湯惠蓉

摘要：本文以合肥市1990年至2018年金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)為樣本，通過構(gòu)建合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)的長期均衡模型和短期波動模型對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果表明：無論是在短期還是長期，金融總量結(jié)構(gòu)與合肥市經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系;以銀行信貸為主的金融內(nèi)部結(jié)構(gòu)對于促進(jìn)合肥市經(jīng)濟增長的作用并不大，進(jìn)一步說明，在金融總量結(jié)構(gòu)促進(jìn)合肥市經(jīng)濟增長的過程中，以股票市場為主的金融內(nèi)部結(jié)構(gòu)的發(fā)展起到了更關(guān)鍵的推動作用。

關(guān)鍵詞：金融結(jié)構(gòu)? 經(jīng)濟增長? 長期均衡模型? 短期波動模型

一、引言

經(jīng)濟增長的源泉是經(jīng)濟理論研究中的核心問題，從經(jīng)濟增長理論的發(fā)展歷程來看，經(jīng)濟學(xué)家普遍關(guān)注的是經(jīng)濟增長的實物方面，研究大多數(shù)集中在探討資本積累、勞動力供給和技術(shù)進(jìn)步等實際變量同經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，卻忽略了金融部門在資源配置中的作用。關(guān)于經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)的研究始于上世紀(jì)50年代，戈德·史密斯發(fā)表的《發(fā)達(dá)國家的金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長——關(guān)于金融形態(tài)的比較》正式拉開了經(jīng)濟學(xué)家對金融結(jié)構(gòu)研究的序幕。他認(rèn)為一國的金融結(jié)構(gòu)即一國現(xiàn)存的金融工具與金融機構(gòu)之和，它包括各種現(xiàn)存的金融工具和金融機構(gòu)的相對規(guī)模、經(jīng)營特征和經(jīng)營方式，金融中介機構(gòu)中各種分支機構(gòu)的集中程度等，還強調(diào)金融工具的相關(guān)比率是衡量一國金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展的重要指標(biāo)。同時，他強調(diào)一國的金融結(jié)構(gòu)并非一成不變，金融結(jié)構(gòu)的發(fā)展總是與經(jīng)濟的發(fā)展保持嚴(yán)格的正相關(guān)關(guān)系。此后，經(jīng)濟學(xué)家從不同角度對金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系展開研究，但至今仍未達(dá)成共識，大致可以分為兩派，一派認(rèn)為以銀行信貸為主的金融結(jié)構(gòu)體系可以促進(jìn)經(jīng)濟增長，另一派認(rèn)為以股票市場為主的金融結(jié)構(gòu)體系更有利于促進(jìn)一國的經(jīng)濟增長。

作為安徽省省會合肥市，近年來始終堅持以鄧小平理論和“三個代表”重要思想為指導(dǎo)，大力發(fā)展金融服務(wù)業(yè)，努力支持金融機構(gòu)改革，促進(jìn)了金融業(yè)的全面發(fā)展，發(fā)揮了金融在經(jīng)濟社會發(fā)展中的支撐和保障作用。本文以合肥市為研究對象，在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，選取合適的指標(biāo)對合肥市的經(jīng)濟增長和金融結(jié)構(gòu)進(jìn)行量化，通過建立計量模型來研究合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，

這對于促進(jìn)合肥市金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化以及經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

二、模型設(shè)定與變量選取

（一）理論模型

本文通過構(gòu)建金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)與經(jīng)濟增長指標(biāo)之間的時間序列模型來分析金融結(jié)構(gòu)對合肥市經(jīng)濟增長的影響。根據(jù)經(jīng)濟增長理論，經(jīng)濟增長主要源于兩種生產(chǎn)要素—資本的積累與勞動力供給、要素的邊際生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率的提高，因此，本文基于生產(chǎn)函數(shù)的經(jīng)典分析框架，將金融結(jié)構(gòu)看做一項廣義要素引入生產(chǎn)函數(shù)中，則生產(chǎn)函數(shù)可以寫為如下形式：

Y=f（K，L，X）（1）

其中Y為經(jīng)濟增長指標(biāo)，K為資本存量，L為勞動力供給，X為金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)。將上式整理為全微分形式如下：

（2）

進(jìn)一步簡化成如下形式：

（3）

其中（i=1，2，3）分別表示資本、勞動、金融結(jié)構(gòu)要素的邊際生產(chǎn)率。

在上式中加入常數(shù)項和誤差項，可初步構(gòu)建以下時間序列模型：

（4）

（二）變量選擇及數(shù)據(jù)說明

本文選取合肥市1990年至2018年的經(jīng)濟增長和金融結(jié)構(gòu)等相關(guān)年度數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行實證分析，數(shù)據(jù)主要來源于安徽統(tǒng)計年鑒，合肥市統(tǒng)計局。變量選擇如下：

1.被解釋變量：經(jīng)濟增長指標(biāo)Y。國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）是衡量一國經(jīng)濟增長狀況和程度的最普遍的指標(biāo)，在現(xiàn)有的多數(shù)研究中，也多使用GDP或GDP增長率來衡量經(jīng)濟增長，為了剔除合肥市人口的不斷增多對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響，本文選取合肥市人均地區(qū)生產(chǎn)總值（RGDP）作為經(jīng)濟增長指標(biāo)。

2.解釋變量：金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)X。美國學(xué)者戈德·史密斯（1969）最早給出了金融結(jié)構(gòu)的定義，他認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)是由金融工具和金融機構(gòu)共同決定的，具體來說，它描述的是各種金融工具和金融機構(gòu)的形式、性質(zhì)、相對規(guī)模及其作為金融上層建筑與經(jīng)濟基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。因此本文打算從金融總量結(jié)構(gòu)和金融內(nèi)部結(jié)構(gòu)兩個方面來構(gòu)建金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)。

金融總量結(jié)構(gòu)指標(biāo)：金融相關(guān)比率（FIR），由戈德·史密斯提出，指一定時期內(nèi)金融活動總量與經(jīng)濟活動總量的比率，該指標(biāo)衡量了一國金融上層建筑與經(jīng)濟基礎(chǔ)結(jié)構(gòu)的關(guān)系，反映了一國的金融發(fā)展水平?？紤]到合肥市債券和保險規(guī)模較小以及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文以合肥市貨幣類金融資產(chǎn)和證券類金融資產(chǎn)之和來衡量合肥市金融活動總量，以合肥市地區(qū)生產(chǎn)總值來衡量合肥市經(jīng)濟活動總量，具體計算公式為FIR=（D+L+S）/GDP，其中，D、L分別表示合肥市金融機構(gòu)存款和貸款余額，反映的是貨幣類金融資產(chǎn)總量，S表示合肥市A股股票籌資額，反映的是證券類金融資產(chǎn)總量，GDP表示合肥市地區(qū)生產(chǎn)總值。

金融內(nèi)部結(jié)構(gòu)指標(biāo)：主要體現(xiàn)了資金的配置方式，即金融資產(chǎn)在各種金融工具中的分布。銀行信貸市場代表資金的間接配置，股票市場代表資金的直接配置，因此，令STOCK=S/（S+L）為股票籌資額占融資總額的比例，來衡量資金直接配置比例，令BANK=L/（S+L）為銀行貸款額占融資總額的比例，來衡量資金間接配置比例。

另外，戈德·史密斯認(rèn)為，金融發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展有著深遠(yuǎn)的影響，而金融發(fā)展卻是金融結(jié)構(gòu)的變化，因此本文選取了一個衡量金融發(fā)展的指標(biāo)金融發(fā)展效率（FIE），具體計算公式為：FIE=L/D，即合肥市金融機構(gòu)貸款余額與存款余額的比例，該指標(biāo)衡量了金融機構(gòu)調(diào)動自身或社會資本，廣泛調(diào)動和配置資源，把吸收到的儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率，反映了金融機構(gòu)對金融資源的配置效率。

3.控制變量：資本存量K和勞動力供給L。以合肥市固定資產(chǎn)投資額替代資本存量，以合肥市就業(yè)人數(shù)替代勞動力供給。

為減少相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)的波動幅度，對人均地區(qū)生產(chǎn)總值（RGDP）、資本存量K、勞動力供給L取自然對數(shù)，經(jīng)處理后的所有變量的直觀表示如下：

三、實證結(jié)果分析

（一）ADF單位根檢驗

在非平穩(wěn)變量存在的情況下，古典回歸模型可能會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，即使擬合優(yōu)度高，t統(tǒng)計量顯著，得出的結(jié)果也沒有任何經(jīng)濟意義。因此為了避免經(jīng)濟時間序列中的虛假回歸問題，首先要對時間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。本文采用ADF單位根檢驗法對時序變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，如果序列不存在單位根，則為平穩(wěn)序列，可直接進(jìn)行OLS估計;如果存在單位根，則為非平穩(wěn)序列，對非平穩(wěn)序列做差分處理，再對差分后的序列進(jìn)行以上檢驗，直至第n次差分后的序列平穩(wěn)，停止檢驗，則稱該序列服從n階單整。ADF單位根檢驗結(jié)果如下表所示：

由上表可知，所有變量原始序列的t統(tǒng)計值的絕對值都小于5%顯著性水平下的臨界值，且p值均大于0.05，所以無法拒絕原假設(shè)：存在單位根，即所有變量的水平序列都是非平穩(wěn)的，對所有原序列進(jìn)行一階差分，差分后的序列的t統(tǒng)計值的絕對值均大于5%顯著性水平下的臨界值，且p值均小于0.05，可以拒絕原假設(shè)，所有一階差分后的序列都是平穩(wěn)序列，也就是說，所有序列都服從一階單整。

（二）約翰森協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗可以分析非平穩(wěn)序列之間的長期均衡關(guān)系，雖然現(xiàn)實中，許多經(jīng)濟變量都是非平穩(wěn)的，但這些非平穩(wěn)變量的線性組合卻可能是平穩(wěn)的，此時，這些非平穩(wěn)變量之間被認(rèn)為具有協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系。另外，協(xié)整檢驗的前提條件是所有原序列非平穩(wěn)，但所有序列都服從同階單整。由單位根檢驗結(jié)果可知，LNRGDP、FIR、FIE、BANK、LNK、LNL都服從一階單整，本文采用約翰森協(xié)整檢驗法，檢驗結(jié)果如下表所示：

由上表可知，約翰森檢驗依次檢驗以上六行跡統(tǒng)計量的顯著性，第一行檢驗的原假設(shè)是所有變量間不存在協(xié)整關(guān)系，跡統(tǒng)計量為100.0343大于5%顯著性水平下的臨界值，且p值小于0.05，因此可以拒絕原假設(shè)，即所有變量間至少存在一個協(xié)整關(guān)系。第二行檢驗的原假設(shè)是所有變量間至多存在一個協(xié)整關(guān)系，跡統(tǒng)計量為61.2529小于5%顯著性水平下的臨界值，且p值大于0.05，因此不能拒絕原假設(shè)，即所有變量間至多存在一個協(xié)整關(guān)系，綜合以上兩個檢驗，可以得出LNRGDP、FIR、FIE、BANK、LNK、LNL之間存在一個協(xié)整關(guān)系，也就是說，它們之間具有長期均衡關(guān)系。

（三）長期均衡模型建立及估計

由協(xié)整檢驗可知，合肥市經(jīng)濟增長Y與金融結(jié)構(gòu)X之間存在協(xié)整關(guān)系，所以可以構(gòu)建以下長期均衡時間序列模型：

（5）

對模型（5）進(jìn)行OLS估計，結(jié)果如下：

因此，合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)的長期關(guān)系模型可以表述成：

（6）

該模型反映了合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)之間的長期均衡關(guān)系，根據(jù)模型估計結(jié)果，長期來看，金融相關(guān)比率FIR與合肥市人均地區(qū)生產(chǎn)總值LNRGDP之間具有正相關(guān)關(guān)系，且協(xié)整系數(shù)顯著，即金融相關(guān)比率擴大1個百分點可以促進(jìn)合肥市人均地區(qū)生產(chǎn)總值提高0.1589個百分點，這說明在長期，合肥市金融總量規(guī)模的擴大有助于促進(jìn)合肥市的經(jīng)濟增長。而金融發(fā)展效率FIE的提高卻對合肥市經(jīng)濟增長具有顯著的負(fù)面影響，這說明合肥市的儲蓄轉(zhuǎn)化率有待提高，合肥市金融機構(gòu)的資源配置效率水平與經(jīng)濟發(fā)展水平不符。資金間接配置比例BANK與合肥市經(jīng)濟增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，但是不顯著，這說明在長期，以銀行信貸為主的間接資金配置比例的提高不會顯著地促進(jìn)合肥市的經(jīng)濟增長。

（四）誤差修正模型建立及估計

從前文可知，合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)之間具有長期均衡關(guān)系，但是在短期內(nèi)，這種長期均衡關(guān)系可能會失衡，它需要通過短期動態(tài)過程的不斷調(diào)整才能夠維持，而誤差修正模型正是反映了它們之間的短期非均衡關(guān)系。由前文可知，合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以基于協(xié)整關(guān)系，建立誤差修正模型，具體構(gòu)建步驟如下：

由協(xié)整方程（5）式，計算殘差序列：

（7）

將殘差項滯后一期et-1作為一個解釋變量，與其他解釋變量一起，建立短期模型，即誤差修正模型：

（8）

將（7）式代入（8）式，估計結(jié)果如下：

因此，合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)的短期關(guān)系模型可以表述成：

（9）

該模型反映了合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)之間的短期波動關(guān)系，從上式方程可以看出，合肥市經(jīng)濟增長的短期波動原因來源于兩個部分：一是來自于FIR、FIE、BANK、LNK、LNL短期波動的影響，二是來自于偏離長期均衡的影響。其中，由協(xié)整方程計算而來的殘差項et-1為誤差修正項，其系數(shù)為負(fù)（-0.7690）且統(tǒng)計上顯著，表明當(dāng)t-1時期的LNRGDP大于其長期均衡解時，et-1為正，LNRGDP將以0.7690的速率減小，當(dāng)t-1時期的LNRGDP小于其均衡解時，et-1為負(fù)，LNRGDP將以0.7690的速率增加，這就是e的修正作用。從短期來看，金融相關(guān)比率FIR與合肥市經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即金融相關(guān)比率擴大1個百分點可以促進(jìn)合肥市人均地區(qū)生產(chǎn)總值提高0.1072個百分點，這與長期結(jié)果一致。而金融發(fā)展效率FIE與合肥市經(jīng)濟增長之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但系數(shù)只有0.5250，與長期系數(shù)0.7475相比，負(fù)向作用較小。資金間接配置比例BANK與合肥市經(jīng)濟增長之間存在不顯著的正相關(guān)關(guān)系，這與長期結(jié)果一致，這說明無論是長期短期，以銀行信貸為主的間接資金配置比例的提高不會顯著地促進(jìn)合肥市的經(jīng)濟增長。

四、結(jié)論與建議

本文以合肥市1990年至2018年金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟增長的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，通過構(gòu)建合肥市經(jīng)濟增長與金融結(jié)構(gòu)的長期均衡模型和短期波動模型對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，分別得出以下結(jié)論和建議：

第一，無論是短期還是長期，金融相關(guān)比率的擴大都顯著地提高了合肥市的人均地區(qū)生產(chǎn)總值，這說明金融總量結(jié)構(gòu)的擴大明顯促進(jìn)了合肥市的經(jīng)濟增長。因此，合肥市應(yīng)繼續(xù)大力發(fā)展金融業(yè)，為合肥市經(jīng)濟的發(fā)展提供有力的資金支持，使得金融更好地服務(wù)于實體經(jīng)濟，以促進(jìn)合肥市的經(jīng)濟發(fā)展。

（下轉(zhuǎn)第頁）

（上接第頁）

第二，無論是短期還是長期，資金間接配置比例與合肥市人均地區(qū)生產(chǎn)總值之間的正向關(guān)系都不顯著，這說明以銀行信貸為主的金融內(nèi)部結(jié)構(gòu)對于促進(jìn)合肥市經(jīng)濟增長的作用并不大，進(jìn)一步說明，在金融總量結(jié)構(gòu)的擴大促進(jìn)合肥市經(jīng)濟增長的過程中，以股票市場為主的金融內(nèi)部結(jié)構(gòu)的發(fā)展起到了更重要的推動作用。因此，要讓金融結(jié)構(gòu)更好地發(fā)揮促進(jìn)合肥市經(jīng)濟增長的作用，應(yīng)不斷健全和完善證券市場，敦促多方面金融市場體系建設(shè)，擴大資金的直接配置比例從而促進(jìn)經(jīng)濟增長。

第三，無論是短期還是長期，金融發(fā)展效率對合肥市經(jīng)濟增長存在顯著的負(fù)向作用，長期的負(fù)向作用更大，這說明合肥市金融中介機構(gòu)（銀行信貸）的資源配置效率水平與經(jīng)濟發(fā)展水平不匹配，甚至在一定程度上阻礙了經(jīng)濟增長。因此，為更好地發(fā)揮金融發(fā)展效率對合肥市經(jīng)濟增長的促進(jìn)作用，應(yīng)不斷推動合肥市金融機構(gòu)的市場化改革，健全金融體系，完善金融機構(gòu)的經(jīng)營機制，提高金融體系的運行效率和金融資源的配置效率，從而促進(jìn)合肥市的經(jīng)濟增長。

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作者為東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院金融學(xué)碩士研究生