金融谈文《重庆金融资源与经济增长关系浅析》
本站原创 >摘要: 金融作为现代经济的核心,对现代经济起着非常重要的作用。从狭义金融资源的角度出发,运用格兰杰因果关系检验等工具来探讨重庆金融资源与经济增长之间的关系。实证结果表明经济增长对金融资源的发展有推动作用,而金融资源对推动重庆经济发展的作用尚不明显。
关 键 词:金融资源;狭义金融资源;经济增长在经济学文献中,最早提及“金融资源”这一概念的是西方学者Goldith (1955) 的著作《资本形成与经济增长》。在该书中作者谈到“本书应该探讨金融资源和传递渠道对经济增长的速度和性质的影响”[1 ] 。可惜,这一概念没有在西方金融学界引起重视。在我国, 金融资源这一概念由白钦先教授(1998) 提出,他指出金融是一种资源,是一种集自然资源属性与社会资源属性为一体的对经济发展具有战略意义的资源[2 ] 。白钦先教授率先解释了金融与经济、社会的客观内在的依存性,但没有深入研究金融资源的效率、结构及其对经济发展的贡献等。在此基础上,一些学者继续对金融资源进行研究,形成了“以金融资源理论为基础的金融可持续发展理论”。其中,崔满红(1999) 着重研究了金融资源的性质,包括性、社会性、层次性等;柳明(1999) 认为金融资源对于金融和经济的发展既是制约因素又是推动因素; 陆家骝(2000)指出一个国家或地区所拥有的金融资源就是这个国家或地区的金融体系;王秀山(2002) 着重研究了金融资源的效率及其与经济全球化、货币政策、国际金融市场、经济结构、金融体制,以及金融监管等的关系。王纪全等(2007) 认为从广义而言,金融资源包括金融环境、金融制度、金融机构、金融工具等,而狭义金融资源包括银行信贷、保费收人、证券市场筹资、信托、基金、利用外资情况等[3 ] 。目前的金融资源理论大多是从国家层面来研究,而我国不同地区金融和经济发展水平尚存在客观差异性,所以从区域角度来研究金融资源与经济增长间的关系更具实践意义。陈利,周轶强(2008) 研究了重庆在城乡统筹下金融资源的配置效率,但他们只是从规范浅析浅析和逻辑推理的角度来进行浅析浅析[4 ] 。本文主要从狭义金融资源的角度出发,通过对1997 —2008 年相关数据的实证浅析浅析来研究重庆金融资源的配置对经济增长影响。1重庆金融资源我们将上述狭义金融资源中银行信贷、保费收入、证券市场筹资、实际利用外资(由于信托和基金资金数量不多,而且数据也不建全,因此可以忽略) 等汇总,来看一下重庆金融资源近10 年来的发展情况,见图1。由图1 可知,该地区近10 年来金融资源的发展速度很快,2008 年金融资源总量达到14 885. 84亿元,而1997 年仅有2 499. 53亿元,增长了接近6 倍。 人均金融资源指标剔除了人口因素的影响,能更好的反映重庆金融资源的发展情况。1997 年重庆人均金融资源为8 214. 25元,而2008 年则达到了45 278. 33元,人均金融资源量增长了5 倍多(见图2) 。图2 重庆人均金融资源(单位:万元) 注:数据由《重庆统计年鉴(1998 —2009) 》整理而成总之,不管是从金融资源总量还是人均金融资源来看,重庆金融资源的发展速度很快,金融发展程度较高。2实证浅析浅析 根据金融资源的定义, 本文主要选取重庆1997 —2008 年的国内生产总值(GDP) 、金融机构贷款总额(FIL) 、证券市场(A 股) 筹资额(FA) 、保费收入( PI) 、实际利用外资( FI) 等数据来进行考察。其中, GDP 为因变量, 代表经济增长情况;FIL 、PI、FA、FI 作为解释变量,代表重庆金融资源情况。本文借助Eviews5. 0 软件,运用OLS 策略,构造多元线性回归模型:GDPi =β0 +β1 FILi +β2 FAi +β3 PIi +β4 FIi +εi其中εi 是残差项。此处对原数据进行直接回归,得到结果如表1 所示。在5 %显著性水平下, tα/ 2 ( n - k - 1) = 1. 895 ,由表1 可以看出, R2 = 0. 996 893 , F = 561. 472 8 ,R2 和F 值均很高, 说明模型的整体拟合效果很好,但是自变量FI、PI、FA 的参数估计值并不显著,而且符号的经济意义也不合理,因此认为可能存在异方差性、序列相关性或多重共线性[5 - 6 ] 。2. 1 模型相关检验2. 1. 1 异方差检验。采用White 检验。因为原模型是多元回归模型,所以先对原始模型进行OLS回归得到残差项,将其与模型自变量及其平方项与交叉项作辅助回归,得出White 统计量nR2 =3. 56 ,该值小于5 %显著性水平下自由度为14 的χ2 分布的相应临界值χ20. 05 (14) = 23. 7 ,因此,接受同方差假设。在去掉交叉项后的辅助回归得到nR2 = 3. 98 ,该值也小于5 %显著性水平下自由度为8 的χ2 分布的相应临界值χ20. 05 (8) = 15. 51 ,仍接受同方差假设。所以,原模型不存在异方差。2. 1. 2 序列相关检验。采用拉格朗日乘数检验。通过含2 阶滞后残差项辅助回归可得到LM = nR2= 5. 393 8 ,该值小于显著性水平为5 % ,自由度为2 的χ2 分布的临界值χ20. 05 (2) = 5. 991 ,由此判断原模型不存在序列自相关。2. 1. 3 多重共线性检验。通过对各自变量的相关性检验, 可以发现, FI 和PI 的相关系数是0. 884 394 ,PI 和FIL 的相关系数则达到0. 970 900 ,说明存在高度相关性(见表2) 。因此,本模型存在多重共线性。现使用逐步回归法来对原模型进行修正。由于PI、FA 的t 检验值不显著,因此剔除掉这两个自变量。2. 2 格兰杰检验对GDP 与金融机构贷款量和实际利用外资进行格兰杰检验,以进一步确定金融发展与经济增长的具体关系。格兰杰检验具体分为3 个步骤:单位根检验,检验样本时间序列的平稳性;协整检验,检验时间序列的协整关系;最后进行格兰杰因果检验。2. 2. 1 单位根检验。在传统回归浅析浅析中,时间序列的非平稳性可能造成“伪回归不足”,因此,在进行计量浅析浅析时,首先要对时间序列数据进行平稳性检验,即单位根检验。使用ADF 统计量来进行单位根检验,其检验模型为:Δyt =β1 +β2 t + (ρ- 1) yt - 1 + Σmi = 1δi Δyt - i +εt ,模型中εt 为白噪声,Δ 为差分算子。原假设H0 :ρ= 1 , yt 有一个单方根, 即是非平稳的。由表3 可以看出, FIL 、FI 和GDP 都是不平稳的,但是FIL 、FI 和GDP 经过四阶差分以后都可以变得平稳。由于这3 个非平稳的时间序列是同阶单整的,所以这3 个变量之间可能存在协整关系。2. 2. 2 协整检验。从以上的单位根检验可以看出,由于FIL 、FI 和GDP 都是四阶单整的,说明他们之间应该存在一个平稳的线性组合,即他们之间应该存在一个长期的稳定关系。运用Engle -Granger 进行检验。第1 步,对上面3 个数据进行静态回归。得到模型如下:GDP = 281. 0132 + 0. 6739FIL + 2. 9468FI(5. 8681) (30. 6043) (3. 5977)R2 = 0. 996 8 Adjusted R - squared = 0. 996 1D.W= 2. 508 9 F = 1 393. 58可见,GDP 与金融机构贷款量(FIL) 和实际利用外资( FI) 之间存在重要和显著的相关性,其中金融机构贷款量的系数为0. 673 9 ,说明贷出一个单位货币将使GDP 增长0. 673 9个单位,而实际利用外资的系数为2. 946 8 ,外资对经济增长的贡献率更高。方程中t 值显著,拟合优度R2 和调整后的R2 都大于0. 95 ,说明方程和现实拟合的较好。第2 步,对生成的新误差项序列进行ADF 检验。检验结果如表4 所示。从误差项序列的检验结果可以看出,在以上显著性水平下,可以拒绝序列存在单位根的假设,即这个误差项序列是一个平稳的随机过程, 是I(0) 。所以以上3 个变量之间存在长期稳定的均衡关系。(责任编辑：会计硕士论文)>2. 2. 3 Granger 因果关系检验。重庆市金融资源与GDP 之间不存在长期稳定的均衡关系,但是它们之间是否构成因果关系还需进一步验证。常用的格兰杰检验模型为: yt = Σmi = 1αiyt - i + Σnj = 1βjxt - j +εt,模型中αi 和βj 是常数,εt 是白噪声。该检验能够确定一个变量是否有助于预测另一个变量。在这里, 我们选择滞后期为1 , 具体检验结果如表5所示: 检验结果表明,国内生产总值(GDP) 是实际利用外资(FI) 的Granger 理由,同时也是金融机构贷款(FIL) 的Granger 理由;然而,FI、FIL 不是GDP 发展的Granger 理由。3结论与倡议通过实证研究,我们得到以下结论: ①直辖以来,不管是从总量还是人均来看,重庆金融资源都取得了较快的增长; ②金融资源与经济增长存在一定相关性的。实证检验表明,金融资源对重庆经济增长的推动作用还不显著;经济增长是金融发展的理由,GDP 增长带动外资、金融机构贷款增长。为了使重庆金融资源进一步增长,我们应该做好以下几个方面:首先,充分发挥投资、出口和消费对经济发展的推动作用,大力发展地区经济,为重庆地区金融资源的发展提供良好的环境[7 ] 。其次,要大力发展资本市场、票据市场、货币市场,健全重庆金融体系,拓宽融资渠道[8 ] 。最后,加快金融资源配置革新和创新,提高资源配置效率。参考文献:[1 ] 雷蒙德•W•戈德史密斯. 金融结构与金融发展[M] .上海:上海三联出版社,1990.[2 ] 白钦先. 白钦先经济金融文集[M] . 北京:中国金融出版社,1999.[3 ] 王纪全,张小燕,刘全胜. 中国金融资源的地区分布及其对区域经济增长的影响[J ] . 金融研究,2007 (6) :100 - 108.[4 ] 陈利,周轶强. 新特区重庆在城乡统筹下金融资源配置效率研究[J ] . 河南金融管理干部学院学报,2008(4) :21 - 24.[5 ] Yang Yao ,Linda Yueh. Law , Finance , and EconomicGrowth in China : An Introduction[J ] .World Development ,2009 (4) :753 - 762.[6 ] Franklin Allen ,Jun Qian ,Meijun Qian. Law , finance , andeconomic growth in China [J ] . Journal of Financial Eco2nomics ,2005 (7) :57 - 116.[7 ] 万福建,宋朝辉,王身忠. 重庆银行业支持统筹城乡发展的挑战与对策[J ] . 重庆三峡学院学报,2008 (6) :99.[8 ] 曾峰. 转变经济发展方式,提升重庆自主创新能力[J ] . 重庆三峡学院学报,2008(责任编辑：会计硕士论文)
关 键 词:金融资源;狭义金融资源;经济增长在经济学文献中,最早提及“金融资源”这一概念的是西方学者Goldith (1955) 的著作《资本形成与经济增长》。在该书中作者谈到“本书应该探讨金融资源和传递渠道对经济增长的速度和性质的影响”[1 ] 。可惜,这一概念没有在西方金融学界引起重视。在我国, 金融资源这一概念由白钦先教授(1998) 提出,他指出金融是一种资源,是一种集自然资源属性与社会资源属性为一体的对经济发展具有战略意义的资源[2 ] 。白钦先教授率先解释了金融与经济、社会的客观内在的依存性,但没有深入研究金融资源的效率、结构及其对经济发展的贡献等。在此基础上,一些学者继续对金融资源进行研究,形成了“以金融资源理论为基础的金融可持续发展理论”。其中,崔满红(1999) 着重研究了金融资源的性质,包括性、社会性、层次性等;柳明(1999) 认为金融资源对于金融和经济的发展既是制约因素又是推动因素; 陆家骝(2000)指出一个国家或地区所拥有的金融资源就是这个国家或地区的金融体系;王秀山(2002) 着重研究了金融资源的效率及其与经济全球化、货币政策、国际金融市场、经济结构、金融体制,以及金融监管等的关系。王纪全等(2007) 认为从广义而言,金融资源包括金融环境、金融制度、金融机构、金融工具等,而狭义金融资源包括银行信贷、保费收人、证券市场筹资、信托、基金、利用外资情况等[3 ] 。目前的金融资源理论大多是从国家层面来研究,而我国不同地区金融和经济发展水平尚存在客观差异性,所以从区域角度来研究金融资源与经济增长间的关系更具实践意义。陈利,周轶强(2008) 研究了重庆在城乡统筹下金融资源的配置效率,但他们只是从规范浅析浅析和逻辑推理的角度来进行浅析浅析[4 ] 。本文主要从狭义金融资源的角度出发,通过对1997 —2008 年相关数据的实证浅析浅析来研究重庆金融资源的配置对经济增长影响。1重庆金融资源我们将上述狭义金融资源中银行信贷、保费收入、证券市场筹资、实际利用外资(由于信托和基金资金数量不多,而且数据也不建全,因此可以忽略) 等汇总,来看一下重庆金融资源近10 年来的发展情况,见图1。由图1 可知,该地区近10 年来金融资源的发展速度很快,2008 年金融资源总量达到14 885. 84亿元,而1997 年仅有2 499. 53亿元,增长了接近6 倍。 人均金融资源指标剔除了人口因素的影响,能更好的反映重庆金融资源的发展情况。1997 年重庆人均金融资源为8 214. 25元,而2008 年则达到了45 278. 33元,人均金融资源量增长了5 倍多(见图2) 。图2 重庆人均金融资源(单位:万元) 注:数据由《重庆统计年鉴(1998 —2009) 》整理而成总之,不管是从金融资源总量还是人均金融资源来看,重庆金融资源的发展速度很快,金融发展程度较高。2实证浅析浅析 根据金融资源的定义, 本文主要选取重庆1997 —2008 年的国内生产总值(GDP) 、金融机构贷款总额(FIL) 、证券市场(A 股) 筹资额(FA) 、保费收入( PI) 、实际利用外资( FI) 等数据来进行考察。其中, GDP 为因变量, 代表经济增长情况;FIL 、PI、FA、FI 作为解释变量,代表重庆金融资源情况。本文借助Eviews5. 0 软件,运用OLS 策略,构造多元线性回归模型:GDPi =β0 +β1 FILi +β2 FAi +β3 PIi +β4 FIi +εi其中εi 是残差项。此处对原数据进行直接回归,得到结果如表1 所示。在5 %显著性水平下, tα/ 2 ( n - k - 1) = 1. 895 ,由表1 可以看出, R2 = 0. 996 893 , F = 561. 472 8 ,R2 和F 值均很高, 说明模型的整体拟合效果很好,但是自变量FI、PI、FA 的参数估计值并不显著,而且符号的经济意义也不合理,因此认为可能存在异方差性、序列相关性或多重共线性[5 - 6 ] 。2. 1 模型相关检验2. 1. 1 异方差检验。采用White 检验。因为原模型是多元回归模型,所以先对原始模型进行OLS回归得到残差项,将其与模型自变量及其平方项与交叉项作辅助回归,得出White 统计量nR2 =3. 56 ,该值小于5 %显著性水平下自由度为14 的χ2 分布的相应临界值χ20. 05 (14) = 23. 7 ,因此,接受同方差假设。在去掉交叉项后的辅助回归得到nR2 = 3. 98 ,该值也小于5 %显著性水平下自由度为8 的χ2 分布的相应临界值χ20. 05 (8) = 15. 51 ,仍接受同方差假设。所以,原模型不存在异方差。2. 1. 2 序列相关检验。采用拉格朗日乘数检验。通过含2 阶滞后残差项辅助回归可得到LM = nR2= 5. 393 8 ,该值小于显著性水平为5 % ,自由度为2 的χ2 分布的临界值χ20. 05 (2) = 5. 991 ,由此判断原模型不存在序列自相关。2. 1. 3 多重共线性检验。通过对各自变量的相关性检验, 可以发现, FI 和PI 的相关系数是0. 884 394 ,PI 和FIL 的相关系数则达到0. 970 900 ,说明存在高度相关性(见表2) 。因此,本模型存在多重共线性。现使用逐步回归法来对原模型进行修正。由于PI、FA 的t 检验值不显著,因此剔除掉这两个自变量。2. 2 格兰杰检验对GDP 与金融机构贷款量和实际利用外资进行格兰杰检验,以进一步确定金融发展与经济增长的具体关系。格兰杰检验具体分为3 个步骤:单位根检验,检验样本时间序列的平稳性;协整检验,检验时间序列的协整关系;最后进行格兰杰因果检验。2. 2. 1 单位根检验。在传统回归浅析浅析中,时间序列的非平稳性可能造成“伪回归不足”,因此,在进行计量浅析浅析时,首先要对时间序列数据进行平稳性检验,即单位根检验。使用ADF 统计量来进行单位根检验,其检验模型为:Δyt =β1 +β2 t + (ρ- 1) yt - 1 + Σmi = 1δi Δyt - i +εt ,模型中εt 为白噪声,Δ 为差分算子。原假设H0 :ρ= 1 , yt 有一个单方根, 即是非平稳的。由表3 可以看出, FIL 、FI 和GDP 都是不平稳的,但是FIL 、FI 和GDP 经过四阶差分以后都可以变得平稳。由于这3 个非平稳的时间序列是同阶单整的,所以这3 个变量之间可能存在协整关系。2. 2. 2 协整检验。从以上的单位根检验可以看出,由于FIL 、FI 和GDP 都是四阶单整的,说明他们之间应该存在一个平稳的线性组合,即他们之间应该存在一个长期的稳定关系。运用Engle -Granger 进行检验。第1 步,对上面3 个数据进行静态回归。得到模型如下:GDP = 281. 0132 + 0. 6739FIL + 2. 9468FI(5. 8681) (30. 6043) (3. 5977)R2 = 0. 996 8 Adjusted R - squared = 0. 996 1D.W= 2. 508 9 F = 1 393. 58可见,GDP 与金融机构贷款量(FIL) 和实际利用外资( FI) 之间存在重要和显著的相关性,其中金融机构贷款量的系数为0. 673 9 ,说明贷出一个单位货币将使GDP 增长0. 673 9个单位,而实际利用外资的系数为2. 946 8 ,外资对经济增长的贡献率更高。方程中t 值显著,拟合优度R2 和调整后的R2 都大于0. 95 ,说明方程和现实拟合的较好。第2 步,对生成的新误差项序列进行ADF 检验。检验结果如表4 所示。从误差项序列的检验结果可以看出,在以上显著性水平下,可以拒绝序列存在单位根的假设,即这个误差项序列是一个平稳的随机过程, 是I(0) 。所以以上3 个变量之间存在长期稳定的均衡关系。(责任编辑：会计硕士论文)>2. 2. 3 Granger 因果关系检验。重庆市金融资源与GDP 之间不存在长期稳定的均衡关系,但是它们之间是否构成因果关系还需进一步验证。常用的格兰杰检验模型为: yt = Σmi = 1αiyt - i + Σnj = 1βjxt - j +εt,模型中αi 和βj 是常数,εt 是白噪声。该检验能够确定一个变量是否有助于预测另一个变量。在这里, 我们选择滞后期为1 , 具体检验结果如表5所示: 检验结果表明,国内生产总值(GDP) 是实际利用外资(FI) 的Granger 理由,同时也是金融机构贷款(FIL) 的Granger 理由;然而,FI、FIL 不是GDP 发展的Granger 理由。3结论与倡议通过实证研究,我们得到以下结论: ①直辖以来,不管是从总量还是人均来看,重庆金融资源都取得了较快的增长; ②金融资源与经济增长存在一定相关性的。实证检验表明,金融资源对重庆经济增长的推动作用还不显著;经济增长是金融发展的理由,GDP 增长带动外资、金融机构贷款增长。为了使重庆金融资源进一步增长,我们应该做好以下几个方面:首先,充分发挥投资、出口和消费对经济发展的推动作用,大力发展地区经济,为重庆地区金融资源的发展提供良好的环境[7 ] 。其次,要大力发展资本市场、票据市场、货币市场,健全重庆金融体系,拓宽融资渠道[8 ] 。最后,加快金融资源配置革新和创新,提高资源配置效率。参考文献:[1 ] 雷蒙德•W•戈德史密斯. 金融结构与金融发展[M] .上海:上海三联出版社,1990.[2 ] 白钦先. 白钦先经济金融文集[M] . 北京:中国金融出版社,1999.[3 ] 王纪全,张小燕,刘全胜. 中国金融资源的地区分布及其对区域经济增长的影响[J ] . 金融研究,2007 (6) :100 - 108.[4 ] 陈利,周轶强. 新特区重庆在城乡统筹下金融资源配置效率研究[J ] . 河南金融管理干部学院学报,2008(4) :21 - 24.[5 ] Yang Yao ,Linda Yueh. Law , Finance , and EconomicGrowth in China : An Introduction[J ] .World Development ,2009 (4) :753 - 762.[6 ] Franklin Allen ,Jun Qian ,Meijun Qian. Law , finance , andeconomic growth in China [J ] . Journal of Financial Eco2nomics ,2005 (7) :57 - 116.[7 ] 万福建,宋朝辉,王身忠. 重庆银行业支持统筹城乡发展的挑战与对策[J ] . 重庆三峡学院学报,2008 (6) :99.[8 ] 曾峰. 转变经济发展方式,提升重庆自主创新能力[J ] . 重庆三峡学院学报,2008(责任编辑：会计硕士论文)