一、引言
　　
　　本文試圖解決在中部省份，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長是否存在因果關系的問題。在目前的文獻中，對中部省份的實證研究還很少，尤其是使用多個省份的面板數(shù)據(jù)，因此本文的主要創(chuàng)新之處便在于研究的對象及研究的方法，更為重要的是現(xiàn)有的文獻在選取表達金融發(fā)展變量上，很少將資本流動作為解釋變量，而根據(jù)Edison（2002）和Levine（2001）的研究，資本流動對金融的發(fā)展，進而對經(jīng)濟的增長有著正向的促進作用，本文也將使用這一重要的結(jié)論，將資本流動作為模型中的解釋變量。
　　
　　二、計量經(jīng)濟模型的建立和檢驗結(jié)果
　　
　　本文利用1986年到2004年的經(jīng)濟數(shù)據(jù)對山西、河南、湖南、湖北四省份進行實證分析，試圖找到中部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，所使用的數(shù)據(jù)來源于《新中國五十五年統(tǒng)計年鑒匯編》以及各省份的統(tǒng)計年鑒，關于歷年人民幣與美元匯率的數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行官方網(wǎng)站。
　　（一）變量指標的說明
　　1、經(jīng)濟增長指標。各省份的GDP增長率可以代表其經(jīng)濟增長的快慢，但由于各個省份的人口的差異，使用人均GDP增長率比較合理，人均GDP均經(jīng)過價格指數(shù)（CPI）的平滑而剔除了通貨膨脹的影響，價格指數(shù)以1978年為基期。
　　2、金融發(fā)展指標。金融發(fā)展指標的選取主要應從金融發(fā)展的規(guī)模、金融發(fā)展的結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展的效率三方面來考察，Goldsmith（1969）曾經(jīng)提出在衡量一國金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展的指標中，最主要的是金融相關比率（FIR），即某一時點上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國民財富之比。Mackinnon(1973)也提出“貨幣負債對國民生產(chǎn)總量的比率看起來是經(jīng)濟中貨幣體系的重要性和實際規(guī)模的最簡單標尺”的觀點，因此，經(jīng)濟學家常常把貨幣供給量（M2）與GDP之比作為衡量一個國家貨幣化程度的指標。但是在中國，貨幣政策是由人民銀行統(tǒng)一制定，各地分行沒有自主權(quán)，所以，國內(nèi)學者在研究中國不同地區(qū)的貨幣供給量時，不是選用M2，而是選擇地區(qū)存款與貸款之和作為貨幣供給量的一個代理變量，本文亦借鑒之，即有：
　　FIR=（存款+貸款）÷GDP
　　由于金融機構(gòu)的主要作用之一是為國民經(jīng)濟中的投資提供資金，因此金融機構(gòu)將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的能力對國民經(jīng)濟的發(fā)展至關重要，本文采用貸款與存款的比率（FAF）來衡量金融機構(gòu)將儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款的效率，該比率越高，說明儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款的效率越高。
　　FAF=貸款÷存款
　　按照Donny Tang（2006）的衡量標準，本文選取外商直接投資（FDI）占GDP的比率作為衡量資本流動這一指標，記為RFDI，在所得數(shù)據(jù)中，外商直接投資是使用美元衡量的，因此有必要將其單位轉(zhuǎn)換為人民幣，本文利用1986年以來的人民幣與美元匯率進行了這一轉(zhuǎn)換。
　　FIR=FDI÷GDP
　　此外，由于影響經(jīng)濟增長的因素很多，本文選取了固定資產(chǎn)投資率（LIRI）、通貨膨脹率（PI）率作為控制變量，它們與經(jīng)濟增長都有著很強的關系，但是與金融發(fā)展卻很少有相關性，為了檢驗最后的結(jié)果的穩(wěn)健性（robustness），本文將采用逐步回歸，回歸系數(shù)的變化將會表明金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系是否可以被接受。
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　　一般而言，如果僅僅采用橫截面數(shù)據(jù)，會忽略諸如經(jīng)濟個體偏好可能會隨時間變化而變化這一重要特征。如果只采用時間序列數(shù)據(jù)會導致無法衡量出個體差異的特征。而面板數(shù)據(jù)由于包含的數(shù)據(jù)樣本較多，因此自由度較高；同時也能反映出經(jīng)濟個體的差異和其特性隨時間而產(chǎn)生的變化，截面變量的信息和時間變量的信息的結(jié)合能夠顯著減少缺省變量帶來的問題；面板數(shù)據(jù)還能夠提供更多的星系、更多的變化性、更少的共線性、更多的自由度以及更高的效率。
　　本文先采用最小二乘法對面板數(shù)據(jù)的固定效應模型進行估計，并使用加權(quán)的方法對其可能出現(xiàn)的殘差項不滿足外生性這一假定的情況進行修正?；居嬃磕Ｐ涂梢员硎緸椋?br/>　　log（Growth）=c+blog（Fir）+blog（Faf）+blog（Fdi）+blog（Lir）+blog（Pi）+μ
　　其中，對所有的變量均取對數(shù)以消除變量可能存在的多重共線性，i表示各個省份，t表示時間下標。ci是各個省份對其經(jīng)濟增長獨立的影響，即固定效應，μ為殘差項。根據(jù)殘差假定的不同，可以將以上計量模型轉(zhuǎn)變?yōu)殡S即效應模型。之所以使用固定效用模型是由于該模型僅僅就各個省份的數(shù)據(jù)進行研究，并且所選取的省份數(shù)量不多，并且考慮到μit的分布可能并不滿足古典回歸方法的假定，而存在異方差，所以本文將使用廣義最小二乘法（FGLS）進行估計以減少由橫截面數(shù)據(jù)造成的異方差的影響，并啟用White異方差校正功能，指定迭代到收斂。
　?。ㄈ┠Ｐ突貧w的結(jié)果
　　本文使用Eviews5.0對山西、河南、湖南、湖北四個省份1986年至2004年的數(shù)據(jù)進行計量分析，最終得到的結(jié)果見表1。
　　
　　從回歸結(jié)果中可以看出，加權(quán)統(tǒng)計量所得到的回歸結(jié)果優(yōu)于未加權(quán)統(tǒng)計量所得到的結(jié)果，Ｒ２為0.8001，大于0.4251，Durbin-Watson統(tǒng)計量為1.5851大于1.4665，從廣義上看，可以認為此時，殘差項沒有一階序列相關，F(xiàn)統(tǒng)計量為23.6171，大于其臨界值，拒絕所有回歸系數(shù)為零的假設，回歸方程擬合較好。
　　金融相關比率隊的系數(shù)為正，并且是在模型中，該系數(shù)的t值都相對較大，可見金融相關比率對經(jīng)濟增長的影響比較顯著，這一點與米建國（2002）、李建偉（2002）、戰(zhàn)明華（2004）、丁曉松（2005）對中國實證分析的研究結(jié)果相一致，而金融效率的系數(shù)在四個模型中都為負數(shù)，且其t值都較大，系數(shù)顯著，說明，金融效率的提高，即貸款占存款比重的提高反而不利于經(jīng)濟的增長，二者之間存在著負相關的關系，談儒勇（2004）認為，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間呈現(xiàn)出負相關，這主要是因為貨幣當局采取逆周期操作政策的結(jié)果，貨幣當局通常采用逆周期的貨幣政策來平滑經(jīng)濟的波動，追求穩(wěn)定的經(jīng)濟增長。
　　本文認為導致FAF系數(shù)為負的原因主要在于中部地區(qū)的金融市場化改革尚處于初級階段，金融市場還很不夠成熟，也不夠規(guī)范，非國有金融機構(gòu)的勢力相對較小，因此，導致了處于壟斷地位的國有銀行效率較低，金融中介對經(jīng)濟的促進作用尚未發(fā)揮。雖然近幾年中部四省份的金融發(fā)展相對速度較快，但去很少有質(zhì)的提高，銀行部門的貸款并沒有按照效率優(yōu)先的原則投入到資本回報率高的行業(yè)，而是較多的投入到了效率低下的國有企業(yè)，一些有著高預期回報率的民營、私營企業(yè)得不到足夠的貸款，國有銀行的融資大多針對國有企業(yè)，國有企業(yè)經(jīng)營效率的低下導致國有銀行產(chǎn)生了大批不良貸款，使得銀行的貸款規(guī)模在量上不斷增加，但在質(zhì)上，卻并沒有提高，甚至有所下降，導致實際金融效率較低，從而阻礙經(jīng)濟的增長。
　　表示資本流動的指標RFDI，其對數(shù)的系數(shù)為正，并且系數(shù)的t值也較大，顯著不為零，支持了Edison（2002）和Levine（2001）的研究結(jié)果，但是應當看到RFDI對數(shù)的系數(shù)非常的小，其系數(shù)都不到0.1，可見資本流動對經(jīng)濟增長的貢獻還是十分有限的。
　　
　　在對控制變量LIRI和PI逐項回歸，PI的加入對LIRI的回歸系數(shù)以及反映金融發(fā)展的系數(shù)影響都較小。模型中加入LIRI項也對反映金融發(fā)展的FIR、FAF、RFDI系數(shù)沒有太大影響。從模型回歸的結(jié)果中可以看到，RFDI與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出負相關的關系，但是卻不顯著，這點與Donny Tang（2006）對APEC國家研究的結(jié)果相一致，但是，應當注意到，按照傳統(tǒng)的經(jīng)濟學理論，在一定程度上，資本流動的提高會增加資本市場，尤其是股票市場的流動性以及銀行部門的效率，從而促進經(jīng)濟的增長。
　　在中國的中部省份，由于外商直接投資的比重不是足夠大，對資本市場流動性沒有足夠的影響，同時也由于外商直接投資享受到的超國民待遇，都導致了外商直接投資不能有效的促進國內(nèi)資本市場效率的提高這一結(jié)果。而另一個控制變量通貨膨脹率，在該模型中不顯著，并且系數(shù)較小，可以認為，通貨膨脹率對經(jīng)濟增長的影響有限。
　　通過以上對模型回歸結(jié)果的分析，本文得出結(jié)論，在1986年至2004年間，中部四省份的金融發(fā)展與其經(jīng)濟增長之間沒有顯著的相關關系，本文認為導致這種結(jié)果的主要原因就在于中部地區(qū)的金融市場化改革尚處于初級階段，金融市場還不成熟，處于壟斷地位的國有銀行的效率低下，非國有金融機構(gòu)的勢力相對較小，金融中介對經(jīng)濟增長應有的積極作用尚未發(fā)揮，雖然，代表金融發(fā)展的FIR、FAF、RFDI變量都表現(xiàn)出一定的增長趨勢，但是由于諸多的金融市場不健全，根據(jù)西方經(jīng)濟學的理論所得出的結(jié)論尚且不能直接應用于中國中部地區(qū)這一特殊的情況。對此建議：
　　1、在推進金融市場化改革的進程中，要提高國有商業(yè)銀行的經(jīng)營效率，提高金融資產(chǎn)的質(zhì)暈，發(fā)展多元化的金融體系，促使金融市場不斷走向成熟和規(guī)范。
　　2、大力發(fā)展非國有銀行以及其它金融機構(gòu)，為中小企業(yè)、民營和私營企業(yè)提供有效的融資渠道，以此積極的發(fā)揮金融部門的在國民經(jīng)濟中的主導作用。
　　3、發(fā)展資本市場，提高中部地區(qū)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)中間接融資的比重，加大金融中介對中小企業(yè)尤其是民營和私營企業(yè)的支持。
　　4、加大引進外資的規(guī)模，減少外商直接投資領域和規(guī)模的限制，積極發(fā)揮外商直接投資對中部地區(qū)資本市場的促進作用，同時應適當開放地區(qū)性的資本市場，允許發(fā)達國家商業(yè)銀行經(jīng)營金融業(yè)務，一方面可以加強金融行業(yè)的競爭以提高金融部門的效率，另一方面滿足發(fā)展中部地區(qū)所需資金的要求。
　　（作者單位：中南財經(jīng)政法大學經(jīng)濟學院）