區域金融對區域經濟的影響

謝玲玲 許敏 劉瑩

【摘 要】 文章利用面板數據模型和誤差修正模型，以江蘇省為例對區域金融與區域經濟的相關性進行了實證分析。結果顯示江蘇省區域金融與區域經濟之間存在顯著的正相關關系，但蘇南、蘇中、蘇北區域金融對區域經濟產生了不同程度的影響。蘇南地區金融投資對經濟增長的貢獻率最低，而蘇北地區金融投資對經濟增長的貢獻率最高。只有重視這一區域差異化，才能在當前的金融體制改革中走得更穩更遠，實現國民經濟的可持續發展。

【關鍵詞】 區域金融； 區域經濟； 江蘇； 實證

一、引言

Goldsmith最早構建了衡量一國金融結構和金融發展水平的指標，其中最主要的是金融相關率（FIR），即金融總資產與GDP之比。Tobin將貨幣金融因素引入經濟增長的研究，強調了貨幣的價值儲藏功能，為現代貨幣理論的研究開辟了新天地。Mckinnon在研究發展中國家的金融抑制與金融深化時，認為“金融抑制”的存在嚴重阻礙了資本積累、技術進步與經濟增長，提出應實行較高的實際利率來提高人們儲蓄的積極性，抑制低效率的投資活動，消除金融抑制的作用。

我國對金融發展與經濟增長關系的研究始于20世紀90年代。談儒勇（1999）提出在中國金融中介體發展和經濟增長之間有顯著的正相關關系，股票市場發展和經濟增長之間有不顯著的負相關關系，金融中介體發展和股票市場發展之間有顯著的正相關關系。韓廷春（2001）在建立金融發展與經濟增長關聯機制計量模型的基礎上，運用中國經濟發展過程的有關數據對這一現象進行了經驗分析，得出主要結論：金融深化理論與利率政策必須與經濟發展過程相適應，不能單純追求金融發展與資本市場的數量擴張，應更加重視金融體系的效率與質量。歐向軍（2007）運用基尼系數和塞爾指數定量評價了改革開放以來江蘇省區域經濟差異總體水平與變化特征，結果表明市場發育程度、產業結構轉換和區域發展策略是造成江蘇省區域經濟差異擴大的最主要因素。

從金融發展理論創立之初到現在，已經取得了很大的理論和實踐的成果。但由于金融發展理論形成的時間不長，理論體系本身尚在不斷完善之中，因此它也存在很多缺陷和不足，這為我們的研究提供了廣闊的空間。本文把江蘇省分為蘇南（南京、蘇州、無錫、常州、鎮江），蘇中（南通、泰州、揚州）和蘇北（宿遷、連云港、淮安、鹽城、徐州）三個區域，通過對江蘇省面板數據的實證分析，來檢驗區域金融對區域經濟發展的影響，并針對結論提出了一些政策性建議。

二、實證分析

（一）樣本及數據的來源

根據數據的可得性，本文采集了江蘇省2000—2009年間13個地級市的130個樣本。國民生產總值、人均國民生產總值、年末存款和貸款等初始數據資料均來源于《江蘇統計年鑒》，各指標的本幣或外幣金額均按當年價格計算。

（二）變量選擇及檢驗模型

1.變量的選擇

區域經濟指標：經濟發展水平是區域在某一時期內創造財富或獲得財富的綜合能力，通常用經濟增長率、人均國民生產總值或國內生產總值來衡量。因此，本文選取了人均國民生產總值作為被解釋變量。

區域金融指標：由于江蘇省金融資產的統計數據不夠全面，無法直接用Goldsmith的指標，所以我們對金融相關率（FIR）做了適當變化。金融相關率（FIR）=金融資產總額（以存貸款加總作為衡量指標）/GDP，這個指標在某種意義上能反映金融發展的綜合水平。國內的許多學者，如謝平（1992），張杰（1995），周立、王子明（2002）在計算金融相關率時，也近似這樣計算。因此，本文選取了最常用的金融相關率作為解釋變量，見表1。

2.檢驗模型

在研究金融發展與經濟增長關系的文獻中，所用實證模型都大同小異。本文使用生產函數法Y=f（K，L）構建模型，建立以下實證模型：

LnY=α+β0lnX0

（三）實證檢驗及分析

1.描述性統計

用stata軟件對樣本數據進行統計分析，表2是江蘇省各個變量2000—2009年間的描述性統計特征。由表2可知，江蘇省各個地區人均GDP的平均值為22 829.47元，金融相關率的平均值為1.757291。但不同地區差距較大，2005年宿遷地區人均GDP最低為375.93元，2009年蘇州地區人均GDP最高達83 696.00元。同樣，不同地區的金融相關率也相差甚大。所以，本文將對蘇南、蘇中、蘇北地區分別進行實證檢驗。

2.實證檢驗過程

因為傳統混合數據的最小二乘估計方法存在很多缺點，所以我們使用面板數據（Panel Data）分析方法。面板數據是指對不同時刻的截面個體作連續觀測所得到的多維時間序列數據，所以面板數據模型能夠同時反映研究對象在時間和截面兩個維度上的變化規律，以及不同時間、不同單元的特性，能夠綜合利用樣本信息。相對于單純的時間序列模型或截面數據模型，面板數據模型增大了樣本容量，并提高了估計精度和參數估計的有效性，而且當解釋變量在時間和截面兩個方向同時變動時，減少了多重共線性的影響。

首先是對于固定效應模型、隨機效應模型和OLS混合模型的選擇；然后對固定效應模型進行異方差和序列相關檢驗，對隨機效應模型進行序列相關檢驗；最后用廣義線性模型對異方差和序列相關進行修正。

3.檢驗結果及分析

分別對蘇南、蘇中、蘇北地區數據進行回歸，得到以下結果，詳見圖1、圖2、圖3。

從以上回歸結果來看，三個地區金融相關率的P值在1%的顯著性水平下均顯著，區域金融指標對區域經濟指標均保持了良好的解釋力，模型的擬合度較高。但三個地區金融相關率對人均GDP的彈性系數各不相同。蘇南地區金融相關率對人均GDP的彈性系數為0.156306，即金融相關率每增加1個單位，人均GDP將增加0.156306個單位。蘇中地區金融相關率對人均GDP的彈性系數為1.342233，蘇北地區最高為1.571795。由此可見，江蘇三個區域的金融發展對經濟增長均產生了顯著的影響，但影響程度各不相同。

三、結論與建議

本文的研究結論為江蘇省區域金融與區域經濟之間存在顯著的正相關關系，這意味著金融發展可以促進經濟的發展，但區域金融對蘇南、蘇中和蘇北三個區域經濟的影響程度各不相同。（1）蘇南地區金融投資對經濟增長的貢獻率最低，造成這種現象的原因有很多，比如蘇南模式本質上是“政府超強干預模式”，鄉鎮政府主導鄉鎮企業的發展，政府的過多干預影響了其市場化的發展，使其金融指標對經濟指標的影響力變小。（2）蘇北地區金融投資對經濟增長的貢獻率最高，說明江蘇省應重點增加對蘇北地區金融建設的投資，但蘇北地區人均GDP遠低于蘇南地區，政府除了要增加金融建設的投資外，還需加快產業結構轉換和制定區域發展策略，這樣才能發揮蘇北區域優勢，加快蘇北地區的經濟發展。

在當前的金融體制改革中，如果忽視區域差異化這一現象，將會影響改革目標的實現，進而影響國民經濟的協調和可持續發展。對此，筆者提出以下幾點建議：

第一，各種金融政策的運用，必須以市場為導向，尊重其在區域經濟發展中的規律，在切實符合地方實際的前提下，采取適當的金融政策最大限度地為經濟的發展融通資金。進一步探索金融市場化道路，促進高質量的金融發展和持續穩健的經濟增長。

第二，一定時期內的高額存款只是經濟發展的一個必要條件，而存款能否以較低的成本轉化為有效益的投資，才是經濟持續快速發展的內在要求。所以我們在追求金融資產擴張的同時，更應該注重金融體系的效率。

第三，我國金融發展中存在較多的政府干預，這種干預在降低儲蓄和投資轉化效率的同時，也使得金融市場的資源配置功能不能完全發揮，影響了經濟增長的質量。政府應減少對金融市場的干預，逐步推行金融自由化，從而既能避免通貨膨脹，又不致引起經濟衰退。

【參考文獻】

［1］ 謝平.中國金融資產結構分析［J］.經濟研究，1992（11）：30-37.

［2］ 韓廷春.金融發展與經濟增長:經驗模型與政策分析［J］.世界經濟，2001（6）：3-9.

［3］ 歐向軍.基于區域分離系數的江蘇省區域經濟差異成因定量分析［J］.地理研究，2007（4）：693-704.

［4］ 周立，王子明.中國各地區金融發展與經濟增長實證分析:1978-2000［J］.金融研究，2002（10）：1-13.

［5］ 談儒勇.中國金融發展和經濟增長關系的實證研究［J］ 經濟研究，1999（10）：53-61.

［6］ 米建國，李建偉.我國金融發展與經濟增長關系的理論思考與實證分析［J］.管理世界，2002（4）：23-30.

［7］ 彭寶玉，李小建.金融與區域發展國際研究進展及啟示［J］.經濟地理，2010（1）：75-79.