金融發展、對外開放與經濟增長的關系研究——基于江蘇省市級數據的面板VAR分析

○張曉燕

（1、鹽城師范學院商學院 江蘇 鹽城 224051 2、鹽城市金融研究院 江蘇 鹽城 224051）

經濟增長是一個國家或地區經濟運行的基本目標，體現了經濟發展的實力。在經濟增長的過程中，對外開放程度決定了經濟增長的速度，而區域金融的參與是必不可少的，其對動經濟增長有深遠意義，金融規模的擴大、金融機構的不斷優化、金融體系的日趨完善及金融效率的提高，不僅能夠調節金融資源的流向，對區域生產要素進行合理分配，還能提高金融資源的使用效率，從而實現區域產業結構優化升級，帶動區域經濟可持續發展。

一、文獻綜述

關于金融發展與經濟增長之間的研究，最早可追溯到18世紀90年代的英國“金融革命”和資本市場對工業革命之間的支撐作用。隨著金融經濟學理論的進一步發展，國內外學者從不同角度探索金融發展與經濟增長之間的關系。目前，現有研究大都表明金融發展與經濟增長具有很強的關聯性，主要存在三種典型的關系：一是“需求引導”型關系，即金融發展顯著促進了經濟發展。Levine在1997年最早提出了金融通過其自身的五大功能來促進經濟的增長。DaRinffamp;Thomas（2002）認為金融通過促進新興產業發展、促進產業結構優化這一渠道帶動了區域經濟發展。RiadhAlouietal（2011）通過研究發現，企業融資與金融信貸市場正相關，而與股權市場負相關。陳剛等（2006）利用我國省級面板數據進行實證研究時，指出金融發展對經濟增長的促進作用顯著，但未發現金融與經濟之間的良性互動作用。陸靜（2012）在研究存在金融中介的條件下經濟增長路徑時，運用中國省級面板數據進行實證研究，結果表明金融發展對經濟增長的正向推動作用顯著。二是“需求跟隨”型關系，即經濟增長會帶動金融行業的快速成長。Patrick（1966）指出相對于經濟增長，金融發展附屬于經濟增長。當經濟增長時，對金融服務的需求會不斷增長，從而引致金融發展。武志（2010）通過實證研究得出結論：金融發展對經濟增長具有顯著的正向作用，而經濟增長引致了金融發展的內在潛質。三是“相互促進”型關系，即金融發展與經濟增長相互促進。Harrisonetal（2004）運用理論模型證實了金融發展與經濟增長之間的雙向促進關系，經濟增長通過其“深化”的效果，降低了金融中介的成本，帶動金融行業發展，而在經濟增長過程中金融發展又為其提供了源源不斷的支持。冉光和等（2006）指出我國金融發展與經濟增長的關系具有區域差異，西部地區金融發展與經濟增長之間具有單向長期因果關系，短期因果關系不顯著，而東部地區金融發展與經濟增長之間具有顯著的雙向長期因果關系和雙向短期因果關系。

二、模型設定與指標選取

1、模型設定

本文采用1999—2013年江蘇省13個地級市的面板數據來研究金融發展、對外開放對經濟增長的影響。在區域維度上，江蘇省的行政區域包括南京、無錫、常州、蘇州、鎮江、南通、揚州、泰州、徐州、連云港、淮安、鹽城及宿遷。由于1996年泰州和宿遷才組建成為地級市，為保證研究數據的連貫性，選取的時間跨度為1999—2013年。

為研究江蘇省金融發展、對外開放與經濟增長間的內在聯系，本文在各市面板數據的基礎上，設定如下一階面板VAR方程：

模型（1）中yit為經濟增長（EDY）、金融發展（FIN）、對外開放（OPE）三個變量的向量，為反映市級層面的固定效應，αi表示個體的異質性，γt表示年度效應向量，μit為隨機擾動項。

2、指標選取

經濟增長（EDY）描述一個地區經濟發展所處的階段，一般用GDP總量或人均GDP指標進行衡量，本文借鑒黃茂興和李軍（2009）的做法，采用各轄市GDP總量來作為經濟增長的代理指標，用1999年的不變價格對各年產出進行縮減。金融發展（FIN）水平的衡量本文采用金融機構年末貸款總額/GDP來表示。對外開放（OPE）由各市進出口總額與地區生產總值的比值表示。

本文運用的面板數據均來自歷年《江蘇統計年鑒》，涉及相關數據的收集和整理運用Excel軟件完成，而全部的實證分析和檢驗過程運用stata12.0軟件完成。

三、實證檢驗與結果分析

1、面板單位根檢驗

在面板數據中，可能存在同質或異質單位根，因此，為了避免出現偽回歸現象，需對各變量進行平穩性檢驗，這樣才能保證模型估計的準確性。本文采用LLC方法完成面板單位根檢驗。結果顯示，各變量的水平值均未顯著通過檢驗，即各變量的水平值均為非平穩序列，而一階差分序列均在5%水平下通過了檢驗，因此，各變量為一階單整過程。

2、面板VAR模型GMM估計

為了檢驗相關變量之間的回歸關系，先要進行面板廣義矩估計。本文運用截面均值差分來去掉年效應，使用向前均值差分來消除個體效應。估計結果如表1所示。

表1 面板VAR模型GMM估計結果

從表1的估計結果可以發現，在經濟增長（EDY）作為依賴變量時，EDY滯后一期和二期對自身的影響是正向的，系數分別為1.658和0.691，均通過了1%的顯著性檢驗，說明江蘇省的經濟增長存在嚴重的路徑依賴；滯后一期和二期的金融發展（FIN）系數均通過5%水平下的顯著性檢驗，且符號相反，說明在不同滯后期中江蘇省區域金融發展對經濟增長既存在正向促進作用，也存在反向抑制作用，原因可能是在滯后一期時金融發展為經濟增長提供了大量的資本，因而能夠對經濟增長起到促進作用，但金融體系與實體經濟結構不匹配的現象依然存在，尤其是在蘇北欠發達地區更為明顯，多層次金融服務體系不完善，導致中小企業發展緩慢，因而金融發展對經濟增長的持續性有限，甚至呈現負效應；對外開放（OPE）滯后一期時對經濟增長（EDY）的影響是顯著的正向促進作用，系數為0.017，即對外開放程度每提高1%，經濟增長提高0.017%，而滯后二期的對外開放對經濟增長無顯著影響，且其系數未通過顯著性檢驗。

四、研究結論與政策建議

本文基于1999—2013年江蘇省13個地級市的相關數據，運用面板單位根和面板VAR模型對江蘇省金融發展與經濟增長的關系進行了實證分析，研究結果發現：第一，經濟增長滯后一期和二期對自身的影響是正向的，表明江蘇省的經濟增長存在嚴重的路徑依賴；第二，金融發展在不同滯后期中對經濟增長既存在正向促進作用，也存在反向抑制作用，滯后一期的金融發展能夠對經濟增長起到促進作用，但隨著時間推移，金融發展對經濟增長產生負向效應；第三，滯后一期的對外開放對經濟增長的促進作用顯著，而滯后兩期時對經濟增長的作用不明顯。

基于本文的研究結論，提出以下政策建議：第一，加快金融體制改革，建立多層次金融服務體系。一方面要充分發揮銀行等金融中介機構的信息優勢，合理引導信貸資金流向高新技術產業，推動產業轉型升級，同時鼓勵各地區根據自身產業優勢制定合理的金融政策；另一方面要大力發展多層次資本市場，做大創業板市場，為高科技高風險產業提供暢通的融資渠道，從而引導市場在資源配置中發揮基礎作用。第二，繼續深化經濟體制改革，打破區域及行業間的壁壘，鼓勵資本、技術、勞動等要素資源向蘇北欠發達地區流動，同時要建立健全全省各個地區金融體系與產業之間協調發展的機制。第三，加大對科技型龍頭企業的金融支持力度，鼓勵企業不斷“走出去”，擴大對外開放程度。

[1]陳剛、尹希果、潘楊：中國金融發展、分稅制改革與經濟增長[J].金融研究，2006（2）.