区金融发展促进该地区经济增长的方式是否存在差异？在这一系列宏观经济环境下选择我国地区金融发展与经济增长关系进行研究不仅具有重要意义，而且可以有针对性地回答上述问题。

　　二、文献综述

　　金融发展与经济增长问题一直是经济学家们进行理论和实证研究的焦点之一。Schumpeter最早提出金融发展推动经济增长的理论，后来学者们针对二者关系进行了大量的研究。Goldsmith（1969）认为金融发展和经济增长之间存在紧密相关关系，金融发展能加快经济增长。Mckinnon（1973）、Shaw（1973）认识到发展中国家的金融抑制政策阻碍了经济增长，而金融深化对经济增长具有促进作用,因而主张实行金融自由化政策。Greenwood和Jovanovic（1990）在动态模型框架下讨论了经济增长、金融发展和收入分配三者之间的关系。他们发现经济增长将能为金融中介的发展提供必要的资金,而金融中介的发展反过来也会促进经济的增长。King和Levine（1993）发现金融中介发展与经济增长有显著的正相关关系，金融中介可能是经济增长的先导因素。Arestis和Demetriades（1997）研究发现，德国的银行发展影响经济增长，但就美国来看，没有充足的证据显示金融中介对经济增长的效应。综上所述，多数学者认为金融是经济活动的中心，金融服务的数量和质量可以部分解释经济增长率。

　　近年来针对我国区域金融发展与地区经济增长关系的研究文献也如雨后春笋般出现。谈儒勇（1999）发现我国金融中介体发展和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系,这意味着金融中介体的发展有可能促进经济增长,同时也意味着金融中介体的发展不能滞后于经济增长。周立等（2002）利用1978—2000期间的样本数据实证检验我国区域金融发展与地区经济增长间的关系，发现二者之间存在高度相关性，各地区金融发展不平衡是造成经济增长差距的主要原因之一。周好文等（2004）利用误差修正模型研究我国东中西部地区金融中介与经济增长之间的关系,结果表明三个地区金融中介与经济增长指标间均存在显著的长期相关性。王景武（2005）运用误差修正模型和格兰杰因果检验实证发现我国区域金融发展与经济增长之间存在密切的关系。东部地区的金融发展与经济增长存在正向的因果关系，而西部地区金融发展与经济增长则相互抑制。冉光和等（2006）基于我国东西部的省级面板数据,运用单位根检验、协整检验与误差纠正模型,对东西部金融发展与经济增长的长短期关系进行研究，发现东西部金融发展与经济增长关系差异明显，因此认为在不同的条件下,金融发展与经济增长之间关系可能并不稳定。

　　三、模型、数据与方法

　　为了实证分析不同地区金融发展对区域经济增长影响间的差异，本文利用面板模型，以我国各地区的金融发展与经济增长间的关系为研究对象，分析各地区金融发展对地区经济增长的促进作用。

　　采用面板模型的好处是,面板模型既采用时间维度的数据，也选择不同省区的数据，能够同时反映研究对象在时间和空间两个维度上的不同变化规律，因此可以对研究对象得出更有说服力的结论。

　　（一）模型选择与数据来源

　　为了研究金融发展与经济增长的关系，本文参考多数文献的做法,选择国内生产总值作为经济增长的代理变量,为剔除通货膨胀带来的影响，国内生产总值采用1978年的定基价格指数进行了平减，并对平减后的实际值取对数（LNGDPREAL）；Gurley和Shaw（1955）认为金融发展主要指各类金融资产和各种金融机构的增多,因此本文选择存款与贷款之和占国内生产总值的比值作为金融发展水平的代理变量（FINC）；现实中经济增长还可能会受到其他因素的影响,为了检验金融发展与经济增长之间的关系是否独立于其他变量,有必要对经济增长的这些其他变量进行控制，不同文献对其他控制变量的选择也不同，本文将控制变量选择为多数文献共有的变量：固定资产投资和地方政府财政支出，分别用固定资产投资占国内生产总值的比值（INVSTRATIO）、地方政府财政支出占国内生产总值的比值（GZHRATIO）来代表。本文对自变量取比值、因变量取对数形式的做法可以消除异方差性可能带来的不利影响。这样，研究金融发展与经济增长关系的实证模型就可以表示为：LNGDPREALit=αi+βi1FINCit+βi2INVSTRATIOit+βi3GZHRATIOit+εit其中下标i和t分别表示省份和年份；ε为随机误差项，满足经典模型相互独立、零均值、同方差的假设；本文关注的是各地区金融发展对经济增长的边际贡献系数βi1。

　　本文选取的我国31个省市自治区的金融发展、经济增长与其他控制变量的原始数据分别来自《新中国六十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》等，数据的样本区间为1978—2009年。按照国家统计局的划分标准，本文将全国31个省市自治区，分为东部、中部、西部三个地区，对东中西部三个地区的模型分别进行回归。其中，东部地区包括北京市、天津市、河北省、辽宁省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省和海南省等11个省市，中部地区包括山西省、吉林省、黑龙江省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省等8个省，西部地区包括内蒙古自治区、广西壮族自治区、重庆市、四川省、贵州省、云南省、陕西省、甘肃省、青海省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区、西藏自治区等12个省市自治区。

　　（二）研究方法

　　时间维度数据是否满足平稳性假定对模型估计的有效性来说起着重要作用。Levin和Lin（2002）提出ADF面板单位根检验方法。ADF面板单位根检验的原假设为：β1=β2=.=βN=0，备择假设为：β1=β2=.=βN＜0。后文首先要对面板数据作单位根检验和协整检验，以判断变量是否是同阶单整，并进一步判断变量之间是否存在长期均衡关系。

　　ChengHsiao（1986）指出面板模型设定正误对参数估计的有效性起着重要作用，在利用面板模型进行分析时，根据截距项向量和系数向量中各个分量的不同限制要求，把面板模型分为混合模型、变截距模型和变系数模型，为了避免模型设定的偏差，提高参数估计的有效性，首先要确定模型的形式，然后再估计模型参数。在回归过程中，一般通过构造F统计量进行协方差分析检验确定模型在变系数和变截距之间的选择,实证过程我们将首先检验模型设定这一假设条件。确定模型形式可以通过作H1、H2两个假设并根据Wald定理构造F1、F2两个统计量进行协方差分析来完成。

　　H1:截距项和截面个体系数都相等。在H1假设下构建如下F1统计量：F1=～F［（N-1）（k+1），N（T-k-1）］其中,k为自变量的个数（不包括常数项），S1、S2、S3分别为变系数模型、变截距模型和混合模型的残差平方和,面板共有N个截面,时间跨度为T年,F1服从F分布。如果接受H1,则选择混合模型;如果H1被拒绝,则继续检验假设H2。