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評估指標(biāo)體系歷來備受關(guān)注，人們普遍地把“輸入”、“過程”、“輸出”和“改進(jìn)”等4方面內(nèi)容作為專業(yè)評估指標(biāo)體系的基本框架。在選擇指標(biāo)時，既追求全面性和代表性，也兼顧可測性和客觀性。事實上，由于專業(yè)名稱、類型、辦學(xué)背景和省情的差異，以及定性指標(biāo)難以打分、現(xiàn)場考察不易深入等諸多局限性，專業(yè)評估很難做到高度的準(zhǔn)確客觀和排名比較。但基于量化的視角，對指標(biāo)體系的量化處理、指標(biāo)數(shù)據(jù)的量化統(tǒng)計、測算結(jié)果的量化打分、評估排名的橫縱向比較，將可以有效減少評估的誤差。本文以全國12所高職院校金融專業(yè)為例，通過主成分分析和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法，著重進(jìn)行專業(yè)評估的橫向比較，為專業(yè)評估的跨省比較和整體提升提供實證參考。在借鑒和比較的基礎(chǔ)上，我們按照專業(yè)人才培養(yǎng)要素和流程，遵從量化和數(shù)據(jù)可得的原則，選擇了5個較具代表性的一級指標(biāo)：師資力量和實踐條件是專業(yè)建設(shè)的輸入指標(biāo)，培養(yǎng)模式和課程教學(xué)是過程指標(biāo)，就業(yè)與聲譽(yù)是輸出指標(biāo)，專業(yè)評估的改進(jìn)指標(biāo)則通過文章的第四部分?jǐn)?shù)據(jù)包絡(luò)分析給出。每個一級指標(biāo)又分解出2個二級指標(biāo)，其數(shù)據(jù)來源于“高等職業(yè)院校提升專業(yè)服務(wù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展能力項目”2011年和2013年“專業(yè)建設(shè)狀態(tài)數(shù)據(jù)表”，包括重慶財經(jīng)、陜西財經(jīng)、成都職院、北京財貿(mào)、山西金融、山西財專、浙江經(jīng)濟(jì)、遼寧金融、邯鄲職院、長春金融、江蘇財經(jīng)、寧夏財經(jīng)等12所院校表1。
二、基于PCA方法的專業(yè)評估得分與排名
主成分分析（PCA）是一種對評價對象績效進(jìn)行綜合評價與監(jiān)控的多元統(tǒng)計方法，其基本原理是利用降維的思想，在損失很少信息的前提下把多個指標(biāo)轉(zhuǎn)化為幾個綜合指標(biāo)（即主成分），用它們代替原始變量絕大部分信息，并保證彼此之間互不相關(guān)、互不重疊。PCA在研究指標(biāo)眾多、關(guān)系復(fù)雜的問題時，既不需要量綱一致，也不需要對指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)或重要性排列，而是通過提取主成分這一關(guān)鍵方法來進(jìn)行得分計算。我們通過運行IBMSPSS19.0，發(fā)現(xiàn)KMO=0.705，BartlettSig.=0.045，基本符合相關(guān)性和顯著性檢驗標(biāo)準(zhǔn)。進(jìn)一步的方差分解，得出累計方差貢獻(xiàn)率超過80%，主成分個數(shù)m=4。在成分矩陣的基礎(chǔ)上，我們得到了4個主成分的分值，通過計算表2給出了結(jié)果。從綜合評分F來看，2011年正分院校5所、負(fù)分院校7所，2013年維持同樣的格局，得分較差的學(xué)校比例偏高，意味著金融專業(yè)人才培養(yǎng)總體效果不樂觀，沒有隨著改革進(jìn)程的推進(jìn)產(chǎn)生整體性水平提升。同時，排名最后的山西金融得分還處于下降狀態(tài)，隱現(xiàn)了該校金融專業(yè)建設(shè)有繼續(xù)惡化的風(fēng)險。與之相反，浙江經(jīng)濟(jì)、邯鄲職院和江蘇財經(jīng)則一直居前3名，專業(yè)發(fā)展?fàn)顩r良好而穩(wěn)定。從排名變化來看，進(jìn)步較快的學(xué)校有北京財貿(mào)和長春金融，分別上升4位和3位，退步明顯的則是遼寧金融和成都職院，分別下降6位和3位，后者變化的幅度高于前者，既凸顯了各院校間專業(yè)建設(shè)水平的不均衡，又警示我們需防范可能存在的“弱者羸弱”效應(yīng)[7]。從院校類型來看，分布在東部省份的學(xué)校得分靠前，西部的居中，中部的則暫處于靠后位置，專業(yè)建設(shè)效果呈區(qū)域非均衡特點，并與前文所述的專業(yè)分布情況、地區(qū)金融發(fā)展水平相一致。通過對各院校2011年和2013年得分和排名求均值，排行前50%強(qiáng)的為國家示范（骨干）建設(shè)單位，其次為省級示范（骨干）建設(shè)單位，最后是非示范（骨干）院校。一些以金融專業(yè)為龍頭的學(xué)校也沒有顯示出強(qiáng)大的競爭力，而是仍在追求生源規(guī)模的擴(kuò)大，如山西金融2013年在校生已達(dá)1027人，在樣本院校中排名第一，但F值卻排在最后。院校性質(zhì)類別方面，邯鄲職院和成都職院雖非財經(jīng)類院校，但F排名仍較靠前，表明現(xiàn)階段院校性質(zhì)對金融專業(yè)得分的影響有待提高。
三、基于DEA方法的專業(yè)評估改進(jìn)分析
前文對專業(yè)建設(shè)現(xiàn)狀進(jìn)行了主成分分析，但缺乏深層次原因剖析和改進(jìn)方法。數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）是一種基于線性規(guī)劃的用于評價同類型組織（或項目）工作績效相對有效性的工具手段，其實質(zhì)是根據(jù)一組關(guān)于多輸入、多輸出的決策單元值來估計有效生產(chǎn)的前沿面，并據(jù)此進(jìn)行多目標(biāo)綜合效果評價。用DEA模型進(jìn)行分析前，要選擇輸入、輸出指標(biāo)，而根據(jù)以往的經(jīng)驗，選擇指標(biāo)個數(shù)之和不能超過樣本量的1/2[8]，我們采用中介法，選擇了具有代表性和一般性的3個輸入指標(biāo)（兼職教師年承擔(dān)課時占比、生均校內(nèi)實訓(xùn)室設(shè)備價值和專業(yè)教研項目人均經(jīng)費）和2個輸出指標(biāo)（初次就業(yè)率、新生報到率）。設(shè)定DEA模型為投入導(dǎo)向型、規(guī)模報酬可變（VRS），運行DEAP2.1軟件可得到各院校專業(yè)綜合效率（也即技術(shù)效率）。綜合效率只是一種相對效率，當(dāng)它等于1，表明組織的生產(chǎn)是有效的，但實際效率并不一定非常高，有可能出現(xiàn)整體低效下的相對高效；當(dāng)它小于1，則說明組織的生產(chǎn)是低效的，或者說組織消耗了太多的投入，卻只獲得了較少的產(chǎn)出。重慶財經(jīng)、山西金融、邯鄲職院和寧夏財經(jīng)的綜合效率為1，達(dá)到了DEA相對有效水平，其他8所院校均為非DEA有效（表3）。對非DEA有效院校進(jìn)行投影分析，計算投入冗余率和產(chǎn)出不足率，投入冗余率是指優(yōu)化后的輸入指標(biāo)可節(jié)省的投入比例，產(chǎn)出不足率則是優(yōu)化后的輸出指標(biāo)可增加的產(chǎn)出比例。盡管成都職院、北京財貿(mào)、浙江經(jīng)濟(jì)3所院校非DEA有效，但并未出現(xiàn)投入冗余和產(chǎn)出不足現(xiàn)象，表明它們正努力趨向生產(chǎn)前沿面，綜合效率接近DEA相對有效。但陜西財經(jīng)、山西財專、遼寧金融、長春金融和江蘇財經(jīng)等5所院校，除“初次就業(yè)率”外，均存在投入冗余和產(chǎn)出不足現(xiàn)象，其中山西財專和陜西財經(jīng)等綜合效率得分僅0.427、0.518，明顯低于樣本院校的平均水平。從輸入指標(biāo)來看，山西財專和陜西財經(jīng)的投入冗余率高達(dá)56.5%和47.6%，溢出效應(yīng)明顯，一方面應(yīng)加大兼職教師、實訓(xùn)設(shè)備和教研經(jīng)費的投入力度，另一方面切實提高它們的利用率，實行效率導(dǎo)向和目標(biāo)考核制，優(yōu)化專業(yè)建設(shè)的人力、物力和財力配置；江蘇財經(jīng)、長春金融和遼寧金融的投入冗余率有所下降，通過優(yōu)化管理，將分別節(jié)省三個輸入指標(biāo)的20%、13.1%和12.4%投入比例。從輸出指標(biāo)來看，遼寧金融、長春金融、山西財專、陜西財經(jīng)和江蘇財經(jīng)等5所院校的“新生報到率”產(chǎn)出不足，應(yīng)加大招生宣傳，注重特色凝練和品牌打造，提高專業(yè)社會滿意度和美譽(yù)度；長春金融則要進(jìn)一步重視學(xué)生的就業(yè)創(chuàng)業(yè)指導(dǎo)，建設(shè)孵化平臺，通過一系列的措施改進(jìn)，將可提升初次就業(yè)率10.7%的比例增長。
四、結(jié)論與建議
關(guān)鍵詞：金融深化 經(jīng)濟(jì)增長 計量檢驗
一、引言
現(xiàn)代社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要特征是金融和經(jīng)濟(jì)的關(guān)系日益密切，金融在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位逐步提高。經(jīng)濟(jì)和金融的不斷融合使貨幣化經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟(jì)金融化趨勢。客觀上經(jīng)濟(jì)金融化要求通過金融深化來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。
20世紀(jì)70年代初，美國學(xué)者麥金農(nóng)和他的同事肖指出：經(jīng)濟(jì)與金融息息相關(guān)，金融深化與金融抑制分別對經(jīng)濟(jì)起著促進(jìn)、抑制的作用；發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)落后的癥結(jié)在于金融抑制，鼓勵推行金融深化戰(zhàn)略。本文結(jié)合我國1978-2011年間的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展的多元線性回歸模型，對二者進(jìn)行實證分析，從而得出經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展間的相互關(guān)系，為金融發(fā)展提供相關(guān)實證分析基礎(chǔ)。
二、實證分析
（一）指標(biāo)選取和建模
在金融發(fā)展理論中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出許多指標(biāo)來衡量一個國家是處于金融深化還是金融抑制的狀態(tài)。本文選取實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率（Y）、金融深化指標(biāo)（包括麥金農(nóng)指標(biāo)（M2/GDP和金融相關(guān)率FIR）和通貨膨脹率
假設(shè)以Y、M分別表示實際國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率、金融深化指標(biāo)（由M2/GDP和FIR表示）和通貨膨脹率，則經(jīng)濟(jì)增長和金融深化之間的關(guān)系模型可表示為如下兩式：
上式中和是方程系數(shù)。其中，變量M和Y的系數(shù)分別表示在考慮了通貨膨脹影響下，金融深化對經(jīng)濟(jì)增長的影響及經(jīng)濟(jì)增長對金融深化的影響程度；t表示時間；i表示滯后階數(shù)；是白噪聲誤差項。對各個變量取對數(shù)是為了防止出現(xiàn)異方差。
根據(jù)1978-2012年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過整理計算得出1979-2011年這31年中的經(jīng)濟(jì)增長率Y、貨幣化程度（M2/GDP）、金融相關(guān)比率FIR和通貨膨脹率的數(shù)據(jù)。其后，對數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗。
（二）實證檢驗
1.單位根檢驗
在使用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸分析時，會造成虛假回歸。并且，當(dāng)變量存在單位根，即是非平穩(wěn)序列時，傳統(tǒng)的統(tǒng)計量，如t值、F值和 DW值等將會出現(xiàn)偏差。因此，為保證回歸結(jié)果的無偏、有效和最佳，我們可以依據(jù)表1中的數(shù)據(jù)，利用ADF單位根檢驗法來檢驗樣本數(shù)據(jù)的時間序列特征。ADF平穩(wěn)性檢驗是基于以下回歸方程：
由表1中的檢驗結(jié)果可知：（1）Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的時間序列的ADF統(tǒng)計量大于5%的顯著水平下的臨界值，所以接受原假設(shè)，這四個時間序列均含有單位根，是非平穩(wěn)序列。（2）LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的一階差分序列的ADF值均小于5%顯著水平下的臨界值，它們在一階差分之后均是平穩(wěn)序列。（3）協(xié)整是指兩個，或者兩個以上同階單整的非平穩(wěn)時間序列的線性組合是平穩(wěn)序列。由于LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln都是一階單整序列，所以LnY、Ln（M2/GDP）和Ln，LnY、LnFIR和Ln之間可能存在協(xié)整關(guān)系。下面，我們需要對它們進(jìn)行協(xié)整檢驗。
2. 協(xié)整檢驗
常用于檢驗變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的方法是主要有兩種：兩個變量的EG檢驗和多個變量的Johansen檢驗。本文的檢驗是多變量之間的檢驗，因此采用Johansen檢驗法對相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗。
Johansen檢驗方法的步驟主要有：先計算回歸方程的跡統(tǒng)計量，然后與不存在協(xié)整關(guān)系、存在一個以及存在兩個協(xié)整關(guān)系這三種假設(shè)前提下的Johanson臨界值進(jìn)行比較。若回歸方程的跡統(tǒng)計值大于假設(shè)條件下的Johanson臨界分布值，則拒絕其前提假設(shè)；反之，則接受該假設(shè)。我們根據(jù)表1數(shù)據(jù)，利用EViews6.0軟件進(jìn)行協(xié)整檢驗，結(jié)果如下表所示。
表2 相關(guān)變量協(xié)整檢驗結(jié)果
由表2中的檢驗結(jié)果可以看出：（1）LnY和Ln（M2/GDP）、Ln之間協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量均大于三個假設(shè)在5%的顯著水平下臨界值，因此存在3個協(xié)整關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長和貨幣化程度、通貨膨脹率這三個變量之間存在長期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系（2）LnY和LnFIR、Ln協(xié)整檢驗的跡統(tǒng)計量均大于表中三個假設(shè)在5%的顯著水平下臨界值，因此同樣存在3個協(xié)整關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長和金融相關(guān)比率、通貨膨脹率存在長期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。（3）若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量至少存在一個方向的格蘭杰因果關(guān)系。下面，我們對經(jīng)濟(jì)增長和金融深化之間的因果關(guān)系做進(jìn)一步探討。
3. 格蘭杰因果檢驗
經(jīng)濟(jì)增長和金融深化之間是否存在因果關(guān)系，若存在因果關(guān)系，那誰是因，誰是果？通過協(xié)整檢驗，我們得出的結(jié)論是變量之間至少存在一個方向的格蘭杰因果關(guān)系。現(xiàn)在我們可以通過采用格蘭杰因果檢驗方法得出經(jīng)濟(jì)增長和金融深化之間的因果關(guān)系。
格蘭杰檢驗的基本思想是“過去可以預(yù)測現(xiàn)在”。我們可以對原模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，但是，為了驗證經(jīng)濟(jì)增長與金融深化的確切關(guān)系，我們可以對以上兩個模型構(gòu)建以下多變量誤差糾正模型，然后再對兩者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗。
上式中，EC項表示上一期變量偏離均衡水平的誤差，是協(xié)整回歸所得的殘差。它代表變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系的誤差糾正項；t表示時間；i表示滯后階數(shù)；u是白噪聲誤差項。得出的格蘭杰因果檢驗結(jié)果如下表所示。
表3 Granger檢驗結(jié)果
從表3中我們可以得出，（1）以短期的格蘭杰因果檢驗結(jié)果來看，因為估計的F值在5%的水平上顯著，貨幣化程度M2/GDP是經(jīng)濟(jì)增長率Y的格蘭杰原因；相反，由于F值在統(tǒng)計上不顯著，經(jīng)濟(jì)增長率卻不是貨幣化程度的格蘭杰原因。因此，可以說我國的貨幣化過程推動了經(jīng)濟(jì)增長。另一方面，金融相關(guān)率FIR是經(jīng)濟(jì)增長率Y的格蘭杰原因，而經(jīng)濟(jì)增長率不是金融相關(guān)率的格蘭杰原因。（2）從長期的格蘭杰因果檢驗結(jié)果可以看出，貨幣化程度M2/GDP和經(jīng)濟(jì)增長率Y的之間存在互為格蘭杰因果關(guān)系。同樣，金融相關(guān)率FIR和經(jīng)濟(jì)增長率Y的之間也存在互為格蘭杰因果關(guān)系。因此，短期來看，我國的金融相關(guān)比率帶動了經(jīng)濟(jì)增長。在長期中，兩者之間則是互為因果、相互影響的關(guān)系。
三、結(jié)論
改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)一直保持著快速、穩(wěn)定的發(fā)展，1979-2011年我國實際GDP的年增長率達(dá)到9.5%，金融深化程度不斷提高，1979年我國的貨幣化程度39.8%，2011年這一比例達(dá)到180.1%，增長近5倍。隨著經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程的加快，金融市場的作用逐漸顯現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)體中的貨幣化程度不斷提高。
本文構(gòu)建了誤差糾正模型對變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗，從數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果可以看出，我國實行的漸進(jìn)式金融體制改革具有一定的經(jīng)濟(jì)成效，從短期來看，我國的金融深化推動了經(jīng)濟(jì)增長；從長期來看，金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互為因果、相互促進(jìn)的關(guān)系。
參考文獻(xiàn)：
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關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長；實證分析
中圖分類號：F12 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）09-0001-04
金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系一直都是經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究的重點。金融發(fā)展理論認(rèn)為，不管是從理論層面上還是從實證層面上都得出了金融在經(jīng)濟(jì)增長中起著重要的作用（Levine， 1997）。Gupta（1987）認(rèn)為，金融發(fā)展理論應(yīng)劃分為金融結(jié)構(gòu)論和金融抑制論兩個方面。金融結(jié)構(gòu)論認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長受到金融變量的數(shù)量及結(jié)構(gòu)影響，因此金融深化與金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的變化構(gòu)成了經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。McKinnon（1973）和Shaw（1973）首先提出的金融壓抑論則側(cè)重于價格變量對經(jīng)濟(jì)增長的影響，認(rèn)為實際利率與實際匯率的自由化是推動經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，但是低于均衡的實際利率與高估的國內(nèi)貨幣等形式的金融壓阻礙了經(jīng)濟(jì)的增長。本文以貴州省為例，對貴州省金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行實證研究，并根據(jù)研究結(jié)果給出有效的政策建議。
一、影響經(jīng)濟(jì)增長的金融因素
Levine（1997）提出，金融有五個基本功能：（1）便利風(fēng)險的交易、規(guī)避、分散和聚集。（2）配置資源。（3）監(jiān)督經(jīng)理人，促進(jìn)公司治理。（4）動員儲蓄。（5）便利商品與勞務(wù)的交換。他認(rèn)為通過發(fā)揮這五個基本功能能夠有效解決市場中存在的高信息成本和高交易成本，通過促進(jìn)資本積累和技術(shù)創(chuàng)新，從而影響經(jīng)濟(jì)增長。金融的發(fā)展有效地降低了信息與交易費用，構(gòu)建了資金盈余者和資金缺乏者之間的橋梁。投資者通過多元化的投資組合，降低了資金流動性風(fēng)險的同時，提高了投資回報率。生產(chǎn)者則通過靈活的融資方式獲取足夠的資金，投資到技術(shù)創(chuàng)新領(lǐng)域，提高投資生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。資本向著高效率方向流動（R增加），社會總收入增加，從而提高了儲蓄率（s增加），加速儲蓄的投資轉(zhuǎn)化（ β提高），投資增加，促進(jìn)資本積累和技術(shù)創(chuàng)新，最后促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（g提高）。金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理（如下頁圖所示）：
資本利用效率的主要影響因素是技術(shù)創(chuàng)新，在貴州省這樣的西部省份，技術(shù)創(chuàng)新往往十分緩慢，所以本文假設(shè)資本積累是貴州省經(jīng)濟(jì)增長的主要因素，則金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用主要體現(xiàn)在儲蓄率s和儲蓄的投資轉(zhuǎn)化率 β上。在此對影響儲蓄率和儲蓄的投資轉(zhuǎn)化率的因素進(jìn)行分析。
第一，儲蓄率s的影響因素。周小川（2009）指出，儲蓄率受到富裕程度、匯率、金融媒介和資本市場的發(fā)育程度、民族傳統(tǒng)、人口結(jié)構(gòu)、社會保障的優(yōu)劣等因素的影響。同時，實際利率（名義利率—通貨膨脹率）、經(jīng)濟(jì)貨幣化程度以及影響金融發(fā)展和金融效率因素都會對儲蓄率產(chǎn)生一定的影響。
第二，儲蓄的投資轉(zhuǎn)化率β的影響因素。居民儲蓄的投資轉(zhuǎn)化率是居民儲蓄中扣除消費后的居民可支配收入余額直接轉(zhuǎn)化或金融轉(zhuǎn)化為投資量的比率，在一定程度上顯示了金融發(fā)展水平和金融部門效率。一般的，我們用某一時點上現(xiàn)存金融資產(chǎn)的總額與國民財富的比率來衡量金融發(fā)展水平，通常簡化為金融資產(chǎn)總量與名義GDP之比。同時，金融效率指標(biāo)FE用來衡量金融機(jī)構(gòu)將儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款的效率，F(xiàn)E一般用貸款和存款的比值來表示。
在這里，應(yīng)該指出，金融發(fā)展不光在儲蓄率和儲蓄的投資轉(zhuǎn)化率方面影響經(jīng)濟(jì)增長，在一定程度上也會從資本的利用效率上對經(jīng)濟(jì)增長造成一定程度的影響。
二、金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長影響的實證分析
（一）模型構(gòu)建
其中，δi （i=0，1，2，3）是解釋變量的影響系數(shù)，u是隨機(jī)變量；RGDP是實際GDP增長率，表示經(jīng)濟(jì)增長；FIR是金融規(guī)模指標(biāo)，表示為M2/GDP；FE是金融效率指標(biāo)，表示為貸款/存款；FSS是金融儲蓄結(jié)構(gòu)，表示為居民儲蓄/全部存款，其中，貴州省的FSS從1993年起就穩(wěn)定在0.5左右，說明存款中居民儲蓄占比較大。FIR， FE和FSS度量了金融發(fā)展水平和金融效率，他們通過影響儲蓄率s和儲蓄的投資轉(zhuǎn)化率β來影響經(jīng)濟(jì)增長。
（二）實證分析
本文運用軟件Eviews5.0對貴州省1980—2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，數(shù)據(jù)來源于《2011貴州統(tǒng)計年鑒》、《貴州六十年》以及貴州統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國人民銀行貴陽中心支行網(wǎng)站上公布的金融數(shù)據(jù)。
1.變量的平穩(wěn)性檢驗
本文采用ADF單位根檢驗方法對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果（見表1）：
從表1中可以看出，變量RFDP、FIR、FE、FSS沒有拒絕原假設(shè)：序列存在單位根。他們?yōu)榉瞧椒€(wěn)的時間序列，存在時間趨勢；進(jìn)行一階差分后，變量DRGDP、DFIR、DFE、DFSS則都拒絕了原假設(shè)，說明他們是平穩(wěn)的，可以運用一階差分后的數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗。
2.協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗探求非平穩(wěn)變量之間的長期均衡關(guān)系，本文采用Johansen法來檢驗貴州省金融發(fā)展變量和經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系，檢驗結(jié)果（見下頁表2）：
根據(jù)表，在95%的置信水平下，變量DRGDP、DFIR、DFE和DFSS之間存在著長期的均衡關(guān)系，具有共同的隨機(jī)趨勢，他們之間存在著協(xié)整關(guān)系。
3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗
經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，滯后4期和5期的貴州省RGDP、FIR、 FE、FSS之間的關(guān)系比滯后1期時發(fā)生了明顯的變化。在滯后4期，95%的置信水平下，只有貴州省的金融效率FE是GDP增長率的Granger原因；在滯后5期，95%的置信水平下，貴州省的金融相關(guān)比率FIR與貴州省的GDP增長率之間存在單向的Granger原因，并且貴州省GDP增長率和金融儲蓄結(jié)構(gòu)FSS也存在單向的Granger原因。但是，貴州省GDP增長率與金融效率FE卻不存在Granger因果。
4.VAR模型的估計
（1）式中，三個因素中影響經(jīng)濟(jì)增長率RGDP的主要因素是金融儲蓄結(jié)構(gòu)FSS，而金融相關(guān)系數(shù)FIR和金融效率FE則與經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系。但是滯后3期時我們卻可以從（2）式中發(fā)現(xiàn)，DFIR、DFE、DFSS同時促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，并且，影響系數(shù)分別為12.61、24.88和1.19，金融相關(guān)系數(shù)和金融效率對經(jīng)濟(jì)增長的影響改變較大，金融儲蓄結(jié)構(gòu)的影響力度明顯下降。這說明貴州省金融發(fā)展在長期內(nèi)對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的推動作用。
三、結(jié)論及政策建議
貴州省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間具有長期相互促進(jìn)的協(xié)整關(guān)系，同時，通過Granger因果關(guān)系檢驗，當(dāng)置信水平為95%時，在滯后4期的情況下，金融效率FE與GDP增長率之間存在單向Granger關(guān)系，滯后5期時，金融相關(guān)比率FIR與GDP增長率之間存在單向Granger關(guān)系，并且貴州省GDP增長率是金融儲蓄結(jié)構(gòu)FSS的單向Granger原因。由此我們可以得到，貴州省的金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期的相關(guān)關(guān)系。同時，通過VAR模型的估計我們也可明確，貴州省金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更多地體現(xiàn)在長期發(fā)展上。苗馨允（2008）在對比江蘇、上海、寧夏金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)以后，得出，越發(fā)達(dá)地區(qū)金融深化程度對經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)越小。因為發(fā)達(dá)地區(qū)投資和籌資渠道豐富，金融機(jī)構(gòu)的作用相比落后地區(qū)淡化。反方向看來，這也說明在發(fā)展落后的貴州，金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長中具有重要作用，以實證分析為基礎(chǔ)，筆者提出以下政策建議。
第一，有效提高金融效率，注重資本市場發(fā)育質(zhì)量的提高。從研究結(jié)果來看，在滯后2期的時候，金融深化指標(biāo)FIR和金融效率FE對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了明顯的負(fù)影響，這個結(jié)果是出乎意料的。經(jīng)過進(jìn)一步的分析，發(fā)現(xiàn)這是由于貨幣政策的逆周期操作造成的。在經(jīng)濟(jì)增長率較高的時候，貨幣當(dāng)局往往選擇緊縮的貨幣政策以控制周期的波動，較低的M2和較高的GDP造成了金融深化指標(biāo)FIR相對較低，反之，在經(jīng)濟(jì)低迷時貨幣政策的逆周期操作也會造成FIR的提高。Harris的研究表明：在欠發(fā)達(dá)國家，股票市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長大多是非常弱的，而在發(fā)達(dá)國家，股票市場的活動水平的確有助于解釋人均實際GDP的增長。所以，筆者認(rèn)為這個結(jié)果是由于貴州省金融發(fā)展尚在初期，其不規(guī)范性和欠完善性都造成了金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長負(fù)影響的原因。其次，貴州省的證券業(yè)、股票市場等發(fā)展不僅受到經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)因素的影響，由于發(fā)展起步晚，還在一定程度上受到群眾心理、投資意識等因素的影響。另外，投資資金的使用效率不高也在一定程度上影響了經(jīng)濟(jì)增長。但是在滯后3期時，模型結(jié)果發(fā)生了顯著的變化，三個影響因素均促進(jìn)GDP增長率的提高，其中金融效率FE提升1%，可以帶來經(jīng)濟(jì)增長24.88%，是模型中的三個因素中影響力最大的一項。貴州省金融發(fā)展程度低，但金融效率FE和金融相關(guān)比率FIR都是GDP增長率的Granger原因，從另外一個方面思考，特別是從長期發(fā)展上看，這說明了貴州省的金融發(fā)展?jié)摿薮螅⑶覍?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要影響。貴州省的金融機(jī)構(gòu)起步晚，資本市場發(fā)育慢，所以必須并且有必要從發(fā)展初期就汲取國內(nèi)外先進(jìn)的、適用的發(fā)展經(jīng)驗，從政策和市場兩方面重視資本市場的發(fā)育質(zhì)量，有效提高金融效率，以提高投資的數(shù)量和質(zhì)量為有效手段，最終促進(jìn)貴州省經(jīng)濟(jì)的增長。
第二，以《國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)貴州經(jīng)濟(jì)社會又好又快發(fā)展的若干意見》（國發(fā)2號文件）的出臺為契機(jī)，規(guī)劃具有貴州特色的金融發(fā)展戰(zhàn)略。貴州省的金融增加值貢獻(xiàn)率（金融增加值占GDP比重）近年來維持在3%～4%之間，而全國的金融增加值貢獻(xiàn)率是6%，貴州省與全國平均水平差距較大。從數(shù)據(jù)上看，金融業(yè)的增長值占貴州省GDP的比重不算很高，并且對經(jīng)濟(jì)增長的直接貢獻(xiàn)不大，一方面是由于貴州省經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后，經(jīng)濟(jì)對金融發(fā)展的帶動性不強(qiáng)；另一方面也是由于金融市場發(fā)展起步較晚，經(jīng)驗不足，金融政策和發(fā)展機(jī)制都不夠完善和成熟。2012年度的《國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)貴州經(jīng)濟(jì)社會又好又快發(fā)展的若干意見》國發(fā)2號文件給貴州省的發(fā)展帶來了前所未有的機(jī)遇，金融發(fā)展也不例外。所以，貴州省應(yīng)該緊緊抓住這個契機(jī)，制定具有貴州特色的金融發(fā)展策略，鞏固和擴(kuò)大金融產(chǎn)業(yè)規(guī)模，提高金融服務(wù)于實體經(jīng)濟(jì)的能力，先從政策導(dǎo)向、金融可持續(xù)發(fā)展、金融發(fā)展環(huán)境等方面進(jìn)行規(guī)劃發(fā)展，最終落實到加強(qiáng)金融機(jī)構(gòu)建設(shè)、拓寬社會融資渠道、優(yōu)化金融資源配置、改進(jìn)農(nóng)村金融服務(wù)、擴(kuò)大金融服務(wù)覆蓋面以及增強(qiáng)政策扶持力度等領(lǐng)域，進(jìn)一步完善貴州省金融市場發(fā)展策略，以達(dá)到最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的目的。
第三，從全局出發(fā)，規(guī)范和完善貴州省金融市場的發(fā)展。貴州的金融市場處于發(fā)展初期，金融機(jī)構(gòu)單一，融資渠道缺乏多元化等問題都嚴(yán)重限制了金融市場競爭力的提升，根據(jù)實證結(jié)果分析，貴州省金融規(guī)模和金融效率都比較低。所以，要想通過金融發(fā)展有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，必須規(guī)范和完善金融市場，做到以下幾點：首先，把金融機(jī)構(gòu)建設(shè)放在重中之重。2012年，《貴州省人民政府關(guān)于貫徹落實國發(fā)2號文件精神促進(jìn)金融加快發(fā)展的意見》中提出“引金入黔”，鼓勵和支持銀行、證券、保險、信托、期貨、基金等金融機(jī)構(gòu)進(jìn)駐貴州。在大力發(fā)展原有金融機(jī)構(gòu)的同時，想方設(shè)法吸引更多有造血功能的外來金融機(jī)構(gòu)加入貴州。以銀行業(yè)為例，近年來，貴州省的銀行業(yè)已經(jīng)從國有銀行一枝獨秀的局面開始轉(zhuǎn)變，浦發(fā)銀行、興業(yè)銀行、花旗銀行、招商銀行等有實力的銀行在貴州設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，外資銀行、區(qū)域性銀行等多種銀行百花齊放。同時貴州省也在加快地方法人金融機(jī)構(gòu)發(fā)展的步伐，貴州銀行于2012年掛牌成功，積極推動貴陽銀行上市，大力支持華創(chuàng)證券的發(fā)展。貴州省在鼓勵組建多種所有制體質(zhì)形成的投資公司或者資產(chǎn)管理公司，建立多層次、多元化的金融結(jié)構(gòu)取得一定成效的同時，必須要注重這些金融機(jī)構(gòu)在貴州的長遠(yuǎn)的發(fā)展，網(wǎng)點向城市和有基礎(chǔ)的鄉(xiāng)鎮(zhèn)全面延伸覆蓋。其次，支持金融機(jī)構(gòu)的硬件發(fā)展，提高信息技術(shù)水平，完善信息發(fā)展網(wǎng)絡(luò)，有效促進(jìn)金融發(fā)展。第三，建立相關(guān)的法律對貴州投資融資機(jī)制體制進(jìn)行保障和監(jiān)督，規(guī)范發(fā)展，創(chuàng)造良好的法制環(huán)境。長期看來，金融發(fā)展不管是在量的提高還是質(zhì)的改變上，都能夠促進(jìn)貴州經(jīng)濟(jì)的增長。因此，從全局上看，貴州省金融業(yè)的總體發(fā)展將是貴州省未來發(fā)展和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的重要途徑。
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本文選擇以經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)、金融市場發(fā)展速度較快的江蘇省作為研究對象，在認(rèn)識、歸納和總結(jié)西方國家金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長理論與實際經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，對江蘇省經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展提供一個適度的實證，全面考察兩者之間的辯證關(guān)系。最后結(jié)合該地區(qū)金融業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長實際情況，在理論和實證兩個方面研究成果的基礎(chǔ)上提出協(xié)調(diào)江蘇省金融與經(jīng)濟(jì)的政策建議。
關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長；多元線性回歸模型
本文在認(rèn)識、歸納和總結(jié)國外金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長理論與實際經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，對江蘇省經(jīng)濟(jì)和金融的發(fā)展提供一個適度的實證，來關(guān)注其金融體系和經(jīng)濟(jì)增長兩者之間的作用關(guān)系。通過經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，對二者進(jìn)行實證分析，全面考察江蘇省金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在聯(lián)系。
一、金融行業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長的影響
本文以江蘇省金融業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的多年歷史數(shù)據(jù)為依據(jù)，對影響經(jīng)濟(jì)增長的各種金融因素進(jìn)行實證分析，從而衡量其對經(jīng)濟(jì)增長的作用。以過去學(xué)者對經(jīng)濟(jì)增長的研究成果為依據(jù)，可以把促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的主要因素歸納為供給和結(jié)構(gòu)。供給因素包括勞動力的增加、資本投入量的增加、國家注重教育所形成的勞動力素質(zhì)的提高和投資于研發(fā)所形成的科學(xué)技術(shù)R（D資本的增加。結(jié)構(gòu)因素指因為不同經(jīng)濟(jì)部門間邊際生產(chǎn)率的差異或者需求結(jié)構(gòu)變動所引起的人力、物力等所有資源的再配置效應(yīng)，在本文選取金融業(yè)增加值作為分析指標(biāo)，較為準(zhǔn)確的反映出國民經(jīng)濟(jì)中金融行業(yè)的發(fā)展變化。金融業(yè)增加值，即衡量國民經(jīng)濟(jì)體系中金融業(yè)部門在一定時期內(nèi)通過提供金融服務(wù)所創(chuàng)造的國民財富的價值總量。金融業(yè)增加值指標(biāo)可反映出金融發(fā)展的絕對規(guī)模。[1]另一個與之相關(guān)的指標(biāo)是金融業(yè)增加值比重，即金融業(yè)增加值與名義GDP的比重，該指標(biāo)可以反映金融業(yè)發(fā)展的相對規(guī)模。
（一）散點圖分析
圖1 金融增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值散點圖 圖2 金融業(yè)增加值數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)增加值散點圖
由上圖可知，金融業(yè)增加值與第三產(chǎn)業(yè)增加值之間存在近似直線的線性關(guān)系，隨著第三產(chǎn)業(yè)規(guī)模與數(shù)量的擴(kuò)大，金融業(yè)增加值也在不斷上漲，而金融業(yè)增加值指數(shù)與第三產(chǎn)業(yè)增加值之間存在類似曲線的線性相關(guān)關(guān)系。
（二）回歸分析
下面以江蘇省1978年以來的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各項指標(biāo)為基礎(chǔ)所建立的經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展實證分析模型，模型中U1表示資金融業(yè)增加值/第三產(chǎn)業(yè)增加值，U2表示金融業(yè)增加值指數(shù)/第三產(chǎn)業(yè)增加值指數(shù)，U3代表金融業(yè)從業(yè)人員所占第三產(chǎn)業(yè)比重，GTI表示第三產(chǎn)業(yè)增加值，I表示金融業(yè)增加指數(shù)，GF表示金融業(yè)增加值。分別以這幾種變量對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度進(jìn)行多元線性回歸分析。
其中Y代表GDP中金融業(yè)增加值（%），弧β、η分別代表U1、U2以及U3的產(chǎn)出彈性，常數(shù)“C”可以用來反映經(jīng)濟(jì)增長中的技術(shù)進(jìn)步程度。U1作為金融業(yè)增加值占第三產(chǎn)業(yè)增加值的比重，它能反映出金融行業(yè)發(fā)展在整個國民經(jīng)濟(jì)體系中的絕對變動情況，該數(shù)值越大，說明金融行業(yè)的發(fā)展速度就越快，金融業(yè)具有明顯規(guī)模擴(kuò)大的趨勢。U2表示金融業(yè)增加指數(shù)占第三產(chǎn)業(yè)增加指數(shù)的比重，該指標(biāo)可以反映出金融行業(yè)整體發(fā)展在整個社會經(jīng)濟(jì)體中的相對變動情況及其變化幅度與穩(wěn)定情況。
利用上表所提供的數(shù)據(jù)可以對模型（1-1）進(jìn)行多元線性回歸估計，得到如下估計模型：
回歸方程（1.3）中的偏相關(guān)系數(shù)1.09871表示GDP中金融業(yè)增加值對金融業(yè)增加值占第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的彈性，0.09253表示GDP中金融業(yè)增加值對金融業(yè)增加指數(shù)占第三產(chǎn)業(yè)增加值比重的彈性。這兩個系數(shù)可以說明在江蘇省內(nèi)的金融行業(yè)增加值對經(jīng)濟(jì)增長均具有比較大的貢獻(xiàn)，0.84516表示GDP中金融業(yè)增加值對金融業(yè)從業(yè)人員占第三產(chǎn)從業(yè)人員比重的彈性。在該模型中，所有經(jīng)濟(jì)變量的T檢驗值均超過2，說明具有統(tǒng)計顯著性。U1、U2和U3這三個解釋變量偏相關(guān)系數(shù)的大小說明金融業(yè)增加值對經(jīng)濟(jì)增長的作用要強(qiáng)于勞動投入與增加指數(shù)。在回歸方程（1.4）中金融業(yè)增加值指數(shù)呈現(xiàn)出對第三產(chǎn)業(yè)增加值負(fù)相關(guān)的關(guān)系，說明為金融業(yè)的發(fā)展在整個國民經(jīng)濟(jì)體系中存在結(jié)構(gòu)不合理的情況。
二、金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響
（一）指標(biāo)選取
下文在對江蘇金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的各項指標(biāo)進(jìn)行選取時，鑒于目前能夠收集得到的指標(biāo)無法準(zhǔn)確反映出江蘇省在經(jīng)濟(jì)體制改革這一大背景之下的具體情況，另外江蘇省有些統(tǒng)計數(shù)據(jù)例如存款貨幣銀行總資產(chǎn)、央行國有資產(chǎn)總量等嚴(yán)重缺乏，統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)不同時期口徑也不同。所以下文在分析是會對一部分指標(biāo)加以適當(dāng)變化。實證研究分析所選取的指標(biāo)有兩大類分別為經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)和金融發(fā)展指標(biāo)。
1.經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)
經(jīng)濟(jì)增長過程具體表現(xiàn)有總產(chǎn)出及人均產(chǎn)出的持續(xù)增加，實物資本積累率增加、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、社會福利改善、投入產(chǎn)出效益提高等。
（1）國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP
在考察經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實證研究中，國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP是代表一個國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)運行規(guī)模的比較具有代表性的指標(biāo)，是頗為受關(guān)注的宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計數(shù)據(jù)。GDP增速越快表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展越快，增速越慢表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展越慢，GDP負(fù)增長表明經(jīng)濟(jì)陷入衰退。
（2）人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值指標(biāo)GRE
為了能夠更加真實的反映出江蘇省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平并且考慮到江蘇省人口稠密的實際情況，只研究該地區(qū)的生產(chǎn)總值而忽視人均的數(shù)值無法達(dá)到準(zhǔn)確的認(rèn)識，所以，可以將該省的人均實際GDP作為計量標(biāo)準(zhǔn)并采取自然對數(shù)的形式加以處理，從而得出對該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的真實情況，即GRE=ln（人均實際GDP）。[2]
（3）實際國內(nèi)生產(chǎn)總值年增長率指標(biāo)GRG
鑒于江蘇統(tǒng)計年鑒給出的國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)大多是名義GDP，該指標(biāo)沒有考慮到物價水平和通貨膨脹率這的對國內(nèi)生產(chǎn)總值統(tǒng)計結(jié)果的影響，所以本文選用江蘇在1990-2012年的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值值來衡量經(jīng)濟(jì)增長，實際GDP可以由名義國內(nèi)生產(chǎn)總值除以其平減指數(shù)得到，但由于各國國內(nèi)生產(chǎn)總值的平減指數(shù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)缺乏，而居民價格消費指數(shù)CPI容易查閱，所以本文選用名義國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP與居民價格消費指數(shù)CPI的比值來作為反映江蘇經(jīng)濟(jì)增長具體情況的指標(biāo)，即實際GDP年增長率GRG=名義GDP/CPI。
（二）金融發(fā)展指標(biāo)
1.貸款余額指標(biāo)LAON
金融機(jī)構(gòu)貸款余額是用來衡量江蘇金融資產(chǎn)發(fā)展程度的指標(biāo)，是指到某一節(jié)點時間為止，借款人尚未歸還放款機(jī)構(gòu)的貸款總額。貸款總額是指截止到某一日以前商業(yè)銀行已經(jīng)發(fā)放的貸款總和，表示企業(yè)向銀行舉債或融資的總額。所以貸款余額即指到企業(yè)會計期末尚未償還的貸款額，其中，尚未償還的貸款余額等于貸款總額扣除已償還的銀行貸款。近年來江蘇省的金融資產(chǎn)在多元化水平上有很大提高，因此本文將貸款余額作為是衡量江蘇省金融資產(chǎn)的一個重要方面。
2.金融相關(guān)率指標(biāo)FIR
金融相關(guān)率（FIR）：是指在某一時間點上一國或地區(qū)所有金融資產(chǎn)價值與該地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動總量之比。該指標(biāo)可以說明某一個區(qū)域的經(jīng)濟(jì)貨幣化程度，麥金農(nóng)在研究發(fā)展中國家的金融抑制與金融深化時提出了使用貨幣存量M2與GDP的比值作為衡量一國或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)貨幣化程度，但是由于在目前的數(shù)據(jù)統(tǒng)計的發(fā)展程度上難以計算出精確的M2，所以本文選擇把江蘇省內(nèi)所有金融機(jī)構(gòu)存貸款總額之和作為所有金融資產(chǎn)的價值，再除以GDP，從而得出反映金融發(fā)展綜合水平的金融相關(guān)率。FIR計算公式為（金融機(jī)構(gòu)存款余額+金融機(jī)構(gòu)貸款余額）/GDP。
3.金融效率指標(biāo)SLR
金融體系的成熟與健全必須重視金融規(guī)模與金融效率的協(xié)調(diào)發(fā)展。效率在經(jīng)濟(jì)上主要表現(xiàn)為就是投入-產(chǎn)出關(guān)系。所以金融效率就是金融機(jī)構(gòu)的投入-產(chǎn)出關(guān)系，用來測度金融部門對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度。鑒于江蘇省乃至整個中國都長期處于計劃經(jīng)濟(jì)體制之下而且國有經(jīng)濟(jì)在整個國民經(jīng)濟(jì)體系中占主導(dǎo)地位，所以本文以江蘇省金融機(jī)構(gòu)的各項存款與貸款之比[3]（SLR=金融機(jī)構(gòu)存款余額/金融機(jī)構(gòu)貸款余額）來反映金融機(jī)構(gòu)的運行效率，考察其是否把所吸收的儲蓄有效地從轉(zhuǎn)化為投資投入到國民經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)中去。
4.證券市場發(fā)展程度指標(biāo)DSM
近年來江蘇省尤其是蘇南地區(qū)在發(fā)展金融的過程中規(guī)模逐漸擴(kuò)大，企業(yè)的籌資渠道與籌資方式也在不斷地拓寬。大量企業(yè)選擇在金融市場上購買資金需求單位所發(fā)行的有價證券（如商業(yè)票據(jù)、債券等）的直接融資的方式來籌措資金，因為這種籌資方式對投資者來說收益較高，成本相對較低，所以江蘇省的有價證券市場發(fā)展迅猛，資產(chǎn)證券化程度對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響作用越來越大。處于對江蘇省債券融資規(guī)模較小的考慮，選擇用股票籌資額占GDP的比重來反映江蘇金融證券化的程度，即DSM=股票籌資總額/國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP。
三、多元線性回歸分析
針對貸款余額LOAN、金融相關(guān)率FIR的單因素回歸分析如下：
由上表可知，在滯后一期的情況下，貸款額LOAN拒絕原假設(shè)的概率為0.00776，小于0.1的臨界值，所以貸款額LOAN是增加國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的格蘭杰原因，并且國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP不是貸款額LOAN格蘭杰原因的概率為0.0024，也小于0.1的臨界值，因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)展與貸款額互為格蘭杰成因。金融相關(guān)率也分別以0.00166、0.0034的概率拒絕原假設(shè)，但是無法拒絕金融相關(guān)率不是經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)GRE、GRE的格蘭杰原因，因此金融相關(guān)率與經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)GRG、GRE存在單向因果關(guān)系。
根據(jù)以上所有選取的金融類指標(biāo)的，可設(shè)計出如下的多元線性回歸模型：
GRG/GRE=a0+a1FIRt+a2SLRt+a3DSMt+ξt（1-5）
在上述模型中。GRG與GRE是以不同的計量方法而得出的經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，F(xiàn)IR為金融相關(guān)比率，SLR代表金融中介效率，這兩個指標(biāo)可以綜合反映江蘇省的金融發(fā)展情況，DSM是證券市場發(fā)展程度的指標(biāo)，此模型中主要指股票市場的發(fā)展概況，ξ表示隨機(jī)擾動項。
利用上表所提供的數(shù)據(jù)可以對模型（1-5）進(jìn)行估計，得到如下估計模型：
四、實證分析結(jié)論
從單因素的回歸分析可以看出貸款余額（LOAN）與GDP存在因果關(guān)系，金融相關(guān)率（FIR）與經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)GRG、GRE均存在因果關(guān)系。這一實證分析的結(jié)果表明江蘇金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間存在正向相互促進(jìn)效應(yīng)。
從多因素的回歸分析可以看出經(jīng)濟(jì)增長與三種金融指標(biāo)之間的內(nèi)在關(guān)系，具體分析如下：
1.江蘇省的金融相關(guān)率FIR與經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)GRG、GRE之間存在正相關(guān)關(guān)系，說明江蘇省金融行業(yè)發(fā)展程度越高，則經(jīng)濟(jì)增長速度就越快，從這個層面上來說江蘇金融行業(yè)的發(fā)展加快了經(jīng)濟(jì)增長。分析其原因，一是因為江蘇目前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的結(jié)構(gòu)單一，大量企業(yè)對以銀行為代表金融機(jī)構(gòu)的依賴性強(qiáng)烈，所以金融機(jī)構(gòu)存貸款數(shù)量的增加對經(jīng)濟(jì)增長的作用非常顯著；另一方面，如果區(qū)域性的金融機(jī)構(gòu)有足夠的經(jīng)濟(jì)實力為本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供雄厚的資金支持，這就有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)的成長，進(jìn)而產(chǎn)生規(guī)模遞增效應(yīng)。
2.江蘇的金融中介效率與不同經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)呈現(xiàn)出了不同的相關(guān)性，一方面說明金融中介效率是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的有力因素，另一方面也說明江蘇金融效率存在不足。金融中介效率即為金融機(jī)構(gòu)的資金投放于運行的效率，金融機(jī)構(gòu)的運行效率越高，對經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用就會越明顯，因為金融中介效率在代表了金融機(jī)構(gòu)將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率，轉(zhuǎn)化率越高就意味著金融機(jī)構(gòu)將會把更多的存款或者閑置資金投放到股票、債券、基金等證券市場上，以此來激活整個市場。
3.江蘇省證券市場的運行對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)不明顯，甚至呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，即證券市場對江蘇經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用十分有限。究其原因，主要是有價證券的價格受到多種非經(jīng)濟(jì)因素的干擾，如心理預(yù)期、股價操作等，再加上證券市場監(jiān)管不力、透明度低，導(dǎo)致江蘇證券市場發(fā)展不成熟。此外某些上市公司通過資本市場而籌集的資金并非用于生產(chǎn)性的項目，而是轉(zhuǎn)為他用，制約了證券市場發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)作用的發(fā)揮，無法顯現(xiàn)證券市場在協(xié)調(diào)配置金融資源方面的作用。因此，與發(fā)達(dá)國家相比，江蘇證券市場發(fā)展較為滯后。
五、協(xié)調(diào)江蘇金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長政策建議
（一）增加江蘇金融體系內(nèi)非國有金融機(jī)構(gòu)的比例
江蘇金融業(yè)總體規(guī)模的發(fā)展與增加值比重的提高對經(jīng)濟(jì)增長有著積極地推動作用，但是金融業(yè)增加值指數(shù)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長出現(xiàn)了阻礙經(jīng)濟(jì)增長的不利影響，這一結(jié)果表明江蘇金融結(jié)構(gòu)的發(fā)展存在問題。國家或地區(qū)在發(fā)展經(jīng)濟(jì)、調(diào)整或改進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的過程中除了要長期保持對金融行業(yè)增加值的投入與穩(wěn)步增長，更應(yīng)該加強(qiáng)對金融發(fā)展整體規(guī)模與結(jié)構(gòu)的重視。雖然在近些年來江蘇憑借優(yōu)越的地理位置與國內(nèi)金融中心上海的輻射，金融業(yè)整體發(fā)展迅速，但是在發(fā)展過程中也出現(xiàn)了地區(qū)差異顯著、金融結(jié)構(gòu)過于單一等問題。就省內(nèi)發(fā)展來看，蘇南和蘇北金融發(fā)展程度就存在嚴(yán)重的不平衡：以蘇州、無錫、常州為代表的蘇南地區(qū)已經(jīng)形成了以中國人民銀行為領(lǐng)導(dǎo)，國有商業(yè)銀行為主體，非銀行、外資金融機(jī)構(gòu)并存和分工協(xié)作的金融體系，而且具有期貨、期權(quán)、保單等豐富的金融工具。而蘇北地區(qū)卻金融產(chǎn)品種類少，金融組織結(jié)構(gòu)單一，除國有商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行和農(nóng)村信用合作社外，其他非國有類型金融機(jī)構(gòu)如信托投資公司、基金管理公司等則較少在蘇北地區(qū)開設(shè)營業(yè)點。
江蘇目前的政策性銀行，國有商業(yè)銀行，國有控股的保險、信托、證券等行業(yè)的非銀行金融機(jī)構(gòu)在整個金融業(yè)中占有非常高的比重，已經(jīng)造成國有金融成分在金融體系中的壟斷局面，只有打破這種壟斷局面，降低國有金融成分的比重，提高股份制商業(yè)銀行、信托投資公司等非國有金融機(jī)構(gòu)的比重并且逐步放松金融管制，降低銀行業(yè)進(jìn)入壁壘以解決當(dāng)下中小企業(yè)、民營經(jīng)濟(jì)與農(nóng)村的金融需求困境，才能起到改善江蘇金融結(jié)構(gòu)，優(yōu)化金融體系的效果。
（二）合理發(fā)展資本市場，提高直接融資的份額
由具體金融發(fā)展指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)影響的數(shù)據(jù)分析結(jié)果可知目前江蘇省資本市場（如股票、債券交易市場）發(fā)展所產(chǎn)生的影響沒有能夠起到優(yōu)化的效用，甚至還表現(xiàn)出阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展的反作用。但是縱觀多個發(fā)達(dá)國家金融市場的發(fā)展可知成熟、多層次資本市場與其他金融市場相比具有高效配置金融資源的絕對優(yōu)勢：首先企業(yè)可以通過資本市場籌集到足夠的資金，保證企業(yè)在成長過程中獲得所需的人力、物力資源；其次資本市場價格的波動性特點，也時刻激勵著企業(yè)更加謹(jǐn)慎地經(jīng)營，使得企業(yè)不但注重眼前的利益，還對企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展進(jìn)行科學(xué)合理的安排與規(guī)劃；而且資本市場高效配置金融資源的優(yōu)勢可將大量資金流向發(fā)展前景廣闊的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，利于這些企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模和提高生產(chǎn)率，從而發(fā)展經(jīng)濟(jì)。所以資本市場可以作為江蘇金融發(fā)展的潛在有利因素。
目前江蘇地區(qū)整體金融資本市場普遍存在著資本證券化率較低，上市公司與資本市場沒有做到資金流與信息流的有效整合，該省在國民經(jīng)濟(jì)體系中的經(jīng)濟(jì)地位與上市公司質(zhì)量不相適應(yīng)，企業(yè)直接融資比重偏低而股權(quán)融資比例偏高以及大型企業(yè)地區(qū)分布不均衡等問題，嚴(yán)重阻礙經(jīng)濟(jì)總量的增長速度。
針對以上問題，首先江蘇各大上市企業(yè)應(yīng)該突破經(jīng)濟(jì)體制和限制政策的阻礙，完善并發(fā)展資本市場的功能，建立起融通資金、分散風(fēng)險、高效配置資源、加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型等功能完善的長期資本市場體系，使得政府機(jī)構(gòu)、工商企業(yè)、房地產(chǎn)經(jīng)營商等資金的需求者都能夠參與投融資活動，為長期金融市場的發(fā)展注入活力。其次應(yīng)改善上市公司質(zhì)量，建立完善的企業(yè)制度。對待品質(zhì)優(yōu)良或發(fā)展前景廣闊的上市公司，政府要實行適度的優(yōu)惠政策扶持，鼓勵并提高其研究開發(fā)的投入力度，加快優(yōu)勢企業(yè)的創(chuàng)新步伐與跨越式發(fā)展，建立創(chuàng)新機(jī)制，實現(xiàn)研究成果與經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求的相互配合并促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善。再次應(yīng)建立層次分明的資本市場體系，提升企業(yè)（尤其是非國有企業(yè)）的直接融資比重，促進(jìn)企業(yè)融資渠道的多元化進(jìn)程，實現(xiàn)江蘇省資本市場全面發(fā)展。最后，省內(nèi)各地區(qū)還要加快培育上市公司后備軍，推動更多具有發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)上市，尤其是上市公司數(shù)量偏小，經(jīng)濟(jì)也較為落后的蘇中、蘇北地區(qū)。
（三）注重金融安全與金融中介運行效率
金融安全最主要考慮的問題是金融業(yè)的穩(wěn)定，要求對一切可能危及金融發(fā)展安全的因素實習(xí)規(guī)避，但是金融效率更加重視各種金融資源配置優(yōu)化，金融資源配置最優(yōu)化表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)體創(chuàng)造的實際價值，金融安全與效率屬于金融發(fā)展的兩個不同方面，二者的目的均是通過優(yōu)化配置金融資源，促進(jìn)資金融通并且造福于整個社會。因此，只有同時兼顧金融發(fā)展過程中的安全與效率，江蘇金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長才能面對金融全球化的挑戰(zhàn)，實現(xiàn)金融業(yè)高速、穩(wěn)健的發(fā)展。
對金融安全與效率的重視并不表示二者的平衡或?qū)Φ取Ｒ驗閷鹑诘谋O(jiān)管是伴隨交易規(guī)模的擴(kuò)張與速度的加快而不斷變化的，對應(yīng)各個發(fā)展階段都有與之相對應(yīng)的監(jiān)督、管理理念。一般來說金融發(fā)展要經(jīng)歷三個時期，一是本地金融市場時期，二是國際金融市場取代本地金融市場時期，三是全球化國際金融交易市場取代國際金融市場時期。同時，對于金融監(jiān)管的理念也因而發(fā)生變化，從一開始只立足于安全這一監(jiān)管目標(biāo)，到發(fā)展為以金融經(jīng)濟(jì)資源配置高效為追求的理念，再到以增強(qiáng)本國各大類金融機(jī)構(gòu)綜合實力為首要考慮因素的現(xiàn)代監(jiān)管理念。金融機(jī)構(gòu)綜合實力的提高，應(yīng)該在保證提高金融運行效率的同時，重視金融發(fā)展的安全。面對經(jīng)濟(jì)、金融全球化的激烈競爭，只有秉承效率優(yōu)先、同時兼顧金融安全這一理念，江蘇的金融發(fā)展才能在保持金融秩序安全穩(wěn)定的基礎(chǔ)上，提升其在國內(nèi)外金融市場上的競爭力，實現(xiàn)江蘇金融發(fā)展現(xiàn)代化。（作者單位：云南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）
參考文獻(xiàn)：
[1] 嚴(yán)忠.計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)出版社，2005年223-345
[關(guān)鍵詞] 金融中介經(jīng)濟(jì)增長協(xié)整格蘭杰檢驗
一、引言
美國次貸危機(jī)引發(fā)的全球金融危機(jī)日趨惡化,已經(jīng)由金融層面逐漸深入到實體經(jīng)濟(jì),對各國經(jīng)濟(jì)增長均造成了明顯的負(fù)面影響。目前在各國的政府的前期一系列經(jīng)濟(jì)刺激政策措施的影響下,各國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)復(fù)蘇,但是進(jìn)程十分緩慢。而我國經(jīng)濟(jì)在4萬億的政府投資刺激下,經(jīng)濟(jì)增速下滑較快扭轉(zhuǎn),經(jīng)濟(jì)回升勢頭不斷鞏固,整體向好態(tài)勢比較明顯。根據(jù)國家統(tǒng)計局初步測算,今年前三季度,我國國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)217817億元,按可比價格計算,同比增長7.7%,比上半年加快0.6個百分點。 江蘇經(jīng)濟(jì)總量比較大,經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展水平比較高,經(jīng)濟(jì)外向度也比較高,江蘇能否保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展,對全國大局有著重要意義。因此研究江蘇省金融中介和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系顯得尤為重要。目前關(guān)于我國金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究很多,但主要集中在以下三個方面:一是把中國視為整體,分析中國金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系;二是以某省或地區(qū)作為研究對象,分析該地區(qū)的金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系;三是以中國各地區(qū)為研究對象,分析各地區(qū)間的差異,從而深入揭示金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在關(guān)系。本文是研究的第二方面,在江蘇省金融中介與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系方面作實證分析,尋找兩者關(guān)系,并給出相關(guān)政策建議。
二、數(shù)據(jù)、指標(biāo)選擇與計量模型的設(shè)定
1.數(shù)據(jù)和指標(biāo)的選擇
本文的數(shù)據(jù)來源于文中的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)均來自各年《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融統(tǒng)計》以及江蘇省的統(tǒng)計年鑒,并根據(jù)計算整理得出,樣本年限從1995年到2007年。并且對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理。使用Eviews5.0軟件進(jìn)行分析。
(1)本文選取的金融中介指標(biāo)
第一,金融中介的規(guī)模指標(biāo)SCAIND。對于金融中介規(guī)模的測度應(yīng)該用金融資產(chǎn)值/GDP來衡量,但由于數(shù)據(jù)難以獲得,我們采用一個替代指標(biāo)。在替代指標(biāo)的選擇上,多數(shù)學(xué)者均采用貸款總量/GDP,但這一指標(biāo)不如存款總量/GDP準(zhǔn)確,原因在于,目前在我國,銀行各營業(yè)部僅具有吸收存款功能,沒有貸款權(quán)限,尤其是各縣級營業(yè)部,所以用存款總量/GDP更能反映金融中介規(guī)模。這一選擇方法與Genevieve Boyreau-Debray(2003)相一致。這一指標(biāo)不僅可以反映金融中介經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大,還可以反映資金供給在國民經(jīng)濟(jì)中的重要性。
第二,金融中介結(jié)構(gòu)指標(biāo)STRIND。這里定義的中介結(jié)構(gòu)主要從所有制上來劃分,用來衡量國有金融中介與非國有金融中介之間的變動狀況,我們將其可定義為非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率,同樣由于數(shù)據(jù)上的不可直接獲得性,我們采用“1-國有銀行貸款金融中介貸款總額”的計算方式得到非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率。它說明了隨著金融中介的發(fā)展,非國有金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)占所有金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)的比重的變化情況。該值的增加,可以說明與國有金融中介相競爭的金融中介主體(至少在總量上)在不斷增加,在市場中,國有中介與非國有中介的競爭程度在加劇。因而,這一指標(biāo)不僅說明金融結(jié)構(gòu)的變動趨勢,而且更反映了金融中介的競爭程度。
第三,金融中介效率指標(biāo)SLIND。金融中介的效率主要包括運營效率和配置效率。金融中介效率包括運行效率和配置效率。運行效率是指銀行體系中以最小的消耗動員盡可能多的儲蓄資金 。一般說來,對于儲蓄動員的資源成本,可以用存貸利差和各項經(jīng)營費用作近似表示。但Demirguc-Kunt和Levine(1996)指出“增加生產(chǎn)率投資可能提高間接費用成本”,因此非常低的間接費用成本可能表明在提供較優(yōu)的銀行服務(wù)上的競爭不足和投資不足,所以間接費用成本不是效率確切明顯的度量。而且,由于我國的利率水平與管理費用是行政定價,同時管理費用數(shù)據(jù)不易獲得,因而,用存貸利差和一般管理費用來表示運行效率的方法不易適用。所以在本文中不采用該指標(biāo)。配置效率是指銀行將資金盈余部門的資金轉(zhuǎn)化為貸款的效率。在它的度量上,我們選用存貸比表示,即金融機(jī)構(gòu)貸款余額和金融機(jī)構(gòu)存款余額之比,它表示金融中介調(diào)度分配社會資源的能力。
(2)本文選取的經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)
我們選擇人均GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)變量,考慮到通貨膨脹的影響,本文使用江蘇省商品零售價格指數(shù)(1978年=100)對GDP進(jìn)行折實,另外為了消除人口規(guī)模因素對GDP的影響,最終選擇以人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值PRGDP作為經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)。
2.計量模型的設(shè)定
傳統(tǒng)的計量方法是從先驗的經(jīng)濟(jì)理論出發(fā)設(shè)定OLS結(jié)構(gòu)模型,再由數(shù)據(jù)估計模型所包含的參數(shù),這種方法對先驗的經(jīng)濟(jì)理論具有很強(qiáng)的依賴性。本文采用的VAR方法是以數(shù)據(jù)為出發(fā)點,通過對數(shù)據(jù)的分析來找出各變量之間可能存在的關(guān)系。這就能使們能更客觀的對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行一個考證。同時VAR模型較單方程具有更高的可考性,在處理諸如本文所用的時間序列變量上更有利。因此我們選擇在多變量VAR系統(tǒng)中進(jìn)行金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的分析。一個p階VAR模型可以表述為:
其中,yt是k維內(nèi)生變量向量,是d維外生變量向量,是信息向量,T是樣本個數(shù)。經(jīng)過變形我們就可以得到向量誤差修正模型VECM,表示為:
其中
由于經(jīng)過一階差分的內(nèi)生變量向量中各序列都是平穩(wěn)的,因此如果構(gòu)成的各變量都是I(0)時,才能保證 是平穩(wěn)過程。因此可得系數(shù)矩陣的秩滿足0
三、實證檢驗過程及結(jié)果
我們將各個變量序列進(jìn)行對數(shù)化處理,得到新的數(shù)列SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1。
1.單位根檢驗
由于我們所選用的指標(biāo)變量有可能是非平穩(wěn)的,具有時間趨勢,因此我們對變量進(jìn)行協(xié)整分析之前,首先需要對變量的平穩(wěn)性作檢驗,只有變量在t階平穩(wěn)(I(t))的條件下,才能進(jìn)行協(xié)整分析。本文用ADF(Augmented Dickey一Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1序列的平穩(wěn)性。檢驗結(jié)果如下表1所示:
注:(1)單位根檢驗值的方程為包括常數(shù)和趨勢項方程,且解釋變量的滯后項數(shù)為0。樣本區(qū)間為1995-2007。(2)表示變量的二階差分。(3)*、**、***分別表示檢驗值小于1%、5%、10%的置信水平下的臨界值。
從表1中前三列可以看出,在數(shù)據(jù)原始序列水平上,所有的檢驗結(jié)果均沒有拒絕有單位根的假設(shè),因此,可以認(rèn)為SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1、均是非平穩(wěn)的時間序列。而從后三列可以看出,經(jīng)過二階差分后均拒絕原假設(shè),表明差分變量是平穩(wěn)的。于是,我們認(rèn)為上述4個變量序列是二階單整的。對于這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸分析方法檢驗它們之間的相關(guān)性,而應(yīng)采用協(xié)整方法進(jìn)行檢驗分析,同時它們也符合協(xié)整的同階單整的前提條件。
2.協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗從分析時間序列的非平穩(wěn)性入手,來探求非平穩(wěn)變量間蘊含的長期均衡關(guān)系。本文采用Engle和Granger(1987)提出的方法來檢驗金融中介發(fā)展變量SCAIND1、STRIND1、SLIND1與經(jīng)濟(jì)增長變量PRGDP1、NOIND1之間的兩兩變量之間的協(xié)整關(guān)系。這種協(xié)整檢驗方法是對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗,因此,檢驗一組變量(因變量和解釋變量)之間是否存在協(xié)整關(guān)系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩(wěn)序列。這樣我們有五組變量進(jìn)行檢驗。前面已經(jīng)檢驗了上述變量序列都是I(2)的,由此可直接檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系,檢驗結(jié)果見下表2:
注:殘差序列臨界值均表示檢驗值小于1%的置信水平下的臨界值。
從表2中我們可以看出從表中的檢驗結(jié)果顯示,江蘇省經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)PRGDP與金融中介結(jié)構(gòu)指標(biāo)STRIND是協(xié)整的,或者說這兩個變量之間存在長期均衡關(guān)系。
3.建立ECM模型
因為江蘇省經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)PRGDP與金融中介結(jié)構(gòu)指標(biāo)STRIND是協(xié)整的,所以對它們建立誤差修正模型ECM,回歸的結(jié)果如下: (1)
R2=0.338274,DW=0.786744
回歸結(jié)果表明,非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率的短期變動對人均實際GDP存在正向影響,每年實際發(fā)生的人均GDP與其長期均衡值的偏值中的3.2464%被修正。
4.Granger因果關(guān)系檢驗
由于協(xié)整分析只是幫助我們分析變量之間是否存在長期均衡的比例關(guān)系,但沒有對這些變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行說明,為了說明這種因果關(guān)系,我們需要用Granger檢驗來進(jìn)一步驗證。由于4個變量序列都是二階單整的,所以對二階差分后的序列進(jìn)行Granger檢驗。檢驗結(jié)果如下表3
結(jié)果證明,人均實際GDP是非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率的Granger原因,而非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率不是人均實際GDP的Granger原因。
四、結(jié)論和建議
通過上述協(xié)整檢驗和葛蘭杰因果檢驗,我們大體可以分析出江蘇省經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展之間的長期變動關(guān)系和變動因果。我們對PRGDP與SCAIND、SLIND、STRIND之間的關(guān)系進(jìn)行論述經(jīng)濟(jì)增長與金融中介發(fā)展之間的關(guān)系。從協(xié)整分析中我們可以看出只有非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率STRIND和人均實際GDP即PRGDP1之間存在長期穩(wěn)定的均衡比例關(guān)系。其數(shù)學(xué)表達(dá)式見上式(1),從數(shù)據(jù)中我們發(fā)現(xiàn)非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率的短期變動對人均實際GDP存在正向影響關(guān)系。具體變動的因果從表3中可以看出。總的看來,金融發(fā)展無論是從金融發(fā)展規(guī)模上,還是貸款量,或是金融機(jī)構(gòu)結(jié)構(gòu)上對經(jīng)濟(jì)增長沒有構(gòu)成成因,相反卻是江蘇省的經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致了金融結(jié)構(gòu)調(diào)整。這間接說明了江蘇省經(jīng)濟(jì)的高速增長,導(dǎo)致存款規(guī)模在GDP中的比重增速下降,同時也使得惜貸現(xiàn)象和資金外流現(xiàn)象發(fā)生。具體分析產(chǎn)生這種情況的深層原因,本文認(rèn)為是江蘇省經(jīng)濟(jì)高速增長帶來的經(jīng)濟(jì)增長收益,并未被完全吸收轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)再度增長的動力。
首先,從表面上看,雖然存款與GDP之比呈上升趨勢,但是從增長速度上呈穩(wěn)中有降的趨勢,尤其自2002年以來更是明顯下降,見圖1。這里的部分原因是由于金融市場發(fā)展和金融工具多樣化引起的,金融工具不再只局限于銀行存款這一類,但也有可能是因為有社會閑散資金未被金融系統(tǒng)充分集中利用或發(fā)生向外省轉(zhuǎn)移以謀求更高收益。
第二,從圖2來看,江蘇省非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率處于穩(wěn)中有升的趨勢,而對比圖4來看,江蘇省人均GDP始終處于上升趨勢。江蘇省隨著金融中介的發(fā)展,非國有金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)占所有金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)的比重的穩(wěn)中有升,可以說明與國有金融中介相競爭的金融中介主體(至少在總量上)在不斷增加,在市場中,國有中介與非國有中介的競爭程度在加劇。人均實際GDP是非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率的Granger原因,而非國有金融資產(chǎn)對金融中介資產(chǎn)的比率不是人均實際GDP的Granger原因。這說明了江蘇省的金融中介對經(jīng)濟(jì)增長的作用不是很明顯,而經(jīng)濟(jì)的增長卻優(yōu)化了金融中介結(jié)構(gòu)。這也說明了金融體制改革相對滯后,金融體系的效率不高等制約因素的存在,在一定程度上阻礙了金融中介發(fā)展對江蘇經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。理論上講,金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系很直觀:在非完美的經(jīng)濟(jì)中,金融發(fā)展提供了一些有用的服務(wù),如:動員儲蓄,分散風(fēng)險,將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資,監(jiān)督經(jīng)理人等。通過發(fā)揮這些功能,金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有促進(jìn)作用。但是beck,levine (2004)指出:銀行通過配置資源來提高儲蓄回報率,但銀行的發(fā)展可能會降低儲蓄率。如果在儲蓄和投資之間有足夠大的外部性,那么銀行的發(fā)展可能會減緩經(jīng)濟(jì)長期增長。levine (2002)指出銀行發(fā)展阻礙經(jīng)濟(jì)增長的三個原因。首先,銀行可能會與影響力較大的公司有關(guān),這種影響可能為負(fù)。其次,銀行偏好謹(jǐn)慎的特性可能會阻礙企業(yè)創(chuàng)新。第三,銀行的能力與企業(yè)的管治高度相關(guān)。不僅銀行機(jī)構(gòu)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)效應(yīng),股票市場發(fā)展也阻礙經(jīng)濟(jì)增長。所以必須首先優(yōu)化金融中介的規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率,才會促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。
第三,從圖3來看,表現(xiàn)在存貸比的下降上。存貸比的下降,可能是由兩個方面引起,一是由于政府宏觀政策緊縮,二是因為銀行資金向外部轉(zhuǎn)移的結(jié)果。但是進(jìn)一步分析,經(jīng)濟(jì)政策是隨經(jīng)濟(jì)波動而呈周期性波動,但自上世紀(jì)90年代來幾經(jīng)開放與緊縮,但存貸比卻是年年下降,這就從另一方面說明了,90年代江蘇省金融機(jī)構(gòu)中資金向外轉(zhuǎn)移是實在發(fā)生的。但是進(jìn)入21世紀(jì)以后,江蘇省的存貸比卻出現(xiàn)小幅上下波動,這又從一定程度上與政府的宏觀政策調(diào)控有關(guān)。
總之,本文只是通過現(xiàn)有的數(shù)據(jù)對江蘇省金融中介發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系做出簡單的數(shù)據(jù)分析,關(guān)于金融中介的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的實際促進(jìn)作用如何,這種作用是否可以精確的進(jìn)行量化,還是仍然值得分析研究的。相信隨著我國金融機(jī)構(gòu)改革的進(jìn)一步深化,金融體系的進(jìn)一步完善和健全,金融機(jī)構(gòu)的進(jìn)一步發(fā)展和壯大,相關(guān)的問題將值得更深層次的研究和探討。
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關(guān)鍵詞：國際金融中心；經(jīng)濟(jì)金融評價指標(biāo)；評估指標(biāo)體系
文章編號：1003－4625（2007）06－0039－03中圖分類號：F831文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
一、文獻(xiàn)綜述
國際金融中心一般被定義為金融機(jī)構(gòu)和金融市場聚集、有實質(zhì)性的金融活動發(fā)生的城市。金融中心一般體現(xiàn)為金融機(jī)構(gòu)高度集中的大都市區(qū)，聚集了主要的銀行、證券公司、證券交易所、大量的基金和保險公司。在這個核心功能的周圍又圍繞著大量的支持業(yè)，如會計、律師、信息出售商和出版商等。金融中心金融活動形式多樣，金融產(chǎn)業(yè)高度發(fā)展。
構(gòu)建國際金融中心的評估指標(biāo)體系對于度量和評估現(xiàn)有的國際金融中心,預(yù)測其發(fā)展?jié)摿?以及判別新的國際金融中心的產(chǎn)生都是非常有用的。然而目前這方面的研究數(shù)量有限。80年代，H.C.Reed在《The preeminence of International Financial Markers》中采用層級分析法對金融中心分層次，并分別證明各層次的重要因素。之后，隨著計量方法與經(jīng)濟(jì)理論的發(fā)展，許多外國學(xué)者也于此作出了有益的嘗試。國內(nèi)，楊再斌等人的《上海國際金融中心建設(shè)條件的量化研究》從歷史角度出發(fā)，分析了國際金融中心形成的基本條件，提出建設(shè)國際金融中心應(yīng)該具有城市微觀條件、 國家宏觀條件、周邊外邊環(huán)境等三大類。張澤慧總結(jié)了國際金融中心所普遍具有的特征，綜合了各家的研究成果，從而提出了包括金融機(jī)構(gòu)數(shù)量，金融部門產(chǎn)值，金融市場規(guī)模等一系列評價金融中心的指標(biāo)。胡堅等在《國際金融中心評估指標(biāo)體系的構(gòu)建》一文中選定了具體的金融中心評估指標(biāo)，并且建立了相關(guān)的回歸模型，對于上海作出了實證的分析。
本文擬在已有的研究基礎(chǔ)上，對于一些比較重要的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)、金融指標(biāo)作出實證檢驗，驗證這些指標(biāo)與國際金融中心的相關(guān)性，以及這些指標(biāo)對國際金融中心的評估價值。
二、對幾個條件的實證分析
（一）國家的選擇
一般認(rèn)為，全球的國際金融中心大致有40個之多。根據(jù)國際金融中心的功能，采用主流的標(biāo)準(zhǔn)始點法對這四十多個國際金融中心進(jìn)行分類如下：
在國家數(shù)據(jù)可獲得性的前提下，本文盡量覆蓋到國際金融中心的各個類別，最終從以上國家中選用了18個金融中心：東京，倫敦，紐約，巴黎，法蘭克福，香港，新加坡，米蘭，多倫多，馬德里，墨西哥城，馬尼拉，墨爾本，漢城，阿姆斯特丹，開羅，雅加達(dá)，吉隆坡。為了比較的需要，同時隨機(jī)選取了6個非金融中心的國家：孟加拉國，印度，羅馬尼亞，俄羅斯聯(lián)邦，泰國，波蘭。
（二）評價指標(biāo)的選擇
評價國際金融中心的指標(biāo)很多,如國內(nèi)金融機(jī)構(gòu)數(shù)量，所在城市金融從業(yè)人數(shù)，金融部門產(chǎn)值，外匯市場交易量，國家的國際競爭力等等。從國際金融中心的歷史研究來看，國際金融中心通常具有這樣幾大特征：
1.大量聚集的金融機(jī)構(gòu)。1994年2月,倫敦就擁有520家外國銀行和173家外國證券公司,全世界最大的200家銀行就有190多家在倫敦設(shè)有分支機(jī)構(gòu)。香港在2003年4月時,就擁有本地銀行53家、外國銀行126家、保險公司191家、證券機(jī)構(gòu)639家。新加坡在2001年12月時就擁有本國銀行8家、外國銀行125家、保險公司151家、證券機(jī)構(gòu)81家。具體的評價指標(biāo)有：所在城市外國銀行和金融機(jī)構(gòu)數(shù)量，外資銀行占銀行總數(shù)的比率，外國銀行和金融機(jī)構(gòu)在金融中心總部數(shù)量等等。
2.發(fā)達(dá)的金融市場。除記賬式的國際金融中心外,大部分國際金融中心都有完善的金融市場體系與較大的金融市場交易量。2003年初,倫敦的股票市場總市值為17000多億美元,紐約股票市場總市值超過了85400多億美元。具體的評價指標(biāo)有市場交易規(guī)模，證券交易股票市值，國內(nèi)上市公司數(shù)量等。
3.強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)。這點對金融中心形成具有決定性作用，從倫敦、紐約的發(fā)展歷史就可以看出。具體的評價指標(biāo)有GDP值， GDP增長率，投資總額，投資比率= 投資額/GDP等。
4.良好的政治和法制環(huán)境。政治環(huán)境是否穩(wěn)定，法律環(huán)境是否良好，影響著投資者的信心。良好的外部環(huán)境可以減少不確定性，維護(hù)投資者利益。瑞士和貝魯特的例子可以說明外部環(huán)境的作用。具體的評價指標(biāo)有：健全的貨幣(用本幣發(fā)行的國際債權(quán)數(shù)量)， 國際競爭力GCR ，國家政治風(fēng)險ICRG等。
5.人力資本。金融行業(yè)知識密度很高,人力資本是金融業(yè)的核心要素。例如，倫敦金融城占地面積略大于1平方英里,常住居民5000多人,白天人口卻有20多萬,其中一半以上直接從事金融業(yè)。具體的評價指標(biāo)有：金融中心從業(yè)人員數(shù)量，金融從業(yè)人員的熟練程度(從業(yè)年限)， 從業(yè)人數(shù)占城市人口比重等。
6.有利的地理位置優(yōu)勢。有利的地理位置比如說理想的時區(qū)，是客觀的國際金融中心條件。比如說當(dāng)倫敦和紐約兩個較早并且重要的金融中心確定下來之后,東京、香港、新加坡等地正好填補(bǔ)倫敦和紐約之間的時區(qū)空白, 使得這三大地區(qū)的營業(yè)時間能首尾相接,形成全球不間斷的交易網(wǎng)絡(luò)。不過這個特點沒有找到很好的量化指標(biāo)，更多的是一種定性的判斷。
7.良好的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。金融行業(yè)對電訊設(shè)施的依賴程度很高。特別是隨著電話銀行、網(wǎng)上銀行業(yè)務(wù)的興起，電訊服務(wù)的費用與質(zhì)量和可靠性對于金融業(yè)的發(fā)展顯得尤為重要。另外,金融中心除了有巨大的信息流、資金流以外,通常還有巨大的人流和物流。因此,除了要有良好的電訊設(shè)施外,還必須有便利的交通。具體的評價指標(biāo)有電訊服務(wù)業(yè)產(chǎn)值等。
8.金融信息高度集中。金融業(yè)對于信息的敏感度很高。如果一個地方靠近信息源，可以盡快獲得大量有用信息的話，這個地方就比較容易成為金融中心。這也是許多國家的首都成為金融中心的原因之一。評價指標(biāo)有交易成本等，但是不好量化。
由上述國際金融中心的特征分析可見：評估國際金融中心是一個復(fù)雜的過程，許多因素都對此有影響和關(guān)系。更為復(fù)雜的是，許多指標(biāo)不好量化，或者數(shù)據(jù)難以找到。胡堅等研究了國際金融中心指標(biāo)評價體系，提出了以下22個可量化指標(biāo)：(1)GDP增長率；(2)投資比率=投資額PGDP；(3)金融部門產(chǎn)值PGDP；(4)金融創(chuàng)新數(shù)量；(5)銀行等金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)總額；(6)銀行等金融機(jī)構(gòu)的負(fù)債總額；(7)金融業(yè)的電子化程度；(8)金融的穩(wěn)定性：主要相關(guān)國的短期利率變動；主要相關(guān)國的匯率變動；主要相關(guān)國與本地有關(guān)的貿(mào)易政策變動；主要相關(guān)國的股市股價變動；主要相關(guān)國對本地投資的變動；(9)金融從業(yè)人員占全部就業(yè)人員的比例；(10)外資銀行占銀行總數(shù)的比例；(11)銀行等金融機(jī)構(gòu)外幣存款與本幣之比；(12)銀行等金融機(jī)構(gòu)海外存款與存款之比；(13)外匯市場日均交易量；(14)外匯自由兌換程度；(15)國際資本流入量；(16)國際資本流出量；(17)金融市場的種類；(18)金融市場絕對容量；(18)金融市場相對容量。
本文暫且只考慮經(jīng)濟(jì)因素與金融因素，本著易量化，數(shù)據(jù)易獲得，高度相關(guān)的原則，在胡堅等人的研究成果上，選擇了以下具體指標(biāo)：（1）GDP增長率；（2）投資率；（3）金融部門產(chǎn)值貢獻(xiàn)率；（4）股票交易額／GDP。
（三）選定國家指標(biāo)數(shù)據(jù)面板值
（四）圖形分析
選用幾個最發(fā)達(dá)的金融中心（東京，倫敦，紐約，巴黎，法蘭克福，香港，新加坡）與非金融中心作比較，得到以下結(jié)果：
GDP增長率與投資率表達(dá)的是一種經(jīng)濟(jì)增長的潛力。從圖中可以看出，金融中心的GDP增長率與投資率比較接近，曲線比較平緩，同時其數(shù)值不太大；而非金融中心的GDP增長率與投資率各個國家間有較大差異，有些國家有較高的增長率，而一些國家增長率較低。這可以理解為，金融中心一般已有較大的經(jīng)濟(jì)存量，因此GDP保持平穩(wěn)增長，其增長速度并不快；非金融中心的經(jīng)濟(jì)存量較小，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度因國而異。從圖中可以看出，中心與非中心在GDP增長速度與投資率上差別不大。
金融部門產(chǎn)值貢獻(xiàn)率與股票交易額/GDP這兩個指標(biāo)反映的是金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展程度。從圖中可以看出，金融中心的指標(biāo)值明顯高于非金融中心。這是否意味著這兩個指標(biāo)對于評價金融中心具有明顯的意義呢？如果是的話，這兩個指標(biāo)的相對重要性又是怎樣呢?為了解決這個問題，下面運用spss對以上四個指標(biāo)進(jìn)行l(wèi)ogit 回歸。
（五）計量分析
將上文中選定的18個金融中心按功能類別分別回歸。Y為因變量，x1為GDP增長率，x2為投資率，x3為金融部門產(chǎn)值貢獻(xiàn)率，x4為股票交易額/GDP。
1.Y 對x1x2x3x4同時回歸。結(jié)果如下：
可見，同時考慮四個因素時，可以得到百分百的判別正確率，同時Nagelkerke Rsquare為1。所以這四個指標(biāo)作為一個整體是有其指示作用的。
2.從上面每個類別中隨機(jī)選取一些國家。使Y對x1、x2、x3、x4分別回歸。結(jié)果如下：
Y對x1回歸的percentage correct 為54.5%，同時Nagelkerke Rsquare為0.01。這說明GDP增長率對于評估金融中心意義不大。Y對x2回歸的percentage correct 為54.5%，同時Nagelkerke Rsquare為0.02。這說明投資率與是否金融中心也沒有太大直接關(guān)系。Y對x3回歸的percentage correct 為87.9%，同時Nagelkerke Rsquare為0.61。這說明金融部門產(chǎn)值貢獻(xiàn)率與是否金融中心直接相關(guān)，而且相關(guān)度較高，是一個比較重要的指標(biāo)。但是同時金融中心也不能完全憑借金融部門產(chǎn)值貢獻(xiàn)率來判斷。Y對x4回歸percentage correct 為100%，同時Nagelkerke Rsquare為1。這說明股票交易額/GDP的比值與是否金融中心高度相關(guān)。這也是與實際情況吻合的，金融產(chǎn)業(yè)發(fā)達(dá)的國家基本都有較發(fā)達(dá)的股票市場，股票交易額通常較大。
3.以上所有的回歸結(jié)果中，變量的wald檢驗都沒有通過，說明logY 對x1x2x3x4 不存在顯著的線性關(guān)系。因此，此模型只能用來檢驗x1x2x3x4對Y的判別作用，這可以用percentage correct是否改進(jìn)來判別。
三、結(jié)論
金融中心的存在不僅在于其經(jīng)濟(jì)體的強(qiáng)大程度，以及當(dāng)?shù)貙捤傻闹贫拳h(huán)境。 也許其重點更在于金融中心應(yīng)該有能力提供金融的專業(yè)化服務(wù),并且具有完備的金融市場，使金融機(jī)構(gòu)在金融中心所在地可以獲取在其他地方不能獲取的利益。因此，一國要想擁有國際金融中心的地位，應(yīng)當(dāng)特別重視金融業(yè)的發(fā)展。一方面大力發(fā)展金融產(chǎn)業(yè)，提高金融部門產(chǎn)值的貢獻(xiàn)率；另一方面同時發(fā)展金融市場，完善股票市場，提高金融市場容量。
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[關(guān)鍵詞]經(jīng)濟(jì)增長 財政支出 VAR模型
區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長取決于不同的經(jīng)濟(jì)條件，其中一個重要的共性條件就是金融與財政所帶來的資本積累。金融發(fā)展和財政支出在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中發(fā)揮著吸納資金和配置資金的作用，能否充分吸納社會閑置資金及有效配置資金是財政金融是否有效支持經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵。目前,國內(nèi)對財政支出金融發(fā)展的研究主要是采用了實證研究,而其理論研究基本上是西方財政金融理論在我國的運用和演化。本文以廣西經(jīng)濟(jì)環(huán)境為研究背景，通過實證分析驗證廣西財政金融對經(jīng)濟(jì)增長的影響。
一﹑研究設(shè)計
（1）樣本的選取和數(shù)據(jù)來源
考慮到調(diào)查樣本的代表性和可獲得性，本文用國民生產(chǎn)總值GDP來表示經(jīng)濟(jì)的增長；從當(dāng)前廣西金融發(fā)展水平來看，金融支持經(jīng)濟(jì)的增長主要還是通過信貸途徑，故用全區(qū)金融機(jī)構(gòu)年末貸款總余額來表示；用財政支出總額來衡量財政支出對經(jīng)濟(jì)增長作用的指標(biāo)。
各指標(biāo)來源于1978—2010年《廣西統(tǒng)計年鑒》和《廣西金融統(tǒng)計年鑒》的年度數(shù)據(jù)作為樣本。為了剔除價格的影響因素，所有的數(shù)據(jù)均除以了居民消費價格總指數(shù)而得到實際值。同時為了避免數(shù)據(jù)的劇烈波動，對GDP、金融機(jī)構(gòu)年末貸款總余額（X1）、財政支出總額（FE）進(jìn)行了對數(shù)化處理，得到相應(yīng)的指標(biāo)LGDP、LX1和LFE，相關(guān)數(shù)據(jù)的處理主要使用EViews6.0分析軟件。
二、實證分析
（1）單位根檢驗。我們需要對時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，在時間序列分析中為避免出現(xiàn)虛假回歸而造成結(jié)論無效，常用的是擴(kuò)展的Dickey-Fuller（ADF）單位根檢驗。本文采用ADF檢驗，檢驗式為：
yt=c+αt+ρyt-1+ +ut
其中，yt是待檢驗的時間序列，c是常數(shù)項，t為時間趨勢，k是滯后期，ut是隨機(jī)誤差項。原假設(shè)是H0：ρ=0，備擇假設(shè)是H1：ρ
在對實際生產(chǎn)總值（LGDP）, 實際金融機(jī)構(gòu)年末貸款總余額(LX1)，實際財政支出總額(LFE)水平值進(jìn)行檢驗時，發(fā)現(xiàn)結(jié)果并未拒絕原假設(shè)，由此可知這三個變量均存在著單位根。進(jìn)而對三個變量進(jìn)行一階差分后，則ADF檢驗結(jié)果顯示LX1，LFE,LGDP均拒絕原假設(shè)，是一階單整，具體檢驗結(jié)果如表一所示。
（2）協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗的思路即:如果變量之間的某種線性組合是平穩(wěn)的,則隨機(jī)變量的非平穩(wěn)的時間序列是同階單整的,即變量之間的關(guān)系可能是協(xié)整關(guān)系,否則就不存在協(xié)整關(guān)系"我們一般用兩種方法來檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系,分別是特征根跡檢驗和最大特征值檢驗"本文中采用的Johansen極大類似值估計法。
在實際生產(chǎn)總值（LGDP）, 實際金融機(jī)構(gòu)年末貸款總余額(LX1)，實際財政支出總額(LFE)為一階差分平穩(wěn)的基礎(chǔ)上，本文采用johansen協(xié)整檢驗，以檢驗在三個變量之間是否存在長期穩(wěn)定的某種關(guān)系，檢驗結(jié)果見表2所示。
Johansen協(xié)整檢驗的經(jīng)統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量檢驗均顯示，三個變量LGDP,LX1，LFE之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整方程為：
LGDP=3905.35+0.85872LX1+0.070924LFE
6.39600 16.43888 1.227709
R2 =0.996898 F= 482.8931 DW= 1.6531
由回歸結(jié)果可知，在1978年期間，對經(jīng)濟(jì)增長相對具有較大正向作用的是金融機(jī)構(gòu)，因為方程中系數(shù)是0.85，表明金融機(jī)構(gòu)貸款每增加1%，GDP增加0.85%。財政支出對經(jīng)濟(jì)的增長起正向的作用但并不是非常顯著。這一結(jié)果與當(dāng)前金融業(yè)成為我區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱相符合。
（3）格蘭杰因果檢驗
通過協(xié)整檢驗我們可以判斷變量是否存在長期均衡關(guān)系,但我們還要進(jìn)一步驗證變量之間是否構(gòu)成因果關(guān)系"這就需要用到格蘭杰因果檢驗(GrangerCausalityTest)了"格蘭杰因果檢驗(GrangerCausalityTest)的基本思想是/現(xiàn)在和過去可以影響未來,但未來是不能影響到過去的0,這也就是說時間發(fā)生的時序是十分重要的"即:只有變量X的變化發(fā)生在變量Y之前,變量X才是引起變量Y的原因,同樣如果變量Y是引起變量X的原因,那它也要發(fā)生在變量X之前。具體方法是,對于回歸方程:
原假設(shè)為Y不構(gòu)成對X的因果性,即H":p:=pZ=,日k=0,則在原假設(shè)成立的情況下:
～ F(k,T-2k)
其中SSEr為施加約束時的殘差平方和(也就是沒有Y的情況下X自身做回歸的殘差平方和),SSEu為沒有施加約束時的殘差平方和,T為樣本容量,k為最大滯后階數(shù)，這個檢驗的思路是,如果考慮Y的情況下的殘差平方和小于沒有Y的情況下的殘差平方和,就認(rèn)為Y和X有因果性。
為研究經(jīng)濟(jì)增長與金融機(jī)構(gòu)，財政支出之間的因果關(guān)系，我們利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法，經(jīng)一階差分運算后得到結(jié)果如下表所示。
從格蘭杰因果檢驗結(jié)果來看，GDP的增加是財政支出增加的原因，財政支出并同樣是引起GDP值變化的原因。兩者互為因果關(guān)系。同樣金融機(jī)構(gòu)貸款額LX1與GDP互為因果關(guān)系。
三、結(jié)論與對策建議
（1）結(jié)論
1.金融支持和財政支持對經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用都是顯著的。其中，信貸投入的邊際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出要高于財政支出的邊際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，即通過信貸途徑所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)比通過財政支出途徑產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)要高。通過進(jìn)一步加大信貸投入可能提高資金利用的總體效率。
2.金融信貸投入和財政支出的產(chǎn)出效率總體偏低。計算信貸投入和財政投入的單位經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出發(fā)現(xiàn)，各投入的產(chǎn)出基本屬于較低水平，單位產(chǎn)出都不到1.且隨著時間的變化，信貸投入的單位產(chǎn)出有逐年降低的趨勢。
（2）對策建議
1.完善區(qū)域金融結(jié)構(gòu)，建立多元化金融機(jī)構(gòu)體系，提高廣西金融業(yè)的整體水平。有效的金融體系表現(xiàn)在其所提供的金融服務(wù)能滿足復(fù)雜、多層次和多樣的金融需求，而廣西目前的金融體系過于單一，只有通過發(fā)展多元化的金融機(jī)構(gòu)，才能滿足和刺激各種金融需求和引致需求，促進(jìn)金融業(yè)的競爭，提高金融服務(wù)效率。
2.規(guī)范財政支出規(guī)模，調(diào)整財政支出的結(jié)構(gòu)。總的來說公共支出規(guī)模對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的增長有積極的作用，改革公共支出規(guī)模應(yīng)有效使用財政支出政策，并將其作為一個宏觀調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的工具，保持財政支出的適當(dāng)規(guī)模，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。雖然財政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長呈正比例關(guān)系，但不能盲目地擴(kuò)大財政支出的規(guī)模。其次財政投入的產(chǎn)出效率偏低，主要體現(xiàn)在財政投入的結(jié)構(gòu)不合理。財政投向應(yīng)結(jié)合廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實際需要和具體情況，建立合理的財政支出框架，以規(guī)范財政支出預(yù)算體系，提高財政投入效率。
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作者簡介：
本文所研究的資源型區(qū)域是指在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中較多地依賴自然資源的開發(fā)和利用獲取基本動力的區(qū)域。由于資源型區(qū)域的認(rèn)定與區(qū)域資源稟賦有密切的關(guān)系，因此，本文通過比較相關(guān)研究的已有成果，決定構(gòu)建資源豐裕度指數(shù)來判定某一區(qū)域的資源型經(jīng)濟(jì)特征①。通過查詢BP公司《StatisticalRe-viewofWorldEnergy》公布的數(shù)據(jù)，可以得出中國一次能源消費總量結(jié)構(gòu)，其中，煤占67.5%，石油占17.8%，天然氣占5.1%，水力發(fā)電占7.2%，核能占0.9%，再生能源占1.5%。由于水力發(fā)電、核能、再生能源的開發(fā)利用具有較強(qiáng)的地域性，因此僅選擇全國分布較廣的煤、石油、天然氣數(shù)據(jù)作為計算依據(jù)，設(shè)計資源豐裕度指數(shù)的計算公式為。分別代表某省(自治區(qū)、直轄市)煤、石油、天然氣基礎(chǔ)儲量占全國煤炭、石油、天然氣基礎(chǔ)儲量的比重。結(jié)合2013年全國各地區(qū)統(tǒng)計公報數(shù)據(jù)，可以計算得出各地區(qū)的資源豐裕度指數(shù)，具體數(shù)值見表1，可以看出山西資源豐裕度指數(shù)為26.78，處于全國首位，并遠(yuǎn)高于全國平均水平2.83，可以認(rèn)定山西屬于典型的資源型經(jīng)濟(jì)區(qū)域。另外資源豐裕度指數(shù)高于全國平均水平的6個地區(qū)也均屬于典型的資源型區(qū)域。除此之外，資源豐裕度指數(shù)大于2的5個地區(qū)可以稱為對資源依賴性較強(qiáng)的區(qū)域。
二、區(qū)域金融創(chuàng)新能力評價
金融創(chuàng)新可以從宏觀、中觀和微觀3個層面進(jìn)行分析。宏觀層面的金融創(chuàng)新主要是國家從金融體系和貨幣制度角度進(jìn)行的創(chuàng)新，在全國范圍內(nèi)起共同影響的作用，不能反映區(qū)域金融創(chuàng)新能力;微觀層面的金融創(chuàng)新主要指金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)創(chuàng)新、技術(shù)創(chuàng)新和某些新型金融工具的使用，其影響主要局限在某金融機(jī)構(gòu)內(nèi)部，不具有普遍性，但在一定程度上可以通過金融業(yè)務(wù)往來產(chǎn)生金融創(chuàng)新溢出效應(yīng)，從而對周邊金融機(jī)構(gòu)和同類金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)生影響;中觀層面的金融創(chuàng)新主要集中在金融制度創(chuàng)新。金融創(chuàng)新能力指標(biāo)體系的構(gòu)建需要考慮上述各個層面的因素，但是此類因素大多難以直接量化，因此本文擬采用因子分析法，利用可觀測的金融創(chuàng)新能力和效果兩類指標(biāo)來構(gòu)建金融創(chuàng)新能力指標(biāo)體系。
(一)指標(biāo)體系的構(gòu)建本著可以完整反映金融創(chuàng)新能力、體現(xiàn)區(qū)域金融發(fā)展差異及可以量化的原則，本文從經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)條件、金融業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)條件和金融各行業(yè)發(fā)展水平3個方面構(gòu)建金融創(chuàng)新綜合指標(biāo)體系，共12個二級指標(biāo)，具體指標(biāo)體系見表2。利用因子分析可以研究各二級指標(biāo)的內(nèi)部依賴關(guān)系，尋求數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，從而提煉出影響金融創(chuàng)新能力的概括性指標(biāo)，實現(xiàn)金融創(chuàng)新能力的量化分析。使用歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》及各地區(qū)最新統(tǒng)計公報來獲取相關(guān)指標(biāo)原始數(shù)據(jù)，并使用公式:新數(shù)據(jù)=(原數(shù)據(jù)－均值)/標(biāo)準(zhǔn)差，進(jìn)行無量綱化后獲得標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)，以此為基礎(chǔ)利用SPSS進(jìn)行因子分析。可以得出Bartlett球形度檢驗和KMO檢驗值，以及相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值、貢獻(xiàn)率、累計貢獻(xiàn)率、因子載荷矩陣等，從而判斷得出公因子以及權(quán)重，最后可以得出山西金融創(chuàng)新能力序列指標(biāo)。經(jīng)過SPSS因子分析運算，得出Bartlett球形度檢驗值為796.43，相伴概率為0，因此拒絕零假設(shè)，說明該數(shù)據(jù)矩陣適用因子分析。KMO檢驗值為0.757，大于0.5，也進(jìn)一步說明所用數(shù)據(jù)適合因子分析。表3反映的是特征值和累積貢獻(xiàn)率，依據(jù)特征值大于1的標(biāo)準(zhǔn)，可以提取兩個公因子，此時累積貢獻(xiàn)率為91.88%，能夠反映絕大多數(shù)的指標(biāo)信息。表4為旋轉(zhuǎn)成份矩陣，根據(jù)載荷系數(shù)的大小可以看出公因子與各項指標(biāo)間的相關(guān)關(guān)系。通過觀察可以看出，公因子1中數(shù)值比較大的集中在GDP水平、財政收入、金融業(yè)固定資產(chǎn)投資、金融業(yè)增加值、銀行業(yè)存貸款余額、上市公司數(shù)量與保費收入，因此可以定義此公因子為經(jīng)濟(jì)金融綜合發(fā)展水平，公因子2中數(shù)值較大的集中在居民消費水平、金融從業(yè)人員工資和股票市價總值，因此可以概括為居民財富水平。這可以解釋為區(qū)域金融創(chuàng)新指標(biāo)體系決定于經(jīng)濟(jì)金融綜合發(fā)展水平和居民需求。另外可以根據(jù)各公因子的特征值與公因子特征值之和的比值來確定各公因子的權(quán)重，從而可以計算得出金融創(chuàng)新能力的計算公式:F=0.88F1+0.12F2。其中F為創(chuàng)新能力值，F(xiàn)1為公因子1的分值，F(xiàn)2為公因子2的分值。
(二)資源型區(qū)域金融創(chuàng)新能力比較利用表5的成份得分系數(shù)矩陣，結(jié)合2013年各地區(qū)金融創(chuàng)新指標(biāo)體系原始數(shù)據(jù)，使用之前推導(dǎo)得出的金融創(chuàng)新能力計算公式，可以計算得出全國各地區(qū)金融創(chuàng)新能力綜合得分及排名，數(shù)據(jù)見表6。從表6可以看出，山西省作為最典型的資源型區(qū)域，其金融創(chuàng)新能力較弱，與國內(nèi)其他地區(qū)相同條件下的金融創(chuàng)新能力相比也有較大的差距，在全國排名第21位，并且低于全國平均水平，在資源型區(qū)域中也處于較落后的位置。整體看金融創(chuàng)新能力排名與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平基本一致，而山西省整體金融創(chuàng)新動力來源于經(jīng)濟(jì)金融市場需求的部分較多，而市場需求稍顯不足，在一定程度上制約了山西金融創(chuàng)新的發(fā)展。在資源型區(qū)域中，金融創(chuàng)新能力最強(qiáng)的是山東，處于全國第6的位置，其較強(qiáng)的金融創(chuàng)新能力源于較快的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度與良好的金融業(yè)基礎(chǔ)條件。資源依賴性較強(qiáng)的四川和河北兩省金融創(chuàng)新能力較強(qiáng)。總體來看，資源型區(qū)域金融創(chuàng)新能力不足，對資源型區(qū)域轉(zhuǎn)型發(fā)展的支持存在較大的影響。主要原因是經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融業(yè)基礎(chǔ)條件較差，而整體上對金融的需求相對較旺盛，說明大部分資源型區(qū)域的金融發(fā)展難以滿足該地區(qū)轉(zhuǎn)型發(fā)展對金融業(yè)和金融創(chuàng)新的需求。
三、金融創(chuàng)新能力對轉(zhuǎn)型發(fā)展的相關(guān)性分析
(一)指標(biāo)選取研究金融創(chuàng)新能力與轉(zhuǎn)型的相關(guān)關(guān)系，需要確定反映區(qū)域轉(zhuǎn)型的指標(biāo)，轉(zhuǎn)型發(fā)展作為經(jīng)濟(jì)理論界多年研究的熱門問題，有諸多研究成果，但是在對轉(zhuǎn)型的量化分析上，卻鮮見具有較大影響力的成果。如果要構(gòu)建一個準(zhǔn)確的轉(zhuǎn)型發(fā)展量化指標(biāo)需要考慮諸多的問題，要全面考慮經(jīng)濟(jì)市場化的量化，概括多種經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系，同時還要注意樣本數(shù)據(jù)的可獲取性和模型設(shè)計可能出現(xiàn)的誤差和模型參數(shù)的可解釋性。由于產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型可以作為經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的重要組成部分，也能反映大多經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的成果，因此本文考慮使用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)反映經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型水平。從產(chǎn)業(yè)角度看，轉(zhuǎn)型的成果最基本的表現(xiàn)就是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變化，即第三產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出水平或比重能反映轉(zhuǎn)型的成效。而對于非資源型區(qū)域來說，第三產(chǎn)業(yè)比重Q也是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的重要表現(xiàn)。因此，直接使用地區(qū)生產(chǎn)總值中第三產(chǎn)業(yè)比重Q作為區(qū)域轉(zhuǎn)型發(fā)展指標(biāo)。
(二)相關(guān)性分析一方面，將各省(市、自治區(qū))區(qū)域金融創(chuàng)新能力綜合得分與其經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析，以探討兩者間相關(guān)關(guān)系。所用數(shù)據(jù)為2013年全國各省(市、自治區(qū))金融創(chuàng)新能力得分與第三產(chǎn)業(yè)地區(qū)產(chǎn)出水平占地區(qū)總產(chǎn)出水平的比重，利用SPSS軟件，選擇Pearson方法，通過Correlation過程計算兩者間相關(guān)系數(shù)得到表7。在1%的顯著性水平下，F(xiàn)與Q存在明顯的相關(guān)關(guān)系，說明金融創(chuàng)新與轉(zhuǎn)型發(fā)展的相關(guān)關(guān)系是顯著的。另一方面，根據(jù)前文對資源型區(qū)域的判定，將全國31個省(市、自治區(qū))分為資源型區(qū)域與非資源型區(qū)域兩組，其中資源型區(qū)域組包括典型的資源型區(qū)域山西、內(nèi)蒙古、新疆、陜西、黑龍江、山東、河南，以及資源型特征較明顯的四川、河北、安徽、甘肅、貴州，共計12個地區(qū)，剩余地區(qū)屬于非資源型區(qū)域組。同樣使用Pearson方法分別對兩個組的F和Q指標(biāo)的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實證分析。結(jié)論見表8、表9。結(jié)果顯示，資源型區(qū)域金融創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型相關(guān)關(guān)系不顯著，而非資源型區(qū)域金融創(chuàng)新能力與經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。
(三)結(jié)論第一，資源型區(qū)域的金融創(chuàng)新能力總體上低于非資源型區(qū)域。主要原因是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與金融發(fā)展基礎(chǔ)條件較差，具體體現(xiàn)在金融業(yè)固定資產(chǎn)投入水平低，金融從業(yè)人員數(shù)量少，資本市場規(guī)模較小。主要表現(xiàn)是金融創(chuàng)新供不應(yīng)求，收入轉(zhuǎn)化為資本的能力較差。第二，資源型區(qū)域與非資源型區(qū)域相比，金融創(chuàng)新能力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型發(fā)展不足。一方面是由于金融創(chuàng)新能力較差導(dǎo)致，另一方面是由于資源型產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)。有限的金融創(chuàng)新原本可以盤活金融市場，更多地實現(xiàn)金融自由化，借助于政策性引導(dǎo)可以使金融資源流向政策傾斜部門，但資源型產(chǎn)業(yè)的粗放式發(fā)展導(dǎo)致金融創(chuàng)新成果大多被資源型產(chǎn)業(yè)享用，而非資源型產(chǎn)業(yè)無法獲得金融創(chuàng)新帶來的收益。第三，資源型區(qū)域由于金融創(chuàng)新能力差，無法集聚足夠的轉(zhuǎn)型發(fā)展所需的資本，加上政府財政投入力度有限、民間金融規(guī)模不足的限制，導(dǎo)致資源型區(qū)域尤其是欠發(fā)達(dá)的資源型區(qū)域陷入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低—金融創(chuàng)新能力差—資本形成不足—轉(zhuǎn)型乏力—經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平持續(xù)低下的惡性循環(huán)。
四、資源型區(qū)域金融創(chuàng)新的政策建議
(一)提高資源型區(qū)域金融創(chuàng)新能力1.加大對資源型區(qū)域金融業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)條件的投入。資源型區(qū)域金融創(chuàng)新能力弱的主要原因是金融業(yè)發(fā)展基礎(chǔ)條件薄弱，因此應(yīng)加大對金融產(chǎn)業(yè)的投入力度，加強(qiáng)各類金融機(jī)構(gòu)服務(wù)網(wǎng)絡(luò)體系建設(shè)，實現(xiàn)金融服務(wù)信息化、網(wǎng)絡(luò)化，提高金融業(yè)核心競爭力，充分發(fā)揮各金融機(jī)構(gòu)的能動性，以金融機(jī)構(gòu)逐利性特點主導(dǎo)下的行業(yè)競爭帶動金融創(chuàng)新。同時要構(gòu)建多層級的資本市場，彌補(bǔ)間接融資能力。2.培養(yǎng)高素質(zhì)金融業(yè)專門人才，以金融科技發(fā)展帶動區(qū)域金融創(chuàng)新。金融從業(yè)人員是金融創(chuàng)新的微觀主體，各類金融機(jī)構(gòu)要從觀念上改變金融從業(yè)人員就是專門拓展市場的營銷人員的落后觀點，通過各類職業(yè)化、專業(yè)化培訓(xùn)，使金融從業(yè)人員真正成為金融專業(yè)人才。同時要調(diào)整金融從業(yè)人員薪酬機(jī)制，體現(xiàn)向高素質(zhì)金融人才傾斜的基本思想。3.適當(dāng)降低金融業(yè)準(zhǔn)入門檻，尤其是在民間資本活躍的區(qū)域，通過設(shè)立各類新型金融機(jī)構(gòu)，在大量吸收民間資本使之轉(zhuǎn)化為金融資源的同時，實現(xiàn)金融領(lǐng)域的市場化。對新型金融機(jī)構(gòu)，尤其是民間金融機(jī)構(gòu)，要配套適度的優(yōu)惠政策，扶持新型金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展。
(二)引導(dǎo)金融創(chuàng)新成果支持轉(zhuǎn)型發(fā)展資源型區(qū)域的金融創(chuàng)新成果大多由于資源型產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)而被資源型產(chǎn)業(yè)獨享，因此要通過政策性引導(dǎo)使區(qū)域金融創(chuàng)新向非資源型產(chǎn)業(yè)或與能源產(chǎn)品開發(fā)相關(guān)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)傾斜。具體措施有，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)轉(zhuǎn)變金融服務(wù)模式，由之前的面向大企業(yè)、大項目、大投資的服務(wù)模式轉(zhuǎn)向分散化、小規(guī)模、多元化的服務(wù)模式，避免金融創(chuàng)新成果被國有或者大型企業(yè)獨享;要求金融機(jī)構(gòu)改變在面向重點扶持的非資源型產(chǎn)業(yè)時，提高金融業(yè)務(wù)效率，或設(shè)立專門的金融服務(wù)渠道。在合法的條件下，鼓勵并扶持面向非資源型產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新性民間金融活動，民間金融相對于官方金融普遍具有創(chuàng)新性，通過構(gòu)建專門的民間金融咨詢服務(wù)平臺，為民間金融活動提供智力支撐和技術(shù)支持，同時保障民間金融活動的安全。
關(guān)鍵詞：金融結(jié)構(gòu)；新型城鎮(zhèn)化；金融相關(guān)率；非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重；異質(zhì)性需求
一、 引言
本文從金融結(jié)構(gòu)理論、新型城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵出發(fā)，探討金融發(fā)展與農(nóng)村城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間的互動關(guān)系，并指出金融體系支持城鎮(zhèn)化過程中可能存在的障礙。在理論分析的基礎(chǔ)上，從國家與農(nóng)村兩個層面上對金融深化的相關(guān)作用進(jìn)行實證檢驗，并重點檢驗了農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)與城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系。最后，針對我國農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)的特殊性與農(nóng)村融資需求的異質(zhì)性提出相關(guān)政策建議。
二、 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化相關(guān)理論分析
1. 新型城鎮(zhèn)化的內(nèi)涵。2013年12月召開的中央城鎮(zhèn)化工作會議指出：“要以人為本，推進(jìn)以人為核心的城鎮(zhèn)化，提高城鎮(zhèn)人口素質(zhì)和居民生活質(zhì)量，把促進(jìn)有能力在城鎮(zhèn)穩(wěn)定就業(yè)和生活的常住人口有序?qū)崿F(xiàn)市民化作為首要任務(wù)”。同時，“要根據(jù)城市資源稟賦，發(fā)展各具特色的城市產(chǎn)業(yè)體系……增強(qiáng)中小城市產(chǎn)業(yè)承接能力”。這表明，新型城鎮(zhèn)化將聚焦于農(nóng)村人口生產(chǎn)、生活模式的轉(zhuǎn)變，聚焦于相關(guān)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。
單純的將城鎮(zhèn)化理解為農(nóng)民生活、生產(chǎn)空間意義上的轉(zhuǎn)移，易導(dǎo)致盲目、不可持續(xù)的城市空間擴(kuò)張，也極易忽視農(nóng)民群體的權(quán)利訴求與福利共享。就要素稟賦提升而論，農(nóng)村城鎮(zhèn)化應(yīng)表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)升級，表現(xiàn)為勞動力就業(yè)結(jié)構(gòu)從以第一產(chǎn)業(yè)為主向以第二、第三產(chǎn)業(yè)為主的轉(zhuǎn)變，并由此帶動人口、資源的空間結(jié)構(gòu)從分散到集中的過渡。
2. 金融發(fā)展與城鎮(zhèn)化的相互作用。在宏觀層面上，國家的金融深化支持國民經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)升級，而國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展將為金融進(jìn)一步深化提供相應(yīng)的養(yǎng)料。農(nóng)村產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及農(nóng)民就業(yè)隨之轉(zhuǎn)變，城鎮(zhèn)容量得到擴(kuò)充，為城鎮(zhèn)化的推進(jìn)提供物理與產(chǎn)業(yè)上的空間；同時，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的規(guī)模化、集成化、高效化得到資金、產(chǎn)業(yè)技術(shù)與人才的支撐，使大量農(nóng)業(yè)人口的轉(zhuǎn)移成為可能。
一般認(rèn)為，農(nóng)村金融在農(nóng)村城鎮(zhèn)化的過程中應(yīng)扮演非常重要的角色，但根據(jù)“門檻效應(yīng)”理論，農(nóng)村金融體系運行需要一定的進(jìn)入費用和交易成本，在發(fā)展的初期階段，農(nóng)村的居民收入與社會財富都不足以支付這一成本，故對金融服務(wù)缺乏需求，金融機(jī)構(gòu)也缺乏進(jìn)入農(nóng)村的動機(jī)。隨著農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展，金融需求逐漸提升，而金融機(jī)構(gòu)的收益也逐漸超越門檻成本，逐漸形成經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展相互促進(jìn)的局面。
3. 異質(zhì)性融資需求與系統(tǒng)性負(fù)投資。考察金融結(jié)構(gòu)的適配性，不能忽視我國農(nóng)村的實際情況。在農(nóng)村城鎮(zhèn)化的過程中，大量的小微企業(yè)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、新設(shè)企業(yè)、合伙型企業(yè)成為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的主要動力，他們亟需資金扶持，但因為在品牌、技術(shù)、資金、規(guī)模等方面的限制，難以得到大型商業(yè)金融機(jī)構(gòu)的認(rèn)可，同時又不符合以傳統(tǒng)農(nóng)戶的生產(chǎn)、消費為扶助對象的政策農(nóng)貸要求。從正規(guī)金融的視角來看，上述企業(yè)的融資需求存在著“異質(zhì)性”，因而受到排斥；企業(yè)因為無法得到金融系統(tǒng)的輸血而缺乏發(fā)展動力，陷入惡性循環(huán)。
另一個值得關(guān)注的現(xiàn)象是，相對而言，農(nóng)村投資項目往往存在著分散、信息不對稱、可預(yù)期收益不高等問題，故難以得到正規(guī)金融的青睞，由此引起系統(tǒng)性的負(fù)投資，即從該地區(qū)（或該領(lǐng)域）獲得儲蓄，卻未以相應(yīng)比例向該地區(qū)（或該領(lǐng)域）發(fā)放貸款，致使農(nóng)民群體及相關(guān)企業(yè)在城鎮(zhèn)化的進(jìn)程中始終處于不利地位，產(chǎn)業(yè)升級舉步維艱，農(nóng)民在社會財富積累、分配過程中難以擺脫弱勢地位。
三、 實證檢驗與結(jié)果分析
從上述分析出發(fā)，在國家層面上分析整體金融深化的作用，在農(nóng)村層面上從金融深化、金融效率和金融體系內(nèi)部結(jié)構(gòu)三個方面考察農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)的適配性，其中對于農(nóng)村金融體系的內(nèi)部結(jié)構(gòu)使用定性方法進(jìn)行分析。
1. 實證檢驗?zāi)Ｐ汀２捎酶裉m杰（Granger）因果檢驗方法，其基本理念是：如需分析序列X是否會對序列Y產(chǎn)生因果影響，需估計X的滯后期是否會影響Y的現(xiàn)在值，如已經(jīng)控制了Y的過去值，X的過去值仍能對Y有顯著的解釋能力，則認(rèn)為X與Y具有格蘭杰因果關(guān)系。
使用Goldsmith（1969）提出的“金融相關(guān)率”概念衡量全國與農(nóng)村的金融深化水平，該指標(biāo)通常使用一國（或地區(qū)）金融資產(chǎn)在國內(nèi)生產(chǎn)總值中的比重來表示，其中金融資產(chǎn)包括廣義貨幣存量、各類貸款及有價證券等，考慮到農(nóng)村地區(qū)人均持有的有價證券量較小且數(shù)據(jù)難以統(tǒng)計，為統(tǒng)一口徑，在計算金融資產(chǎn)時僅考慮廣義貨幣存量M2與各類貸款。國內(nèi)金融相關(guān)率（FIRd）使用全國廣義貨幣、各類貸款余額之和除以GDP計算；在計算農(nóng)村地區(qū)金融相關(guān)率（FIRr）時，認(rèn)為農(nóng)村廣義貨幣存量包括農(nóng)戶手持現(xiàn)金、農(nóng)村存款，其中農(nóng)戶手持現(xiàn)金按照流通中現(xiàn)金（M0）的80%計，農(nóng)村地區(qū)生產(chǎn)總值使用第一產(chǎn)業(yè)增加值與鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)增加值之和估計。使用農(nóng)村存貸比指標(biāo)（LD，農(nóng)村貸款/農(nóng)村存款）衡量農(nóng)村金融體系效率，考察農(nóng)村系統(tǒng)性負(fù)投資狀況。
從人口與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)兩方面衡量城鎮(zhèn)化推進(jìn)效果：前者使用人口城鎮(zhèn)化率（PR，城鎮(zhèn)人口/總?cè)丝冢擎?zhèn)人口是指居住于城市、集鎮(zhèn)且主要從事非農(nóng)生產(chǎn)性產(chǎn)業(yè)的人口，是以居住地和所從事產(chǎn)業(yè)進(jìn)行區(qū)分；考慮到農(nóng)村從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)化為非農(nóng)業(yè)的產(chǎn)值難以準(zhǔn)確計算，后者使用非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比例（RI，第一、二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之和/GDP）衡量整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整水平。
相關(guān)數(shù)據(jù)取自《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融年鑒》，因為自2010年起相關(guān)貸款的統(tǒng)計指標(biāo)全面調(diào)整，其后數(shù)據(jù)缺乏可比性，故樣本期從改革開放起（1978年）截至2009年。
圖1為國內(nèi)金融相關(guān)率、農(nóng)村金融相關(guān)率與農(nóng)村存貸比的變化過程：全國的金融規(guī)模保持了較高的增速，相對而言，農(nóng)村地區(qū)金融規(guī)模的增長明顯滯后，且在20世紀(jì)90年代初期及2004年以后都出現(xiàn)過明顯下滑。農(nóng)村存貸比則從20世紀(jì)80年代末開始持續(xù)下滑。圖2對比了金融深化與城鎮(zhèn)化過程：城鎮(zhèn)化率與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)比重總體均呈上升趨勢，后者的增長速度要小于前者；兩者的增速都要明顯滯后于全國金融深化速度，而與農(nóng)村金融深化速度大致持平。
2. 檢驗結(jié)果。圖1、圖2顯示，除農(nóng)村存貸比（LD）外，各序列都具有較明顯的趨勢性，對各序列取自然對數(shù)后進(jìn)行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)均不能通過平穩(wěn)性檢驗，但各序列的一階差分序列在1%水平上均可拒絕原假設(shè)，認(rèn)為不存在單位根。故對原序列進(jìn)行一階差分后形成dFIRd、dFIRr、dLD、dRP及dRI序列，使用Eviews6.0軟件進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗。對各組關(guān)系分別檢驗滯后1期～3期，滯后3期在10%的水平上均不能拒絕原假設(shè)，即認(rèn)為序列之間不存在格蘭杰因果關(guān)系，表1～表3列出了滯后1期、2期的檢驗結(jié)果。
結(jié)果顯示，在5%的水平上，dFIRd到dRI序列的檢驗拒絕原假設(shè)，可認(rèn)為dFIRd到dRI序列存在單向格蘭杰因果關(guān)系。而其他各組均不能在5%的水平上拒絕原假設(shè)，不能認(rèn)為該各組序列之間存在格蘭杰因果關(guān)系。
3. 實證結(jié)果分析。首先，分析整體金融深化的相關(guān)影響（表1），國內(nèi)金融規(guī)模的增長對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化有單向的格蘭杰因果關(guān)系，這與相關(guān)研究的結(jié)論具有一致性；但金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化尚缺乏互動關(guān)系（單向作用），觀察圖2可以推測，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度、水平可能尚未達(dá)到對金融發(fā)展形成明顯帶動的程度。整體金融深化與人口城鎮(zhèn)化之間不存在格蘭杰因果關(guān)系：人口城鎮(zhèn)化是一個復(fù)雜而長期的過程，不僅意味著大量農(nóng)民居住、生產(chǎn)空間的轉(zhuǎn)移，更重要的是其生產(chǎn)、生活模式的變化，涉及農(nóng)村、小城鎮(zhèn)地區(qū)涉農(nóng)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型以及戶籍、教育、醫(yī)療等各方面問題。農(nóng)民群體在財富、教育水平、工作技能、社會關(guān)系、戶籍身份等方面的稟賦處于相對弱勢地位，在社會財富積累的過程中總是難以分享到相應(yīng)的福利與果實，所以，農(nóng)民向城鎮(zhèn)市民轉(zhuǎn)化的速度大大滯后于全國金融發(fā)展的速度，現(xiàn)階段金融的整體深化對于農(nóng)民城鎮(zhèn)化的拉動作用相對有限。
然后，考察農(nóng)村金融深化的相關(guān)作用。農(nóng)村金融的發(fā)展與農(nóng)民城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化之間均無格蘭杰因果關(guān)系，我們從農(nóng)村金融系統(tǒng)效率與內(nèi)部結(jié)構(gòu)兩個方面進(jìn)行分析。
從效率方面看：1978年，農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的存、貸款額分別為174.86億元和181.81億元，總額不高但水平相當(dāng)；2009年，存、貸款額分別為63 845.61億元和30 652億元，存款總額增長了三百六十多倍，但存貸比卻從100%以上縮減為不足50%。這表明農(nóng)村地區(qū)的系統(tǒng)性負(fù)投資已相當(dāng)嚴(yán)重，據(jù)測算，1994年～2005年，農(nóng)村地區(qū)金融機(jī)構(gòu)負(fù)投資額增長了近10倍，如果將財政渠道的負(fù)投資額計算在內(nèi)，從1992年到2005年的13年間，農(nóng)村地區(qū)的負(fù)投資規(guī)模擴(kuò)大了116倍。
從農(nóng)村金融的內(nèi)部結(jié)構(gòu)考察，正規(guī)金融與非正規(guī)金融并存的二元特征較為明顯。1997年全國金融工作會議召開后，國有商業(yè)銀行開始大規(guī)模撤離農(nóng)村，農(nóng)村信用社逐漸占據(jù)農(nóng)村金融市場最大份額，2004年以后，除東部地區(qū)以外，其他地區(qū)農(nóng)信社的市場份額都有不同程度提升，市場集中程度更甚從前。城鎮(zhèn)化過程中產(chǎn)生的大量小微企業(yè)，既難以得到大型商業(yè)金融機(jī)構(gòu)的支持，又不符合傳統(tǒng)的農(nóng)貸制度要求，對正規(guī)金融只能望而卻步，轉(zhuǎn)而求助于典當(dāng)、民間信貸等非正規(guī)金融手段，據(jù)相關(guān)調(diào)查統(tǒng)計，我國農(nóng)民來自非正規(guī)市場的貸款大約為來自正規(guī)機(jī)構(gòu)的4倍，而某些地區(qū)高利息民間借貸的發(fā)生率高達(dá)85%。
不論從農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)效率，還是從組成結(jié)構(gòu)考察，均缺乏對于農(nóng)村城鎮(zhèn)化的適配性，導(dǎo)致農(nóng)村金融雖然規(guī)模有所增長，對于城鎮(zhèn)化的帶動作用卻比較有限。
四、 結(jié)論及相關(guān)建議
綜上，理論及實證分析表明，我國的金融深化過程對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化有明顯的推動作用，但對于人口城鎮(zhèn)化的作用有限；農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)對于農(nóng)村城鎮(zhèn)化的適配度不高。農(nóng)村金融的二元結(jié)構(gòu)及城鎮(zhèn)化過程中融資需求的異質(zhì)性，使系統(tǒng)性負(fù)投資加劇，城鎮(zhèn)化推進(jìn)、產(chǎn)業(yè)升級亟待金融支持。
針對提高農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)的適配度，提出以下建議供參考：
（1）進(jìn)一步明確金融支持城鎮(zhèn)化的重點所在，優(yōu)先投入有限資源。研究顯示，推動城鎮(zhèn)化最重要的幾個因素依次是：農(nóng)業(yè)部門生產(chǎn)效率的提高、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與工業(yè)發(fā)展等，顯而易見的原因是，對于農(nóng)業(yè)的投入與扶持相關(guān)產(chǎn)業(yè)升級，可直接惠及農(nóng)民群體，有利于其生產(chǎn)模式的轉(zhuǎn)變、財富的積累。有理由相信，鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)、農(nóng)民創(chuàng)業(yè)企業(yè)、新型農(nóng)業(yè)企業(yè)等涉農(nóng)企業(yè)應(yīng)為現(xiàn)階段資金、政策扶持的重點對象。
（2）針對農(nóng)村金融結(jié)構(gòu)適配度的不足進(jìn)行優(yōu)化。首先是進(jìn)一步強(qiáng)化農(nóng)業(yè)政策性金融的綜合服務(wù)功能，逐步建立功能互補(bǔ)、分工合理的農(nóng)村政策性融資機(jī)制，增加政策性信貸業(yè)務(wù)種類，完善自然人聯(lián)合貸款制度，將發(fā)展高效農(nóng)業(yè)、農(nóng)村產(chǎn)業(yè)升級、農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項目作為重點扶持對象，同時，建立以政策性的小額信貸擔(dān)保服務(wù)公司為主，基層鄉(xiāng)鎮(zhèn)政府、村委會支持的小額信貸擔(dān)保體系；其次是針對農(nóng)村基層項目融資金額小、信息極端不對稱的特點，引導(dǎo)設(shè)立區(qū)域小型金融機(jī)構(gòu)（如村鎮(zhèn)銀行），彌補(bǔ)大型金融機(jī)構(gòu)不適配而非正規(guī)金融又缺乏監(jiān)管的不足；在此基礎(chǔ)上，正視非正規(guī)金融的作用，逐步完善農(nóng)村金融的監(jiān)管體系。
（3）完善各項配套政策與制度。在頂層法律、政策設(shè)計的框架下進(jìn)一步盤活集體所有土地的相關(guān)權(quán)利，使農(nóng)民能夠享受土地權(quán)利流轉(zhuǎn)帶來的福利，并可使用相關(guān)用益物權(quán)作為擔(dān)保；加強(qiáng)對農(nóng)民及相關(guān)企業(yè)的金融培訓(xùn)，將相關(guān)工作列為基層政府及政策性金融機(jī)構(gòu)的職責(zé)范疇，引導(dǎo)農(nóng)民群體逐步增強(qiáng)使用各種金融資源的意識與能力。
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基金項目：國家博士后基金特別資助項目（項目號：13T60206）。
