金融发展与江西经济增长实证分析.docx
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金融发展与江西经济增长实证分析
3金融发展与江西经济增长：
实证分析
根据已有的研究可以发现，金融相关性指标与经济增长之间存在的相关关系非常显著，金融业的有效运行有利于提高经济发展的质量。
本章采用多元回归分析、协整分析和Granger因果检验等方法对江西金融发展与经济发展的关系进行实证研究。
总的来说，经济发展水平与金融业的发展水平呈比较显著的正相关关系。
提升一个地区的金融业的发展水平，有利于该地区经济的长期增长，如果金融业发展水平低下，那么将制约该地区的经济发展。
因此，推动地方金融业发展，有利于提高经济增长的速度和质量。
3.1金融发展与江西经济增长的定量分析
3.1.1国内外文献回顾
在理论研究方面，国外的学者比较早地对金融发展与经济增长之间的关系进行了研究，得出了很多成果。
1912年，熊彼特[1]指出一家高效的银行，通过识别并向那些拥有高生产率的创新型企业提供融资能有效地促进技术创新。
1966年它大型工业项目提供资本流动大大的促进了了经济增长。
大的促进作用，帕特里克[2]提出著名的帕特里克假说，他根据国家的发展水平的差异提出了具体的假说，他认为在发展中国家,金融发展是占主导地位的，它推动着经济的增长，而在发达国家，占主导地位的是经济增长，金融发展是需求跟随型的，它伴随着经济增长而增长。
1969年，希克斯[3]分析了英国在工业革命时期金融对经济发展的关系，他认为金融机构的帮助对革命期间的促进经济水平的发展起到了至关重要的作用，往往大型工业项目在早起都面临着资金不足的困境，这时得到金融机构的帮助，对整个社会的经济发展都有很大的促进作用。
同年，雷蒙德·戈德史密斯[4]对这方面的研究提出了创造性的观点。
他根据各国的实际情况进行实证分析，得出金融业的发展与经济增长水平之间存在着非常显著的相关性，这为金融发展与经济增长的实证研究奠定了理论基础。
但是，根据这一研究，并不能完全确定金融发展与经济增长之间存在的具体的因果关系。
因此19世纪80年代，有大量的经济学家在金融发展与经济增长之间的因果关系的研究当中做了一系列的实证分析，旨在得出其中存在的因果关系，并提供相关的政策和建议。
这部分研究与琼·罗宾逊[5]在1952年提出的金融发展是经济增长的必要条件这一结论存在差异，他们认为一个高效的金融体系可以降低信息传递与交易的成本，进而通过影响技术创新和长期经济增长率来增强经济发展水平，然而经济发展水平又会促进金融体系的可持续发展。
在实证研究方面，已经有很多关于金融发展促进经济增长的文献，这些文献也为后来的研究提供了经验证据。
美国经济学家理查德·查尔斯·莱文[6]在1993年利用一个包含77个国家的截面数据，利用VAR模型分析得出金融发展对促进经济增长的影响非常显著。
2006年经济学家荣格利用56个国家1951年至1999年的经济数据，这其中包括19个发达国家和37个欠发达国家，并根据格兰杰因果检验分析金融发展与经济增长之间的因果关系，发现金融发展与经济经济增长在长期存在着显著的关系。
在中国这样一个特有的市场环境，针对金融发展与经济增长方面的研究，也有大量的文献，许多学者利用不同的计量方法进行了实证检验，得出的结论都表明金融发展对经济增长存在着显著的促进作用，这其中主要是面板数据分析法和时间序列分析法。
2003年王志强和孙刚[7]利用全国的经济数据，运用计量经济方法得出金融中介的有效运行对经济的发展有显著的刺激作用。
2009年李磊和刘文朝[8]等学者对银行的信贷投放与经济增长的关系进行研究，他们利用1979-2006年27个省的面板数据，得出加大银行信贷的投放对刺激经济增长有较大的促进作用。
余剑[9]则从个体经济方面进行分析，他门利用1987-2010年29个省的面板数据得出银行对个体工商业的信贷投放提高了社会全要素生产率，促进经济短期的增长较明显。
在金融发展对经济增长的作用的研究方面，国内现有的文献还存在着一些不足之处，国内主要是通过面板数据分析和时间序列分析法进行研究，但是面板数据分析法比较整体性，没有将各省的现实特点考虑在内，而时间序列分析法有比较局限，往往集中于对某一部分的分析，缺少对整体的分析。
3.1.2数据与指标的选择
（一）经济增长指标
衡量一个地区的经济发展水平，我们通常用GDP的数据来表示，因此本文采用1979年至2013年江西地区GDP增量作为衡量江西经济增长的指标,为了降低数据的波动性,本文对江西地区GDP增量数据进行对数处理,记为In△GDP。
数据主要来源于中国人民银行南昌中心支行的《江西金融运行报告》《和新中国六十年统计资料汇编》所采用的数据。
（二）金融发展指标
根据已有的文献，可知戈登·史密斯、麦金农等经济学家通常利用金融相关比率指标和金融发展效率指标作为金融发展指标，根据历史数据的可获得性，并根据江西金融发展的实际情况，本文选取金融相关率指标和金融发展效率指标作为金融发展指标的代表。
（1）金融相关率指标
金融相关率是雷蒙德·戈德史密斯在1969年提出的，它主要是用来衡量一个地区金融发展水平的指标，它是指某一时点上现存金融资产总额与国民财富资产总额之比。
目前，通常以金融资产总量与GDP之比作为金融相关率，仍然被理论界所采用，表示某一国的金融发展程度。
在我国，通常釆用金融机构存贷款与GDP的比值来表示金融相关率，本文将采用金融机构存贷款总额与GDP之比来表示金融相关率，分别用RSAVE和RLOAN表示。
（2）金融发展效率指标
金融发展效率主要指金融配置效率及存款货币金融机构将盈余资金运用到贷款的效率。
我们可以用贷款总量占存款总量的比值作为金融发展效率指标，将贷款看作产出，存款看作投入，以江西各金融机构的贷存比作为金融发展效率指标，贷存款比率=贷款余额/存款余额，用E表示。
3.1.3实证分析
（一）平稳性检验
在现实经济中，各项数据的时间序列通常是非平稳的，这是导致产生伪回归的最主要原因。
为了防止产生伪回归的情况，我们通常在进行时间序列分析之前，我们通常的做法是运用差分将时间序列平稳化，然后在进行回归。
但是，这样只能得出变量之间所存在的相对变化，并容易丢失数据，从而导致不能反映出所研究经济现象之间的长期特征和均衡的状态。
为了使得到的检验结果更具真实性，我们通常在进行时间序列分析之前采用协整检验。
而同阶单整是进行时间序列分享的前提，因此我们在进行时间序列分析之前往往要对数据进行单位根检验。
ADF单位根检验是检验序列平稳性的最有效方法。
这里我们对所有的时间序列数据进行单位根检验，检验结果如下表3.1、3.2所示。
表3.1Ligdp、Rloan、Rsave、E原序列ADF单位根检验结果
外源性：
常数
Ln△GDP原序列
Rloan原序列
Rsave原序列
E原序列
滞后期：
0
t值
概率
t值
概率
t值
概率
t值
概率
ADF
-1.31625
0.6102
-3.33045
0.0214
-2.07753
0.2545
-0.61847
0.8531
临界值
1%
-3.64634
-3.64634
-3.64634
-3.64634
5%
-2.95402
-2.95402
-2.95402
-2.95402
10%
-2.61582
-2.61582
-2.61582
-2.61582
表3.2Ln△GDP、Rloan、Rsave、E一阶差分序列ADF单位根检验结果
外源性：
常数
Ln△GDP一阶差分序列
Rloan原序列
Rsave原序列
E原序列
滞后期：
0
t值
概率
t值
概率
t值
概率
t值
概率
ADF
-5.60892
0.0001
-7.429104
0
-6.22818
0
-4.96457
0．0003
临界值
1%
-3.65373
-3.653730
-3.65373
-3.65373
5%
-2.95711
-2.957110
-2.95711
-2.95711
10%
-2.61743
-2.617434
-2.61743
-2.61743
因为Ln△GDP、Rsave、Rloan原序列和E的原序列在ADF检验中t值分别为-1.31625,-3.33045，-2.07753和-0.61847均大于1%显著性水平下临界值，因此拒绝原假设H0。
Ln△GDP、Rsave、Rloan和E都是单位根时间序列，也就是说江西省GDP增量取对数后、存贷款与GDP比值以及贷存款比值的时间序列为非平稳性的。
Ln△GDP、Rsave、Rloan和E的一阶差分序列在ADF检验中t值分别为-5.60892、-7.429104、-6.22818和-4.96457，均在1%的显著性水平下，接受原假设H0，所以，这四个时间序列在一阶差分后变为平稳过程。
因此，可以认为Ln△GDP、Rsave、Rloan和E三个时间序列均为I
（1）变量。
（二）协整分析
从以上单位根检验结果列表我们可知,四个经济变量在一阶差分时平稳,他们之间具有协整关系的可能性。
协整检验就是为了检验金融发展与经济发展的具有长期稳定的均衡关系,在前面的单位根检验中,在一阶差分的情况下,各个指标达到了平稳的状态,满足了协整检验的前提条件,接下来我们在前面研究的基础上进行协整检验。
由于经济增长指标Ln△GDP、金融相关率指标Rsave、Rloan和金融发展效率指标E都属于一阶单整I
（1）。
然后分别对各个金融发展指标与经济增长指标Ln△GDP进行OLS回归,然后根据回归结果对残差序列进行平稳性检验,以此来检验两个经济变量之间是否存在协整关系。
首先对Ln△GDP和Rsave建立回归模型,结果如式1,
…………………………（１）
该回归模型估计的残差如下：
对Ln△GDP和Rloan建立回归模型，结果如式2，
．．．．．．．．．．．．．．．....（２）
该回归模型估计的残差如下：
对Ln△GDP和E建立回归模型，结果如式３，
．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．．..（３）
该回归模型估计的残差如下：
然后，利用单位根检验判定上述残差序列是否是平稳,检验结果如下表。
表3.3 残差序列ADF单位根检验结果
变量
ADF检验值
显著水平下的检验值
检验结果
1%
5%
10%
-3.7441
-3.6463
-2.9541
-2.6158
平稳
-3.7071
-3.6617
-2.9604
-2.6192
平稳
-4.1267
-3.6463
-2.6158
-2.6158
平稳
根据上表检验结果,可知在显著性水平为1%的情况下时间序列拒绝原假设,可以判定为平稳序列,这说明Ln△GDP与Rsave、Rloan、E之间存在长期的均衡关系。
以上的分析结果得出,在一阶平稳的前提下,经济金融指标具有稳定关系。
在本文中我们将用通过Johansen协整检验的迹检验和最大值检验来确定协整模
型。
Johansen协整检验中迹检验和最大值检验结果如下表。
表3.4 迹检验结果
协整方程个数
特征值
迹统计值
5%临界值
概率
0
0.515526
49.23479
47.85613
0.0369
≤1
0.454188
26.04465
29.79707
0.1274
≤2
0.134511
6.669252
15.49471
0.6164
≤3
0.061951
2.046495
3.841466
0.1526
表3.5最大值检验结果
协整方程个数
特征值
最大值统计值
5%临界值
概率
0
0.515526
28.19015
27.58434
0.1655
≤1
0.454188
19.37539
21.13162
0.0865
≤2
0.134511
4.622757
14.26460
0.7885
≤3
0.061951
2.046495
3.841466
0.1526
根据迹检验和最大值检验结果可知,当特征值分别为0.515526时,最大特征值统计量和迹检验统计量均在5%的临界值水平之上,因此拒绝原假设对应的长期协整方程只有一个。
表示如下式：
从协整方程可以得出，贷款比以及贷存款比率与GDP增长指标之间呈正相关性，存款占GDP比值与GDP增长指标之间呈负相关性。
但是我们并不知道他们之间相互存在的因果关系，因此还需要通过格兰杰因果检验来确定GDP增长与Rsave、Rloan、E之间是否构成因果关系。
（三）格兰杰因果检验
在经济变量中有一些变量之间虽然存在着显著的相关关系，但是他们之间的相关性并不是都有意义。
经济计量学在确定变量都是平稳的基础上，还要判断一个变量的变化是否是另一个变量变化的原因，这也是我们在分析变量之间的关系所必须知道的前提。
Granger（1969）提出一个判断因果关系的一个检验方法，即Granger因果检验（Grangercausalitytests）。
检验结果如下：
表3.6滞后一介的格兰杰因果检验
滞后阶数
F统计值
概率
结论
RLoan不是LN
GDP的格兰杰因果关系
1
0.42713
0.5184
RLOAN≠LN
GDP
LN
GDP不是RLoan的格兰杰因果关系
0.05766
0.8119
LN
GDP≠RLOAN
Rsave不是LN
GDP的格兰杰因果关系
6.05915
0.0198
RSAVE→LN
GDP
LN
GDP不是Rsave的格兰杰因果关系
6.58426
0.0155
LN
GDP→RSAVE
E不是LN
GDP的格兰杰因果关系
3.69117
0.0642
E→LN
GDP
LN
GDP不是E的格兰杰因果关系
0.56890
0.4566
LN
GDP≠E
表3.7滞后二介的格兰杰因果检验
滞后阶数
F统计值
概率
结论
RLoan不是LN
GDP的格兰杰因果关系
2
0.12728
0.8810
RLOAN≠LN
GDP
LN
GDP不是RLoan的格兰杰因果关系
3.77908
1.99440
LN
GDP≠RLOAN
Rsave不是LN
GDP的格兰杰因果关系
4.85496
0.0158
RSAVE→LN
GDP
LN
GDP不是Rsave的格兰杰因果关系
1.99440
3.77908
LN
GDP≠RSAVE
E不是LN
GDP的格兰杰因果关系
3.57586
0.0419
E→LN
GDP
LN
GDP不是E的格兰杰因果关系
1.47196
0.2473
LN
GDP≠E
（四）格兰杰检验分析
（1）贷款与经济增长指标的关系
从格兰杰因果关系检验结果看，贷款占GDP比值与江西经济增长指标之间相互关系并不显著，不管是在滞后一期还是之后二期都没有显示出显著的相关关系。
根据宏观经济基础理论可知，贷款规模与数量的增加会促进当地企业的发展壮大，并促进经济增长。
但是，根据目前江西省的现实情况可知，贷款规模的增加与效率的提升对江西省的经济增长并没有太强的刺激作用。
甚至从短期看，江西省贷款占比并没有促进经济增长反而抑制了经济水平的发展。
究其原因，这主要与当期的货币政策有关。
由于当前货币政策的主要目标是保持稳定的经济增长的同时优化经济结构，因此为缓解经济的波动，货币当局往往在经济增长期缩减信贷支持，而在经济衰退期扩大信贷支持，从而导致贷款规模的增加与经济增长指标呈反向变动。
另一方面是由于江西属于中部经济较落后地区，其信贷市场发展相对比较滞后，信贷市场规模与发展水平还没有发展到能够促进经济增长的能力，导致贷款规模的增加对经济增长的影响还没有充分的显示出来。
（2）存款与经济增长指标的关系
从检验结果可知，在滞后一期存款占GDP比值与经济增长指标之间互为格兰杰因果关系，在滞后二期经济增长不是存款占GDP比值的格兰杰因果关系，而存款占GDP比值是经济增长的格兰杰因果关系。
这说明存款占GDP比值与经济增长之间存在着显著的相关关系，这说明存款规模的增加与经济增长指标之间存在双向因果关系，这种双向因果关系说明了它们之间互相影响、相互促进。
换句话说，就是存款的增加有利于经济水平的增长，同时经济水平的增长也有利于存款水平的提高。
因为，存款规模的增加表明我国居民的可支配收入提高了，对商品的需求也提高了，国内需求增加也间接提高了经济增长水平。
根据检验结论，我们得出存款规模的增加对我国的经济水平的增长有显著的影响，因此当前我们要合理地利用社会巨额存款，充分发挥社会存款的作用，帮助企业乃至整个社会的发展，促进经济持续且稳定的增长。
（3）贷存款比率与经济增长指标的关系
Granger检验结果看，不管是滞后一期还是滞后二期，两者的关系都是一致的，即贷存款比率是经济增长指标的格兰杰原因，而经济增长指标不是贷存款比率的格兰杰原因。
这说明江西的金融发展水平与经济增长水平的相互作用不明显。
根据结论可知，我们应当合理的分配存款与贷款之间的比率，使放出的贷款用到实处，用到需要的地方，这才能有效地促进经济水平的发展，另外，我们应当建立健全信贷市场的相互作用机制，使得经济水平的增长能反向影响信贷市场的健康发展，搭建金融市场与经济水平相互影响的通道，促进经济水平健康的发展。
3.2江西经济发展与金融投入产出效率测算
金融业是国民经济的风险产业和先导产业，是与国民经济高度相关的产业，
整个社会经济系统中随处可见金融产品和服务，当今社会金融业的地位越来越重要。
金融业提供资金融通和多样的金融产品能够有效刺激社会各产业部门的生产运营，同时国民经济的发展又能促进金融业的发展壮大，金融业是一个高负债的行业，它需要社会各产业部门的投入资金才能有效运转下去。
金融业与国民经济各产业部门之间的关系非常紧密，这两者之间不仅互相依存、互相制约并且彼此促进。
进入21世纪以来，江西省金融业的发展不断突飞猛进，金融业在经济发展中的作用效果越来越明显，金融业的产业增加值也在不断提高。
1978年金融业的产业增加值仅为68.2亿元，占当年GDP1.9%，截止到2013年金融业产业增加值达到494.78亿元，同比增长15.7%，增速比去年同期提高5.0个百分点，金融业占GDP比重为3.5%，比去年同期提高0.3个百分点，对经济增长贡献率为3.9%,金融业对我省国民经济的贡献逐渐增强。
增长飞快的还有金融机构和从业人员数量，截止到2013年末，全江西省共有银行营业网点6747个，银行从业人员92834人；共有保险法人机构34家，保费收入达到318亿元，保险深度为2.2%；总部设在辖区内的证券公司共有2家，期货公司1家，年末国内上市数33家。
江西省金融业整体实力不断增强，但是金融业的发展水平与国内发达城市相比仍然比较落后，目前江西省的金融业存在着许多问题，主要表现在规模小、专业化程度低、对促进经济增长的作用不明显。
2013年江西省在的金融发展指数排名中，位列全国第九，与排名前5的城市和地区相比还有很大的差距。
在银行业方面，多元化经营和资本充足率是银行的核心竞争力，但江西省在这两方面还有所欠缺；在保险业方面，衡量保险业的发展水平主要是看一个地区的保险密度和保险深度，江西省均处于全国平均水平之下，整体实力位于全国中下游；在证券业方面，江西省的证券业也存在不少问题，主要表现在起步晚，结构不合理，市场化程度低，促进经济增长效果不明显等。
金融业作为国民经济和第三产业的关键行业，对促进经济增长的贡献度较大，但是在江西省经济中金融业的产业地位和效率并不明晰。
因此，本章利用投入产出分析方法，全面分析江西省金融业的投入与产出情况，准确定位金融业与其他相关产业的关联关系以及产业波及程度。
并且对金融业投入产出的效率进行研究，为金融业提升企业的核心竞争力，更好地刺激我省经济水平的发展提供理论依据。
为了应对当前复杂的国际国内经济形势，本文对金融业进行投入产出和效率的分析，并且深入地分析金融业对经济增长水平的产业地位、作用及其经营效率，这使得制定金融业发展规划和经济政策有了一定的理论依据，同时有利于金融业产业结构的合理配置，有利于江西省金融业的整体水平的提升，有利于促进金融业与其他产业各部门的协调发展。
3.2.1国内外文献综述
投入产出分析法是由美国经济学家瓦西里·列昂惕夫在20世纪30年代创立的。
它主要是利用投入产出分析方法研究各产业部门之间的投入与产出存在的相互依存的关系。
1936年，瓦西里·列昂惕夫[10]在《美国经济制度中投入产出数量关系》一文中，首次提出投入产出分析法，这标志着投入产出分析方法的诞生。
他在1941年编写的《美国经济结构》一书中，详细描述了投入产出分析法的定义，并于1953年出版了《美国经济结构研究》一书，这奠定了投入产出法的研究基础。
20世纪60年代，约翰·理查德森[10]最先将投入产出分析法应用到金融业研究，并编制了金融投入产出表以帮助分析各部门之间的投入产出关系，他根据各部门的总投入所得出的总产出进行核算，这主要是储蓄或投资所产出的全部金融资产和负债，在1968年该表也成为联合国新SNA核算体系的重要组成部分。
我国关于投入产出的研究是建立在国外研究的基础上，于1958年开始研究投入产出法，投入产出表从1987年才开始编写，每5年编制一次。
目前，关于投入产出的技术研究方面取得了迅速的发展，应用的领域也不断扩大，在金融领域也取得了较为丰富的研究成果。
投入产出分析法在金融业的应用主要是研究某一地区金融发展与国民经济各部门之间的产业关联关系。
2008年，著名经济评论家梁东[14]利用甘肃省的投入产出表，研究金融业投入产出与经济增长的关系，认为金融业的影响效应低于社会平均水平，高于第一产业和第三产业但低于第二产业，已经开始对地方经济起到一定的拉动作用。
张艳[11]利用1997年和2002年投入产出表对贵州金融业对国民经济各部门的产业关联进行动态比较研究，得出贵州金融业对自身的促进作用显著，而外部需求是刺激贵州金融业发展的核心力量。
2010年，2011年，李燕[12]对天津金融业与国民经济各部门之间产业关联度进行分析，得出金融业是国民经济产业链条的重要部门，并且揭示了第三产业是金融机构最重要的服务对象。
2014年吕娟娟[13]通过对长三角的投入产出表进行分析，认为长三角的金融业对各产业部门的刺激较大，而国民经济各部门对金融业的产出较小，属于中间投入型基础产业。
由于国内对金融业相关的投入产出分析还处于初步发展阶段，对已有的文献进行梳理，发现我国对金融业投入产出的研究还不够细致深入，主要还停留在研究不同地区的投入产出表，研究的内容不够全面，没有从整体的角度出发，都是从某一个角度或是某个方面进行研究。
利用某一年的投入产出表进行静态研究的比较多，而很少有横向的将多个地区的投入产出分析表结合起来分析，动态的比较研究很少见。
目前，对我国金融业全方位、多角度的投入产出分析还比较欠缺。
3.2.2江西省金融部门与国民经济部门的关联效应
本文将江西省投入产出表根据经济行业进行分类，整合为第一、第二和第三产业。
为了对金融业与三次产业之间的关系更加明晰，把握金融业在江西省产业结构和国民经济中的地位和作用，本文将金融业从第三产业中剥离出来，成为一个独立的部门。
本文把投入产出流量表整合为包括
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