地方中小金融機構支持縣域經濟發展的實證分析——以湖南省望城縣為例

馮湘勇,彭建剛

(湖南大學金融管理研究中心,金融與統計學院,湖南長沙 410079)＊

地方中小金融機構支持縣域經濟發展的實證分析
——以湖南省望城縣為例

馮湘勇,彭建剛

(湖南大學金融管理研究中心,金融與統計學院,湖南長沙 410079)＊

以湖南省望城縣為例,首先利用格蘭杰因果檢驗方法,從產業的角度分析地方中小金融機構對縣域經濟的支持作用;然后,在對柯布-道格拉斯生產函數模型作合理拓展的基礎上,將金融要素引入到該模型中,測算金融要素對地方經濟增長的貢獻。實證分析結果表明,中小金融機構對縣域經濟具有重要的推動作用。

地方中小金融機構;縣域經濟發展;金融要素貢獻

一、引言

截至到2009年底,我國縣域經濟的地區生產總值達15.05萬億元,占全國 GDP的50.05%,縣域內人口總數達9.31億,占全國總人口的70.10%,從經濟總量和人口總量上看,縣域經濟在國民經濟發展中起著舉足輕重的作用。然而,我國的縣域金融發展相對滯后,截至2007年末,全國人均貸款為20 034.02元,非農地區人均貸款為34 945.15元,而農村地區人均貸款僅為7 863.5元;農村地區主要集中在縣域,農村地區人均貸款與非農地區人均貸款如此懸殊,說明縣域金融亟待發展。

目前,我國縣域金融體系中有大型金融機構與中小金融機構兩類。地方中小金融機構對縣域經濟發展是否存在明顯的支持作用,對經濟增長的貢獻有多大,對其進行深入研究是十分必要的。這一研究有助于為地方金融機構進行正確的功能定位,有助于為地方中小金融機構發展的政策支持提供理論依據。

本文以湖南省望城縣為考察對象,運用相關的數據、數學模型和計量方法,分別考察地方中小金融機構和大型金融機構在縣域經濟發展中的作用,論證地方中小金融機構對縣域經濟發展的貢獻。

二、望城縣經濟與金融發展狀況

(一)經濟發展狀況

望城縣在過去十幾年經歷了一個經濟高速增長的過程,國內生產總值從1996年的約36.2億元人民幣增長到2008年的約194.09億元,在13年間增長了近5.36倍。望城縣經濟增長的過程也是一個產業結構調整的過程,第一產業產值從1996年的11.47億元增加到2008年的28.22億元,占 GDP的比重從31.7%降至14.54%;第二產業產值從1996年的14.76億元增加到2008年的122.57億元,占GDP的比重從40.77%增長至63.15%,占GDP的比重增加了22.38個百分點;第三產業產值從1996年的9.95億元增加到2008年的43.3億元,占GDP的比重從27.5%降至22.31%。第二產業的快速發展使望城縣由過去農業為主的縣改變為今天以工業為主的縣,成為全國百強縣之一。

(二)金融發展狀況

總體而言,十多年來望城縣農村信用社的貸款業務一直呈穩定的增長狀態。雖然同期國有商業銀行在望城縣的貸款業務也呈上升的趨勢,但增長的幅度低于農村信用社,且曾有一段時期呈下降的態勢,見圖2。貸款業務下降是因為當時幾家大型國有商業銀行撤并該縣營業網點。近幾年,隨著國有商業銀行在縣域恢復業務,大型銀行營業網點有所增加,存貸款余額有所回升。例如國有商業銀行的存貸款2006年分別達到26.18億元和13.17億元,但是仍低于農村信用社當年的28.7億元和18.88億元。與國有商業銀行相比較,農村信用社一直在與縣域經濟同步發展。從1996年到現在,農村信用社的營業網點一直不斷增加,存貸款余額不斷增長,從1996年到2006年分別增長了3.53倍和3.42倍,存貸比平均值為65%。

圖1 望城縣國內生產總值結構

圖2 望城縣主要金融機構貸款情況

三、地方中小金融機構支持縣域經濟發展:因果關系分析

地方中小金融機構對望城縣經濟發展的支持作用是如何體現的,與大型金融機構的支持作用有何區別,以下運用格蘭杰因果檢驗方法進行檢驗。

(一)數據選取

選取第一產業生產總值和第二、三產業生產總值作為反映縣域經濟發展水平的兩個變量,并采用CPI指標對第一產業生產總值和第二、三產業生產總值進行價格平整,選取農村信用社貸款余額和國有商業銀行貸款余額作為反映金融機構對縣域經濟支持的兩個變量,上述四個變量分別用 GD P1, GD P2,3,N XS,GYY H表示。通過這四個變量和在望城縣采集的數據,運用格蘭杰因果檢驗方法分析該縣第一產業生產總值和第二、三產業生產總值分別與農村信用社貸款余額、國有商業銀行貸款余額的內在關系。

(二)變量的平穩性檢驗

由于采用格蘭杰因果檢驗方法來研究各變量之間的關系,因此,在格蘭杰因果檢驗之前需要對各變量進行單位根檢驗,本文采用ADF檢驗法來檢驗變量的平穩性。平穩性檢驗結果如表1。

由表 1可知,在 5%的顯著性水平下,變量GD P1,GD P2,3,N XS,GYY H均是二階單整序列,表示可以對其進行協整檢驗。

(三)協整檢驗

由于四個變量是同階單整序列,對其作協整檢驗可以確定它們之間是否存在長期穩定的比例關系。本文使用Jonhansen檢驗法進行協整檢驗。

1.N XS與GD P1之間的Jonhansen檢驗。由表2可以看出,在5%的顯著性水平下,原假設均被拒絕,所以,可以確定變量 N XS與變量GD P1之間存在兩個協整關系,即它們是協整的。

表1 各變量平穩性檢驗結果

2.N XS與GD P2,3之間的Jonhansen檢驗。由表3可以看出,在5%的顯著性水平下,原假設均被拒絕,所以,可確定變量 N XS與變量GD P2,3之間存在兩個協整關系,即它們是協整的。

3.GYY H與 GD P1之間的Jonhansen檢驗。由表4可以看出,在5%的顯著性水平下,原假設均被拒絕,所以,可確定變量 GYY H與變量GD P1之間存在兩個協整關系,即它們是協整的。

表2 NXS與GDP1之間的Jonhansen協整檢驗結果

表3 NXS與GDP2,3之間的Jonhansen協整檢驗結果

4.GYY H與 GD P2,3之間的Jonhansen檢驗。由表5可以看出,在5%的顯著性水平下,原假設均被拒絕,所以,可確定變量 GYY H與變量GD P2,3之間存在兩個協整關系,即它們是協整的。

表4 GYYH與GDP1之間的Jonhansen協整檢驗結果

表5 GYYH與GDP2,3之間的Jonhansen協整檢驗結果

綜上所述,農村信用社貸款余額與第一產業生產總值之間及與第二、三產業生產總值之間都存在長期協整關系。國有商業銀行貸款余額與第一產業生產總值之間及與第二、三產業生產總值之間也存在長期協整關系。

(四)Granger因果檢驗

雖然已論證望城縣第一產業生產總值和第二、三產業生產總值分別與該縣農村信用社貸款余額、國有商業銀行貸款余額之間都存在協整關系,但是尚未判斷這些變量之間是否存在因果關系。下面我們分別對 GD P1,GD P2 3,N XS,GYY H四個變量作Granger因果檢驗。格蘭杰因果檢驗結果如表6。

表6 G ranger因果檢驗結果

從表6可以看到,農村信用社貸款余額與第一產業生產總值存在因果關系(原假設的相伴概率為0.087),信用社貸款余額與第二、三產業生產總值存在一定的因果關系(原假設的相伴概率為0.2602);國有商業銀行貸款余額與第二、三產業生產總值存在因果關系(原假設的相伴概率為0.0621),國有商業銀行貸款余額與第一產業生產總值不存在明顯的因果關系(原假設的相伴概率為0.5997)。由此可以作出判斷,望城縣農村信用社對第一產業發展的支持作用明顯,對第二、三產業發展的支持作用不明顯;國有商業銀行對第一產業發展的支持作用不明顯,對第二、三產業發展的支持作用明顯。由此,可以得出以下結論:與國有商業銀行相比較,農村信用社(地方中小金融機構)對望城縣農業經濟的支持作用更大。

四、地方中小金融機構支持縣域經濟發展:基于柯布-道格拉斯生產函數的計量分析

下面從金融對經濟貢獻的角度分析地方中小金融機構對望城縣經濟發展的作用。首先,對柯布-道格拉斯生產函數進行合理的拓展,將金融要素引入到這一模型中,然后,運用望城縣的相關數據進行測算,比較地方中小金融機構和大型金融機構對該縣經濟增長的貢獻。

(一)對柯布-道格拉斯生產函數的拓展

柯布-道格拉斯生產函數的一般形式如下:

其中Y為總產出;L為投入的勞動量;K為投入的資本量;A(t)為技術水平,是一與時間相關的變量;α為勞動彈性;β為資本彈性。

金融要素最基本的職能是充當資金流通的媒介,通過資金調節和資金流動,推動經濟實體的生產與經營。金融要素在經濟增長中所起的作用與勞動要素和資本要素有著本質的不同,金融要素是通過資金的調節和流動整合各種資源,激活各種生產要素,從而推動經濟增長。可以說,科學技術是第一生產力,而金融是第一推動力。從生產函數的角度來說,金融要素的這種作用體現為生產函數中的乘數(或為系數),與科學技術的作用在生產函數中體現為乘數(或為系數)一樣。這一系數的大小是與金融的業務發展水平直接相關,金融的業務發展水平越高,其資本配置效率越高,則其對經濟增長的推動作用越強。目前,地方中小銀行業機構和大型銀行業機構是縣域金融體系的兩個主要組成部分,它們的信貸融資水平對縣域經濟的生產和經營發生重要作用。基于以上分析,將柯布-道格拉斯生產函數式(1)拓展為下面的形式:

其中 Y為總產出;A(t)為技術水平;F1(t)為地方中小金融機構的信貸融資水平;F2(t)為大型金融機構的信貸融資水平,它們都是與時間有關的變量; L為投入的勞動量;K為投入的資本量。

為了便于考察望城縣地方中小金融機構和大型金融機構對地方經濟的貢獻,假設:

其中:

LOA NS為望城縣農村信用社貸款余額,LOA NB為望城縣國有商業銀行貸款余額,GD P為國內生產總值。式(5)和式(6)是貸款相關比率,它可以反映在資金配給方面銀行業機構在地方經濟中的活躍程度和積極作用,可以分別反映望城縣農村信用社和望城縣國有商業銀行的融資水平。式(3)和式(4)采用指數形式是為了便于對拓展后的生產函數進行估計。將式(3)～(6)代入式(2),拓展后的柯布-道格拉斯生產函數即可表示為:

(二)拓展后的柯布-道格拉斯生產函數的參數估計與檢驗

1.數據的獲取。通過望城縣統計局和人民銀行望城縣支行獲得該縣1996～2008年的相關數據。總產出Y為望城縣按當年價格計算的國內生產總值(GDP),勞動要素L的投入量為望城縣當年的就業人數,資本要素 K的投入量為望城縣按當年價格計算的全社會固定資產投資額,S為望城縣農村信用社貸款余額占國內生產總值的比例,B為望城縣國有商業銀行貸款余額占國內生產總值的比例。

2.參數估計。為了估計式(7),對其兩邊取對數得:

將式(5)、式(6)帶入式(8)整理得:

使用Eviews6.0軟件,采用最小二乘法對式(9)進行估計,得到了殘差序列,對其進行White異方差檢驗,結果發現殘差序列存在顯著的異方差性(為了節省篇幅,具體檢驗過程從略)。為了消除異方差性,采用加權最小二乘法(weighted least square,WLS)對式(9)重新估計,其中用殘差序列的絕對值的倒數序列作為加權序列ωi,得到以下估計結果:

注:＊表示在10%置信水平下顯著。

3.模型檢驗。R2=0.9999,非常接近于1,說明擬合優度非常好;F統計量在10%的置信水平下顯著,表明因變量L n(GD P)對自變量有顯著的線性關系,即回歸方程是顯著的;D.W.=2.27,表明不存在序列相關性;所有自變量都通過了t檢驗,即各變量是顯著的。以上模型檢驗結果表明,關于柯布-道格拉斯生產函數的拓展的假設是合理的。

(三)確定金融機構信貸融資水平對地方經濟增長貢獻的方法

在式(10)的基礎上,分別考察農村信用社信貸融資水平和國有商業銀行信貸融資水平對望城縣GDP增長的貢獻。

對式(9)兩邊求導得:

式(11)也可寫為:

其中 Gy,GA,Gl,Gk,GLS,GLB分別為 GDP、技術水平、勞動量、資本量、農村信用社貸款余額、國有商業銀行貸款余額的增長率。

對式(12)兩邊同除Gy,得:

定義:

EA,ES,EB,El,Ek分別是技術進步水平、農村信用社信貸融資水平、國有商業銀行信貸融資水平、勞動力投入量、資本投入量對GDP增長的各年貢獻。

通過分別計算農村信用社和國有商業銀行貸款的平均增長率,還可分別求得其平均貢獻。平均增長率計算公式如下:

(四)望城縣各要素對經濟增長的貢獻分析

運用式(10)中的各參數α3/(1+α3+α4), α4/(1+α3+α4)及式(14)、式(15)、式(20)及式(21),具體測算農村信用社和國有商業銀行的信貸投入對望城縣 GDP增長的各年貢獻及在1997～2008年的平均貢獻(見表7)。

表7 生產函數中金融要素對望城縣G DP增長的各年貢獻

從表7可以看出,在1997～2008年,望城縣農信社信貸投入對GDP增長的貢獻只有2年為負,且僅有1年的負貢獻較高,而望城縣國有商業銀行信貸投入對GDP增長的貢獻有3年為負,且負貢獻均在兩位數以上,這是因為國有商業銀行在這幾年從縣域撤點的緣故。本文是從增長的角度來考察各要素的貢獻,所以,農信社的信貸投入和國有商業銀行的信貸投入對GDP增長的貢獻各有正負。圖2已顯示,從2000年開始,望城縣農信社的信貸投入就一直超出了望城縣國有商業銀行的信貸投入,且其超出額越來越大。故從平均貢獻的角度來看,農信社對GDP增長的平均貢獻應當更大一些。

計算望城縣農村信用社和國有商業銀行對該縣GDP增長的平均貢獻需要分別計算這兩類金融機構信貸投入的平均增長率。在1996～2008年間,望城縣的GDP、農村信用社貸款余額、國有商業銀行貸款余額的平均增長率分別為:

將上述結果代入式(20)和式(21),得出農村信用社信貸投入和國有商業銀行信貸投入對望城縣GDP增長的平均貢獻為:

從計算結果來看,1997～2008年,望城縣農村信用社對該縣GDP增長的貢獻遠大于該縣的國有商業銀行。這些數據的數值與生產函數中的其他生產要素的貢獻相比較,看起來并不是很大,但這些數據強調的是金融機構融資水平對GDP的乘數作用。實際上,金融機構的信貸投入還通過 K和L乃至技術水平變量A發揮了作用。例如,對望城縣各年固定資產投資額與望城縣金融機構貸款余額、農村信用社貸款余額及國有商業銀行貸款余額作相關性分析可知,固定資產投資額與望城縣貸款余額存在明顯的相關關系,相關系數為0.958;固定資產投資額與農村信用社貸款余額的相關關系更為明顯,相關系數為0.968。

這一部分的實證結果進一步強化了利用格蘭杰因果檢驗方法得出的結論,農村信用社(地方中小金融機構)不僅對望城縣農業經濟的支持作用更大,而且對望城縣經濟具有重要的推動作用,其對經濟增長的貢獻超過了國有商業銀行(大型金融機構)。

五、結論

在發展水平上,望城縣經濟狀況整體表現很好,全縣生產總值遠高于全國縣域平均水平。在地理位置上,長株潭城市圈的經濟發展對其有較強的輻射和帶動作用。望城縣既有良好的經濟基礎,又有地域優勢,使其吸引金融資源的能力,特別是吸引大型金融機構金融資源的能力強于湖南省的大部分縣(市),也強于全國大部分縣(市)。從實證分析結果看,望城縣農村信用社對縣域經濟發展支撐作用很大,明顯強于國有商業銀行,這說明地方中小金融機構對縣域經濟的推動作用不可忽視。可見,在目前發展階段,在全國大部分縣(市),地方中小金融機構對縣域經濟增長的貢獻要強于國有大型金融機構,國家應繼續支持地方中小金融機構的發展,完善相關的支持政策,鼓勵縣域的地方中小金融機構扎根于當地與縣域經濟共同發展。

[1]周鴻衛,李思維,馮湘勇.論我國西部地區金融的發展:和諧金融視角的分析[J].財經理論與實踐,2007,(2):47-51.

[2]中國人民銀行農村金融服務研究小組.中國農村金融服務報告[OL].2008:www.pbc.gov.cn.

[3]吳元波,王晟.我國中小企業融資現狀問題與對策分析[J].貴州財經學院學報,2008,(1):38-42.

[4]尹成遠,任鵬充,陳偉華.農村小額保險與小額信貸結合發展及其模式探討[J].現代財經,2010,(3):22-26.

[5]金鵬輝.中國農村金融三十年改革發展的內在邏輯——以農村信用社改革為例[J].金融研究,2008(10):61-77.

Significance of Local Financial Institution to the Economic Development of County Region:Evidence from Wangcheng County

FENG Xiang-yong,PENGJian-gang

(Research Centre of Financial Management,College of Finance and Statistics, Hunan University,Changsha,Hunan 410079,China)

Taking wangcheng county’s industrial development as an example,the supporting effects from local small and medium financial institutions to county economic growth have been researched by Granger causality test.By developing a Cobb-Douglas production function model with financial factors,the contribution to economic growth has been calculated.The results show that the local small and medium financial institutions have played an important supporting role to county’s economic growth.

Local Small and Medium Financial Institution;County Economic Growth;Financial Factors;Contribution

F830.6 文獻標識碼: A 文章編號:1003-7217(2010)06-0026-07

2010-07-08;

2010-08-23

國家社會科學基金重點項目(04AJ Y007),中國人民銀行長沙中心支行2009年重點項目

馮湘勇(1977—),男,湖南永州人,湖南大學金融與統計學院博士研究生,研究方向:金融管理;彭建剛(1955—),男,湖南長沙人,經濟學博士,湖南大學金融管理研究中心、金融與統計學院教授、博士生導師,研究方向:金融管理。

(責任編輯:寧曉青)