閻虹戎

(濟(jì)南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250022)

一、引言

20世紀(jì)60年代經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始實證研究金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的關(guān)系，經(jīng)過50多年的發(fā)展，國內(nèi)外對二者關(guān)系的研究已經(jīng)相當(dāng)成熟。大量的金融發(fā)展理論證明，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間存在顯著的關(guān)系。例如，Schumpeter(1911)指出金融服務(wù)對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展方面具有積極作用［1］;King and Levine(1993)對80個國家的數(shù)據(jù)進(jìn)行了增長回歸，發(fā)現(xiàn)1960～1990年間，有著更高的、初始金融活動水平的國家比金融發(fā)展水平低的國家增長更快，他們也發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展可以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，從而促進(jìn)生產(chǎn)發(fā)展［2］;Demetriades and Hussein(1996)研究了16個發(fā)展中國家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的決定性影響是不顯著的，但是發(fā)現(xiàn)了二者間存在雙向關(guān)系［3］;Rousseau and Wachtel(1998)運用VAR模型，研究了五個工業(yè)化國家1870～1929年間的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)金融業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間有強(qiáng)烈的單向關(guān)系，并對每個國家分別建立了VECM模型，發(fā)現(xiàn)二者間在經(jīng)濟(jì)方面具有重要的長期關(guān)系［4］。

但是，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)的影響是有條件的，其影響程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度有關(guān)。Rioja and Valev(2004)發(fā)現(xiàn)金融對經(jīng)濟(jì)增長的影響并不始終是正向的，在低收入水平的國家，金融市場的進(jìn)步對增長的影響是不確定的［5］;Rioja and Valev(2007)采用收入水平作為闕值的方法，把國家分為低收入、中等收入、高收入三種類型，檢驗了金融對經(jīng)濟(jì)增長的影響，他們發(fā)現(xiàn)只有達(dá)到某個規(guī)模闕值的地區(qū)——中等收入的地區(qū)，金融發(fā)展才會對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮強(qiáng)烈的積極作用［6］;Chen et al．(2013)也研究了金融發(fā)展與中國經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)系，通過使用1978年至2010年省際數(shù)據(jù)，建立闕值模型，研究了個人收入高的省份是否可以更有效率地發(fā)展金融業(yè)，研究表明金融對高收入省份有強(qiáng)烈的正效應(yīng)，但是對低收入的省份經(jīng)濟(jì)增長有強(qiáng)烈的負(fù)效應(yīng)。并且，發(fā)現(xiàn)中國以低效率和低生產(chǎn)率聞名的國有部門，在低收入省份占據(jù)了大部分工業(yè)產(chǎn)出，導(dǎo)致銀行貸款對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)影響［7］。Levine＆ Zervos(1998)發(fā)現(xiàn)銀行和股市的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長也有積極影響［8］。

影響金融業(yè)發(fā)展水平的因素很多，其中，金融中介的數(shù)量、質(zhì)量是影響金融增長的重要因素。Koetter＆Wedow(2010)指出，大部分的金融增長研究大多用金融體系的規(guī)模而不是金融中介的質(zhì)量來解釋經(jīng)濟(jì)增長的差別，研究中對系統(tǒng)差別的忽略可能會產(chǎn)生金融影響經(jīng)濟(jì)的結(jié)果。并且，為了研究德國經(jīng)濟(jì)，他們提出了衡量銀行中介質(zhì)量的方法，即銀行具體效率估計值，這種質(zhì)量估計方法對經(jīng)濟(jì)增長有積極作用［9］。Pagano(1993)分別從金融中介數(shù)量和質(zhì)量兩個方面，從理論上證明金融業(yè)發(fā)展如何影響經(jīng)濟(jì)增長:大量的儲蓄可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，因為投資項目可以獲得更多的金融資金;金融中介質(zhì)量的提高可以提高要素生產(chǎn)率，減少由于金融代理機(jī)構(gòu)的最優(yōu)生產(chǎn)計劃而產(chǎn)生的一部分儲蓄;更好的金融中介有助于減少金融體系中的蕭條，通過投資于更多高利率項目來提 高 資 本 生 產(chǎn) 率［10］。Rousseau＆Vuthipadadorn(2005)采用時間序列數(shù)據(jù)，研究了1950～2000年，在10個亞洲經(jīng)濟(jì)體中，金融中介的密集度是否可以促進(jìn)投資和經(jīng)濟(jì)增長。通過建立VAR模型和VECM模型，檢驗了金融機(jī)構(gòu)措施與實體經(jīng)濟(jì)活動間統(tǒng)計方面的因果關(guān)系。研究結(jié)果表明，總體上，金融機(jī)構(gòu)是投資的驅(qū)動力;金融要素在產(chǎn)出方面的作用是不顯著的。結(jié)論是，在這些國家中，要素積累渠道是金融部門影響宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的主要的機(jī)制［11］。

另外，金融發(fā)展還受政策或制度的制約。Goldsmith(1969)［12］和 McKinnon(1973)［13］為金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的關(guān)系提供了分析的基礎(chǔ)，并提出了簡單的但是有說服力的結(jié)論，強(qiáng)調(diào)政府對金融部門干預(yù)的作用，如制定利率上限，指令性的信貸計劃，這阻礙了金融業(yè)的發(fā)展，降低了要素積累率和生產(chǎn)率的增長。Roubini and Sala－i－Martin(1995)發(fā)現(xiàn)政府的金融約束政策會降低金融部門的效率，增加金融中介成本，減少總投資和經(jīng)濟(jì)增長率［14］。Graff and Karmann(2003)［15］發(fā)現(xiàn)與增長和發(fā)展有關(guān)的金融收益取決于經(jīng)濟(jì)與制度環(huán)境和各種貧困陷阱，在落后國家，金融發(fā)展的潛在收益被他們不利的起點所超越。金融與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系中存在潛在的結(jié)構(gòu)缺陷，即最小金融規(guī)?；蚪?jīng)濟(jì)規(guī)模。換句話說，闕值影響存在于金融與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系中。Boyreau－Debray’s(2003)的研究表明，銀行部門國家級的信貸擴(kuò)張對省的經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)影響，這似乎可以歸因于為支持國企部門發(fā)展而產(chǎn)生的負(fù)擔(dān)［16］。Berger＆ Udell(2006)指出金融結(jié)構(gòu)包括金融機(jī)構(gòu)的類型和運行環(huán)境，他們提出了一個更完整的概念框架來分析中小企業(yè)信貸可得性問題，在這個框架中，貸款技術(shù)是影響信貸可得性的最關(guān)鍵因素，其次是政府政策和國家金融結(jié)構(gòu)［17］。

金融業(yè)對一個國家(地區(qū))經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度有多大?許多關(guān)于區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的研究只關(guān)注了單個變量表示的金融業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度，事實上，金融業(yè)的發(fā)展可以用很多因素來衡量。山東省作為中國重要的經(jīng)濟(jì)大省，金融業(yè)發(fā)展應(yīng)該與GDP發(fā)展水平相符，而事實上，山東省的金融業(yè)發(fā)展水平落后于其他省市，與GDP大省的地位不相符，如根據(jù)統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2012年山東省的GDP全國排名第3，而金融相關(guān)比率(Goldsmith，1969)低于全國平均水平。并且，山東省的重要經(jīng)濟(jì)區(qū)“藍(lán)黃兩區(qū)”的金融發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于長三角、珠三角等經(jīng)濟(jì)區(qū)。

本文探討山東省金融業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展間的關(guān)系，采用金融總量和金融效率兩個變量來表示金融業(yè)發(fā)展情況，發(fā)現(xiàn)山東省的金融業(yè)狀況與山東省經(jīng)濟(jì)大省的地位不相符，需要從重視金融業(yè)發(fā)展、提高金融中介的運行效率及政府調(diào)控方面不斷促進(jìn)金融業(yè)發(fā)展。

二、山東省金融業(yè)發(fā)展情況分析

近幾年來，山東省的金融業(yè)有了較大的發(fā)展，但是相對于GDP的快速增長，金融業(yè)的發(fā)展是滯后的。金融業(yè)的發(fā)展水平跟不上GDP的發(fā)展，且落后于其他的GDP大省，如廣東省、江蘇省等。山東省的金融業(yè)發(fā)展總體呈現(xiàn)如下特征:

首先，總體來看，山東省金融保險業(yè)規(guī)模不斷擴(kuò)大，金融保險業(yè)產(chǎn)值不斷增加，但在GDP中占比仍較低。自2006年以來，隨著對金融業(yè)發(fā)展重視度的提高及支持金融業(yè)發(fā)展政策的出臺，山東省金融保險業(yè)產(chǎn)值不斷增加，見表1，2006年金融保險業(yè)產(chǎn)值僅為576．69億元，2011年達(dá)到了1640．41億元，增長了約184%;山東省的GDP從2006年的 21900．19億元增加到 2011年的45361．85億元，增長了23461．66億元;金融保險業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重不斷提高，2005年約為2．63%，2011年達(dá)到了3．62%，增長了0．99%。

表1 2006～2011年山東省GDP、金融保險業(yè)產(chǎn)值及其在GDP中所占比重表 單位:億元;%

其次，金融機(jī)構(gòu)存貸款余額增長較快，不良貸款率不斷下降，銀行資產(chǎn)質(zhì)量優(yōu)化。存貸款余額不僅可以反映金融機(jī)構(gòu)的業(yè)務(wù)水平，而且可以反映資金的供求與配置狀況及對經(jīng)濟(jì)的支持力度。見表2，山東省金融機(jī)構(gòu)的存貸款余額近幾年來不斷增長。具體來看，存款余額增長較快，2000年存款余額是7471．20億元，2012年達(dá)到55386．4億元;貸款余額從2000年的6209．05億元增加到2012年的42899．9億元;存貸款余額間的差距逐步擴(kuò)大，2000年二者之差為1262．15億元，2012年達(dá)到了12486．5億元。雖然山東省的金融機(jī)構(gòu)存貸款余額不斷增長，但是相比于全國其他的省市，山東省的存貸款余額排名與GDP排名不匹配，低于廣東及江浙滬地區(qū)，而山東省的GDP與廣東、江蘇一起，在全國居于第一梯隊。

表2 2000年～2012年山東省金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款情況表 單位:億元

此外，山東省的金融相關(guān)率波動上升，金融化程度提高。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Raymond．W．Goldsmith在1969年《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》一書中提出金融相關(guān)率(Financial Interrelations Ratio，F(xiàn)IR)是一定時期內(nèi)社會金融活動總量與經(jīng)濟(jì)活動總量的比值，可以反映一個國家(地區(qū))金融化程度，F(xiàn)IR的值越大表明一國(地區(qū))的金融化程度越高。近年來，山東省的金融相關(guān)率呈現(xiàn)出波動趨勢，金融深化程度有所提高，但仍低于全國平均水平，見表3。金融危機(jī)前，山東省的金融相關(guān)率基本維持在200%左右，2009年以后，金融相關(guān)率不斷提高，2012年達(dá)到212．72%，仍低于2004年水平;從全國的金融相關(guān)率來看，危機(jī)前基本維持在300%以上，2007年、2008年分別下降到了291．59%、291．74%，2009年以后，F(xiàn)IR 逐步提高，達(dá)到了354．74%。

表3 2004年～2012年山東省及全國金融相關(guān)率統(tǒng)計表 單位:%

三、實證研究數(shù)據(jù)及方法

(一)數(shù)據(jù)選取與處理

本文研究山東省金融業(yè)發(fā)展水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系，衡量一個地區(qū)的總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(Y)，采用了人均GDP指標(biāo);衡量山東省金融業(yè)的發(fā)展水平，采用了以下兩個指標(biāo):山東省的金融總量(Z)可以反映第三產(chǎn)業(yè)中金融保險業(yè)的總體發(fā)展水平和金融發(fā)展規(guī)模，數(shù)據(jù)采用山東省第三產(chǎn)業(yè)金融保險業(yè)增加值;金融效率(E)用銀行等金融機(jī)構(gòu)存款余額/貸款余額來表示，反映了金融中介將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率。考慮到數(shù)據(jù)的可得性及代表性，樣本區(qū)間為1997年～2011年，對各指標(biāo)分別取對數(shù)，LY=LOGY，LZ=LOGZ，LE=LOGE，各指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來自WIND資訊和歷年山東省統(tǒng)計年鑒。

(二)數(shù)據(jù)特征

由于LY、LZ、LE都為時間序列，為了確定變量的平穩(wěn)性，分別對LY、LZ、LE進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表4。在序列自身的條件下，三個變量的ADF統(tǒng)計量均大于三種顯著性水平下的臨界值，P值大于0．10，拒絕無單位根的原假設(shè)，三個序列均非平穩(wěn)。經(jīng)過一次差分后，仍然不平穩(wěn)。經(jīng)過二次差分后，LZ是平穩(wěn)的，LY、LE在10%的顯著水平下平穩(wěn)。因此，LY、LZ、LE經(jīng)過二次差分后，在10%的顯著性水平下均無單位根，即為二階單整I(2)。對LY、LZ、LE分別進(jìn)行二次差分后，用 DLY、DLZ、DLE表示，進(jìn)行 Johansen檢驗，檢驗結(jié)果見表5。在1%的顯著性水平下，DLY、DLZ和DLE三者之間存在1個協(xié)整關(guān)系。然后，我們進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗，檢驗結(jié)果見表6。檢驗結(jié)果顯示，DLE、DLZ分別是DLY的格蘭杰因，并且由DLE、DLZ二者同時引起DLY。

表4 LY、LZ、LE變量的 ADF檢驗結(jié)果

表5 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

表6 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

(三)研究方法

VAR 模型(C．A．Sims，1980)采用多方程聯(lián)立的形式，不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，在模型的每一個方程中，內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系，用于處理多個相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的分析與預(yù)測。通過以上的樣本數(shù)據(jù)的分析，本文選擇VAR模型，考慮樣本數(shù)據(jù)的有限性及特征，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，滯后2 期時，AIC= －10．94669，SC= －10．18707，AIC和SC值同時最小，所以，VAR模型的最優(yōu)滯后期選為2，模型設(shè)定如下:

DLY1=c11DLYt－1+c12DLYt－2+c13DLEt－1+c14DLEt－2+c15DLZt－1+c16DLZt－2+c17+udly

DLEt=c21DLYt－1+c22DLYt－2+c23DLEt－1+c24DLEt－2+c25DLZt－1+c26DLZt－2+c27+udlc

DLZt=c31DLYt－1+c32DLYt－2+c33DLEt－1+c34DLEt－2+c35DLZt－1+c36DLZt－2+c37+udlz

其中，DLYt、DLEt和 DLZt分別為序列 Y、E、Z的二階差分，udly、udle、udlz分別為 DLY、DLE、DLZ的隨機(jī)擾動項，cij(i=1，2，3;j=1，2，3)為參數(shù)，反映的是該變量對因變量的影響程度。

但是，在實際應(yīng)用中，由于VAR模型是一種非理論性的模型，對某變量全部滯后項系數(shù)的聯(lián)合檢驗只能告訴我們該變量是否對被解釋變量有顯著的影響，但是不能告訴我們這種影響是正還是負(fù)，也不能告訴我們這種影響發(fā)生作用所需要的時間。為了解決這一問題，經(jīng)常應(yīng)用的方法是結(jié)合測量脈沖響應(yīng)和方差分解方法進(jìn)行分析。

由于VAR模型參數(shù)的OLS估計量具有一致性，單個參數(shù)估計值的經(jīng)濟(jì)解釋是比較困難的。因此，要對VAR模型進(jìn)行分析，通常是觀察系統(tǒng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)(在隨機(jī)誤差項上施加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后對內(nèi)生變量當(dāng)期值和未來值得影響)和方差分解(目的是給出隨機(jī)新息的相對重要性信息)。所以，本文的研究方法除了采用VAR(2)模型之外，還采用了脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法。

四、實證研究結(jié)果

表7報告了三變量VAR模型的估計結(jié)果，由于所有單位根的倒數(shù)的模都落在單位圓內(nèi)，因此，所建立的VAR(2)模型是平穩(wěn)的。在10%的顯著性水平下，對于DLYt方程來說，只有DLZ(－2)和常數(shù)項的系數(shù)不顯著，其他系數(shù)均顯著，擬合優(yōu)度在90%以上，擬合效果比較好;并且DLY(－1)、DLY(－2)的系數(shù)為正，說明前一期和前二期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度對當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展是有影響的，且呈正相關(guān)關(guān)系;DLE(－1)、DLE(－2)和DLZ(－2)的系數(shù)顯著不為0，說明金融規(guī)模、金融效率對經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度是有影響的。對于DLEt和DLZt方程，在10%的顯著性水平下，只有DLEt方程中的DLE(－2)的系數(shù)顯著，且擬合程度都比較低，F(xiàn)統(tǒng)計量比較小，這兩個方程的含義不明顯。

表7 三變量VAR(2)模型的估計結(jié)果

注:(1)每個變量對應(yīng)了三個數(shù)值，第一個為系數(shù)，小括號中的數(shù)據(jù)是標(biāo)準(zhǔn)差，中括號中的數(shù)據(jù)是T值;(2)*、＊＊、＊＊＊分別代表在10%、5%和1%的置信水平上拒絕原假設(shè)，即在響應(yīng)的置信水平上認(rèn)定變量是顯著不為0的。

含有三個內(nèi)生變量的VAR模型有9個脈沖響應(yīng)函數(shù)，這里只給出兩個，即山東省金融效率與金融總量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)，見圖1。圖1中上邊的圖反映的是金融效率對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的單位脈沖響應(yīng)路徑，山東省的金融效率變化(DLE)對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展(DLY)的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息開始呈現(xiàn)正向反應(yīng)，第2期和3期呈現(xiàn)負(fù)向反映，第4期又開始呈現(xiàn)正向反應(yīng)，從第5期開始，呈現(xiàn)出微弱的正負(fù)交替的現(xiàn)象。圖1中下圖反映的是金融總量(DLZ)變化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展(DLY)的一個標(biāo)準(zhǔn)差新息開始呈現(xiàn)微弱的正向反應(yīng)，到第4期呈現(xiàn)負(fù)反應(yīng)，此后的幾期基本呈現(xiàn)微弱的正向反應(yīng)。由此可見，金融效率和金融總量基本在前5期對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度較大。

表8報告的是DLY的方差分解結(jié)果，分析的是每一個結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度。具體來看，DLE對DLY的貢獻(xiàn)度最大，呈現(xiàn)出下降趨勢，但基本維持在66%以上;DLZ對DLY的貢獻(xiàn)度較小，基本呈現(xiàn)出上升趨勢，在觀察期第7期達(dá)到了最大，為23．28%。

圖1 山東省金融效率與金融總量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)(10－periods forward)

表8 DLY的方差分解結(jié)果

五、結(jié)論

本文采用人均GDP、金融業(yè)總量、金融效率三個變量，建立了三變量的VAR模型來分析金融業(yè)發(fā)展和金融效率的提高對山東省經(jīng)濟(jì)增長的影響?；谝陨戏治?，可以發(fā)現(xiàn)山東省的金融業(yè)的總體發(fā)展情況和金融效率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解顯示，金融業(yè)發(fā)展和金融效率對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的拉動作用在前幾期比較明顯，金融業(yè)總體發(fā)展情況對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度在65%以上但是呈現(xiàn)下降趨勢，金融效率對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的貢獻(xiàn)度逐步提高。

針對上述的結(jié)果和山東省金融業(yè)發(fā)展的現(xiàn)實情況，提出以下建議:

(1)金融發(fā)展可以直接或間接影響一個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，要樹立現(xiàn)代金融觀念，重視金融業(yè)發(fā)展，優(yōu)化金融環(huán)境，為金融業(yè)發(fā)展提供良好的氛圍。

(2)更加注重金融業(yè)的發(fā)展質(zhì)量，提高金融中介的運行效率。在風(fēng)險可控的前提下，鼓勵引進(jìn)各類金融機(jī)構(gòu)，尤其是外資金融機(jī)構(gòu)，壯大村鎮(zhèn)銀行、小額貸款公司、信用擔(dān)保公司的資金實力，開展跨區(qū)域、跨機(jī)構(gòu)、跨系統(tǒng)合作，探索建立區(qū)域性城商行，促進(jìn)各類金融機(jī)構(gòu)數(shù)量、布局的科學(xué)化、合理化，優(yōu)化金融機(jī)構(gòu)資源配置，提高儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化率。

(3)充分利用金融資源發(fā)展多層次資本市場，完善金融體系。

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