區域金融穩健發展與經濟增長的相關性研究

●施碧琦

區域金融穩健發展與經濟增長的相關性研究

●施碧琦

長三角城市群是我國經濟最為發達、最具競爭力的地區之一，在金融發展對經濟增長的作用日益凸顯的背景下，長三角城市群要保持持續快速的經濟增長，金融業的穩健發展至關重要。文章基于金融發展的相關理論，運用計量經濟學的方法，研究長三角城市群金融穩健發展對區域經濟增長的影響，提出促進長三角城市群金融穩健發展的相關建議。

區域經濟 穩定發展 經濟增長 相關性 政策 建議

本文借助于計量經濟學的分析方法和工具，分別從金融中介（商業銀行）、金融市場兩個方面來衡量金融穩健發展對經濟增長的影響，也為進一步深入研究長三角城市群地區經濟金融發展提供參考。

一、衡量指標的選擇

1.區域經濟增長指標。通常使用國內生產總值(GDP)來衡量一個地區的經濟增長，故本文選用長三角GDP，用Y表示。

2.區域金融穩健發展指標。考慮到長三角城市群地區的實際情況以及數據的可得性，本文從金融中介(商業銀行)、金融市場兩個方面分別加以闡述，來衡量長三角城市群金融市場穩健發展的狀況。

（1）金融中介（商業銀行）。通常用金融相關比率（FIR）作為考察金融中介發展水平對經濟發展貢獻的主要標準。FIR比值越大，一國或地區的金融結構的總體水平越高，經濟金融化的程度也就越高。相反，比值越小，經濟金融化的程度就越低。本文用金融機構存貸款總額／GDP的比來衡量金融中介的發展狀況，選用長三角金融機構存貸款總額作為變量，記為X1。

（2）金融市場。金融市場的發展程度可用金融效率來衡量，該指標衡量的是金融機構資金投放和運用的效率，用金融機構對商業企業的貸款／GDP來計算。本文選取金融機構對商業企業的貸款作為變量，記為X2。

二、計量檢驗的方法及理論模型

1.格蘭杰因果關系檢驗。從區域金融與區域經濟增長的長期均衡關系中，我們不能得出兩者誰是誰的因、誰是誰的果，因此有必要進行格蘭杰因果檢驗，確定區域金融與區域經濟增長之間是否存在因果關系。格蘭杰檢驗思路是，用當前的Y對Y的若干期滯后及X的若干期滯后回歸，然后檢驗X的這些滯后變量作為一個整體是否改善了回歸結果，如果回答是肯定的，則X被稱為Y的格蘭杰原因。

對于時間序列，要檢驗X是否為Y的原因，可以構造以下兩個模型：

注：其中m、k均為正數，ωi、μi均為隨機擾動項

如果對于所有j=1,2，．．．k都有βj=0，則變量Xt不會引起變量Yt的變化，兩者之間不存在因果關系，反之則存在因果關系。

基于此，如果區域金融變量是經濟增長的格蘭杰原因，說明金融穩健發展在區域經濟增長中發揮著積極的作用，那么有理由去采取加快金融穩健發展的措施以進一步提升經濟增長。

2.多元線性回歸模型。現實中，一種現象常常是與多個因素相聯系的，因此，區域經濟增長與金融中介和金融市場有關。可以構造如下多元線性回歸模型：

三、樣本數據的來源及解釋

X1：長三角金融機構存貸款總額；

X2：長三角金融機構對商業企業的貸款；

Y：長三角GDP。

本文所需數據主要來自于《中國統計年鑒》、《江蘇統計年鑒》、《上海統計年鑒》、《浙江統計年鑒》，《新中國六十年統計資料匯編》（1979—2009）

四、計量研究分析過程

1.格蘭杰因果關系檢驗。根據上面介紹的格蘭杰因果關系檢驗基本原理，結合表1數據，運用EViews軟件，進行實證分析，下面是進行格蘭杰因果關系檢驗的結果：

假設H。：Y=0，如果拒絕零假設則意味著金融穩健發展是經濟增長的長期動因；反之，則意味著金融穩健發展與經濟增長之間呈現弱相關。表中的顯著性水平表示接受零假設的概率，數值越小，說明變量間存在的因果關系越明顯。

由表中檢驗結果可知，當滯后五期的情況時，在10%顯著水平下，接受“X1不是Y的格蘭杰原因"的假設，其正確的概率為0.01325，小于10%，X1與Y因果關系明顯，可認為X1是Y的格蘭杰原因。同理，Y是X1的格蘭杰原因。因此，金融機構存貸款總額是引起GDP變化的格蘭杰原因，同時GDP的變化也是存貸款總額變動的格蘭杰原因。

由表中檢驗結果可知，當滯后五期的情況時，在10%顯著水平下，接受“X2不是Y的格蘭杰原因"的假設，其正確的概率為0.06058，小于10%，X2與Y的因果關系明顯，可認為X2是Y的格蘭杰原因。同理，Y是X2的格蘭杰原因。因此，商業貸款是引起GDP變化的格蘭杰原因，同時GDP的變化也是商業貸款變動的格蘭杰原因。

表1 X1、X2、Y（1978—2008）數據

通過格蘭杰因果關系檢驗，可知金融變量在區域經濟增長中發揮著積極的作用，主要由金融中介和金融市場組成的金融發展體系是經濟增長的長期原因。

X1與Y的格蘭杰因果關系檢驗

2.多元線性回歸模型。通過運用EViews軟件，對表1的數據進行回歸分析，回歸后的Durbin-Watson系數顯示X1與X2存在自相關，故通過Newey-West進行了修正，下圖就為修正后的數據：

x2與Y的格蘭杰因果檢驗

回歸結果顯示：X1和X2的P值說明X1、X2對Y有顯著的影響力，即X1與X2對Y起促進作用；另外，從統計角度看，X1、X2的系數顯著，且X2對Y的影響力大于X1對Y的影響力。即經濟增長跟金融中介及商業貸款有關，且關系密切；增加1億元的商業貸款，能使經濟增加大約2.4億元。

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通過線性回歸模型發現，金融中介以及商業貸款在經濟增長中起了很重要的作用，采取加快金融穩健發展的措施以進一步提升經濟增長勢在必行。

五、長三角城市群金融穩健發展促進經濟增長的政策建議

本文以分析1978—2008年的數據為基礎，對長三角城市群中金融穩健發展對經濟增長的作用進行了實證研究。通過研究后得出以下相關建議：

1.提高金融中介在資金轉化中的效率。金融相關比率由金融機構存貸款余額之和與實際GDP的比值構成。當金融機構資產充足時，可以為生產投資提供融資，從而使得企業提高產出，在一定程度上可以促進經濟的增長。通過格蘭杰因果檢驗可知，金融機構的存貸款額會影響經濟增長，且對其起促進作用；在回歸模型中可知，每增加1億元的存貸款額，會使經濟大約增長0.32億元。因此，要提高金融中介在資金轉化中的效率。首先要加快金融電子化建設步伐，不斷提高長三角地區金融業的業務處理能力和運作效率，降低成本，提高存款利率和降低貸款利率，拓展存貸款，提高金融服務業增加值對經濟增長促進作用。

2.加強區域間金融合作。央行在長三角地區設立了上海總部和南京分行，而長三角地區各商業銀行則有各省市的同級分行領導，使得信息呈現割裂狀態，為金融機構間的相互合作設置了障礙。國有銀行管理體制實行垂直管理，從總行到分行再到支行，層層制定資產負債比例等經營性指標，當地吸收的資金只能在當地放貸。從分析相關存貸款數據可知，江浙的資金供求是存在供給缺口的；相反，上海經濟發展程度較高，金融機構資產除滿足生產投資外還有盈余，金融機構資金閑置，使得資金難以實現優化配置。

因此，加強長三角地區的金融聯動，形成區域金融協調穩健發展的新格局，以提高整個長三角地區的競爭能力。在長三角城市群區域內，建立社會、經濟、政治、文化等領域的合作與資源共享平臺，打破行政區域之間的行政壁壘，使行政區經濟走向經濟區經濟。各級政府應制定更加優惠的政策，提供優質方便的服務，增強區域性金融中心的集聚效應。另外，通過建立現代市場金融體制，發揮金融體系的作用，有效聚集和吸引區域貨幣資金，提高金融資源在相應區域內的配置效率，促進區域金融合作，以區域金融的穩健發展推動長三角城市群地區的經濟增長和產業結構升級。

[1] 王云帆.長三角大懸念[M].浙江人民出版社，2008

[2] 選定溫州——溫州金融改革風云[M].紅旗出版社，2013

（作者單位：農行浙江臨海市支行 浙江臨海 317000）

（責編：李雪）

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1004-4914（2014）02-174-02