金融发展与经济增长关系研究——基于黑龙江省13个地市的PanelData分析

张启文，胡孟茜

（东北农业大学 经济管理学院，黑龙江 哈尔滨 150030）

金融发展与经济增长关系研究
——基于黑龙江省13个地市的PanelData分析

张启文，胡孟茜

（东北农业大学 经济管理学院，黑龙江 哈尔滨 150030）

从中国金融发展和经济增长现状出发，以黑龙江省为研究代表，选择因子分析方法，筛选出评价金融发展规模和金融发展效率的六个指标。运用1999—2012年黑龙江省13个地市的面板数据，选择截面固定效应模型，结果证明金融发展与经济增长之间存在长期稳定关系。研究得出，保险业经济深度指标对经济发展影响最大，资本形成总额占储蓄总额指标次之。最后提出应从扩大金融规模、提高金融效率和优化金融结构三个方面，促进中国金融与经济的可持续发展。

金融发展；经济增长；面板数据

一、引言

党的十八大报告中，对金融发展与经济增长关系有了更深层次的分析，报告指出，我国应该进一步深化金融体制改革，促进宏观经济稳定，这将有利于我国金融业整体实力和服务水平的提高，有利于促进我国经济的蓬勃发展。随着经济全球化的深入发展，我国工业化、城镇化、市场化和国际化进程的不断加快，金融已经与人民生活的各个方面息息相关。因此有必要对金融发展与经济增长关系进行深入研究。

黑龙江省是我国重要的粮食生产基地、工业基地以及资源开采基地，也是亚太区域经济合作最具活力和潜力的地区[1]。2013年黑龙江省国内生产总值13692亿元，全国排名居中，增长速度较快。选择黑龙江省为典型代表，实证分析金融发展与经济增长关系，对全国其他省市有良好的借鉴意义。

二、文献综述

早期对金融发展与经济增长关系的研究大部分集中在二者关系的探讨上，对影响金融发展因素的研究较少，但仍可以从这些文献的论述中得到有价值的借鉴和启发。Joseph Schumpeter（1912）论证了金融对经济发展的影响，认为企业在产品创新和生产过程中有必要通过银行体系进行融资，经营的成功是从债务人向企业家转变的过程，因此银行业的发展，贷款机会的增多对促进经济发展有重要作用[2]。Robinson(1952)发表观点“企业领着金融走”，认为经济的发展会引导金融安排，然而金融体系的变动仅仅是为了满足经济部门的融资需求做出的被动反应[3]。Mckinnon（1973）和Shaw（1955）在著作《经济发展中的货币与资本》与《经济发展中的金融深化》中，分别提出了金融抑制和金融深化两个观点。Mickinnon提出发展中国家必须消除金融抑制，改善市场货币供应条件，才能获得更好的金融发展[4]。

金融结构论中，Goldsmith于1969年出版的《金融结构与金融发展》一书中不仅明确提出了金融结构的概念，还搜集金融资料和数据，对高达35个国家的金融结构和金融发展情况进行了定性和定量分析。认为一个国家的金融结构是伴随着经济发展和市场深化而改变的，不同经济发展程度的国家对应着各自的金融结构[5]。孔特和莱文在《银行主导型和市场主导型金融体系：德国比较》研究中阐述了两分法结构理论，两分法的主导思想是将金融体系划分为两种模式，即银行主导类模式和金融市场主导类模式，通过对两种模式优劣的评估，分析金融结构在金融发展和经济增长中产生的影响。银行体系的支持者突出银行的正面作用，如Diamond（1984）认为银行容易获取企业和经营者的相关信息，降低运营成本和风险，有助于资本配置和公司控制[6]。Sirri（1995）认为银行便于动员资本，形成规模经济[7]。

研究金融中介对经济增长影响中，John Hicks（1955）强调金融中介可以通过动员储蓄、发放贷款进行投资，对经济发展起到正向的促进作用。Zervos（1993）利用1976—1993年47个国家的样本数据，实证研究金融中介与经济增长关系时，得出银行业的发展和股票市场的流动性都与资本累积率、生产增长率正相关性很强，与此同时，银行业和股票市场的发展状况都是有效的经济发展预测指标[8]。

国内学者对金融发展与经济增长关系的研究持三种不同观点。一种是金融发展促进经济增长。武志（2010）综合分析了发展经济学观点和“供给主导型”“需求主导型”假说，认为金融发展能够促进经济增长，但金融发展的内在本质却是由经济增长所驱动的[9]。孟建军（2011）从现有文献实证研究结论出发，认为地区金融发展对促进其经济增长有重要作用，银行业管制的放松有利于银行业快速发展[10]。第二种观点是金融发展对经济增长无影响，张军（2006）研究认为影响中国经济增长的因素是财政现象而非金融现象，经济增长是由于信贷资金流入了管理效率高的国有部门[11]。第三种观点认为，金融发展与经济增长关系受不确定因素影响。这种观点主要集中在对区域金融发展的研究中，张天顶和李洁（2011）对中国金融发展与经济增长关系进行研究，认为金融发展和经济增长受通货膨胀程度影响，呈非线性关系。当通货膨胀低于门限值时，金融发展显著促进经济增长；反之，金融发展对经济增长影响不再显著[12]。崔远淼和李昌克（2013）无论以金融相关比率还是存贷比率衡量金融发展都可以看出，区域金融的发展显著影响着区域经济的增长，其中东北地区金融发展规模不能明显影响经济发展，但西南地区金融发展对经济影响较大[13]。

三、中国金融发展现状

（一）金融发展规模现状

近年来，中国金融行业发展态势良好，为经济发展提供了有力的资金支持。截至2012年末，金融机构数量明显增加，存、贷款总额分别达到917554.77亿元和629909.64亿元，较上年同比增长13个百分点和15个百分点。保费收入15487.93亿元，较上年同比增长8个百分点。

1.金融总量现状

图1给出了中国1999—2012年间金融机构数量的变化。表中可以看出2003年以前，中国金融机构数量较大，1999—2003年年均金融机构数量约为66572个。2004年，随着我国对金融机构的股份制改造，中国人民银行多项货币政策的出台，中国金融机构数量骤减为23793个，同比下降63.3个百分点。2004—2012年间，除2008年受金融危机影响，部分金融机构破产倒闭，金融机构数量整体呈上升趋势。2012年中国金融机构数量为67554个，达到最大。

图1 金融机构数量

金融行业分为银行业、保险业和证券业三类。中国金融体系中，证券市场发展尚不成熟，主要以银行业和保险业的间接融资为主。从中国证券业现状角度，2012年中国共有上市公司2494家，发行股票299.81亿股，筹资金额4134.38亿元，对我国经济水平提高的促进作用有限。从中国证券业发展历程角度，境内上市公司数量增长缓慢，股票发行量和筹资额各年波动较大。所以研究中国金融发展的分析中，仅以银行业的存、贷款总额和保险业的保费收入为判断依据。结合表1可以看出，虽然金融机构在2004年数量骤减，但没有影响银行和保险金融机构存、贷款规模和保费收入规模的扩大。2012年末，金融机构各项存、贷款余额分别增长到917554.8亿元和629909.6亿元，保费收入增长到15487.9亿元，金融行业整体表现出了良好的发展态势。

表1 金融机构年末各项存、贷款余额和保费收入情况 单位：亿元

2.金融深化现状

本文选取中国金融机构年末各项存款与贷款余额之和占国内生产总值比例、保费收入占国内生产总值比例、金融机构年末各项存款与贷款余额之和占黑龙江省第三产业生产总值的比例分别作为衡量银行业经济深度、保险业经济深度和银行业产业深度的指标。折线图2可以看出，其一，1999—2012年，三个指标均呈波动趋势，其中2002—2006年和2009—2012年两个时间段，金融深化程度较高；其二，银行业的经济深度和银行业的产业深度波动趋同；其三，保险业的经济深度持续较低，有待进一步提高。

图2 金融深化情况

（二）金融发展效率现状

1.储蓄动员能力现状

图3 储蓄动员能力情况

文中参考周国富（2007）关于金融效率评价指标体系的研究成果，选择储蓄率（储蓄总额占国内生产总值比例）和居民存款增加额占居民可支配收入比例衡量金融机构的储蓄动员能力[14]。图3显示中国储蓄率指标基本平稳，居民存款增加额占可支配收入比例波动较大，其中2008年高达33.69%，随后呈下降趋势，2011年、2012年该比例回升，金融机构储蓄动员能力增强。

2.储蓄投资转化率现状

储蓄总额转化为资本形成的比例和存贷比可以有效衡量金融机构将储蓄转化为投资的效率，图4中显示，1999—2011年，资本形成总额占储蓄比例总体呈上涨趋势，2012年为63.26%，比上年下降3个百分点。存贷率自1999年以来逐年下降，2008年降到最低点65.07%，2008—2012年呈小幅回升趋势，2012年达到68.65%。

图4 储蓄投资转化情况

四、中国经济发展现状

图5为1999—2012年中国国内生产总值和国内生产总值增长率情况，柱状图显示中国国内生产总值逐年上升，2012年达到最大值519470亿元。折线图描述了上述年度国内生产总值的增长率，可见中国国内生产总值虽然逐年上升，但增长率存在一定的波动性，其中受金融危机的影响，国内生产总值的增长率由2007年的22.8%下降到2008年的18.1%和2009年的8.5%。2010年国内生产总值增长率有所回升后，2011年和2012年又呈现下降趋势。

图5 国内生产总值

五、实证分析

（一）指标选取

基于以上分析，考虑以黑龙江省为代表，对研究中国金融发展与经济增长关系的现实意义，根据评价指标体系建立的原则，建立金融发展海选指标体系如表2所示。

在对金融发展影响因素的研究中，表中指标可以从不同侧面反映所研究对象特征，然而变量数量居多，大大增加了模型的复杂性，同时也增加了解释和拟合模型的难度，在此应用SPSS17.0软件，选择统计分析中的因子分析方法，在确保可以尽量全面反映指标信息的前提下，精简指标数量，得到精简后的评价体系如表3所示：

表2 黑龙江省金融发展海选指标体系

表3 黑龙江省金融发展指标体系

（二）模型选择和数据处理

已有的研究成果不难看出，研究金融发展与经济增长关系时，对解释变量和被解释变量的选择大同小异，区别主要是对模型的选取上。本文在研究黑龙江省金融发展与经济增长关系时，综合了时间效应和截面效应的影响，选取面板数据模型，研究金融发展指标变化对经济的影响。

一般线性面板数据模型基本形式为：其中k维解释变量的向量形式是=(x1it,x2it,…, xkit)，对应于解释变量向量xit的1*k维系数向量是=(β,β,…,β)，k为经济指标即解释变量的1it2itkit个数，T为每个截面成员观测时期总数，N为界面成员的个数；随机扰动项μit相互独立，且满足零均值、等方差。

根据对截距和解释变量系数的不同限制，可将面板数据模型分为三类，即混合模型、变截距模型和变系数模型，而变截距模型又分为固定效应模型和随机效应模型。

混合模型假设截距项和解释变量的系数对于所有的截面个体成员都是相同的，即假设截面成员既无个体影响，也无结构变化。混合模型的特点是无论对任何个体和截面，回归系数α,β1,β2,…,βk都相同。如果模型设定是正确的，解释变量xkit与误差项uit不相关，即COV(xkit,uit)=0。

变截距模型中的固定效应模型中，截距αt表示对不同的截面成员，有不同截距项，变化与xjit有关j= 1,2,…k，即COV(xjit,αi)≠0，随机项uit满足零均值、等方差，而β1,β2,…,βk是相同的。

变截距模型中的随机效应模型与固定效应模型在结构形式上是一致的，区别在于随机变量（非观测效应）αi与每一个解释变量都无关，即COV(xjit,αi)= 0。

变系数模型则假定在截面个体成员上截距项αt和解释变量系数β1i,β2i,…,βki都不同，即假定在个体成员上既存在个体影响又存在结构系数变化。

本文选取2000—2012年黑龙江省全部的13个地级市的面板数据为研究对象，其中各地市国内生产总值、资本形成总额数据来自2000—2013年《黑龙江统计年鉴》；在数据搜集中，本文运用各地市城镇居民收入与非农业人口乘积，农村居民收入与农业人口乘积，两者之和作为各地市居民收入总额。各地市城镇居民收入、农村居民收入、金融机构各项存贷款额、居民储蓄总额和保费收入数据主要来自2000—2013年《黑龙江金融年鉴》整理所得，部分数据来源于各地市年鉴及统计年鉴整理所得。

为提高搜集到数据的平稳性，研究中对国民生产总值指标取对数，建立如下面板数据模型：

式中：i表示影响经济增长的不同因素。t表示每个截面成员的观测时期总数。解释变量的系数为1，其中DTLTGDP表示银行业经济深度；IEGDP表示保险业经济深度；RSTGDP表示储蓄率，也就是居民储蓄存款占国内生产总值的比重；RSTSE表示居民储蓄存款增加额占居民可支配收入的比重；CFTRST表示资本形成总额占储蓄总额的比重；LTDT表示衡量储蓄投资转化率中的存贷率。

（三）固定效应和随机效应检验

在为固定效应模型的前提下，采用最小二乘法（LS），分别对截面固定、时期固定、截面时期固定三种固定效应模型进行检验。对三种模型下的估计，可以看出三种模型在5%置信水平下概率值均近似为0，表示拒绝了原假设，即引入固定效应模型合理。

从表4的整理结果中可以看出，截面固定和截面时期固定模型中R-squared值较高，说明拟合程度较好。再对两者之间DW值进行比较，可以看出截面固定模型DW值相对较高，说明其自相关性较弱。综合考虑，认为截面固定模型中，常数C估计值等于15.30968，其t统计量在5%水平下是显著的，修正后拟合优度R-squared为97.109%，更适合本文的数据估计。

表4 固定效应检验

在随机效应模型的前提下，采用Hausman方法检验，结果表明，在5%的置信水平下，截面随机模型、时期随机模型以及截面时期随机模型检验概率P值均为1，表示不能拒绝原假设，即引入随机效应模型不合理。

（四）单位根检验

利用eviews软件，分别对国内生产总值、银行业经济深度、保险业经济深度、储蓄率、居民储蓄存款增加额占居民可支配收入比例、资本形成总额占储蓄总额比例和存贷率指标分别进行单位根检验。经检验，在仅有截距项情况下，国内生产总值、银行业经济深度、保险业经济深度、储蓄率、资本形成总额占储蓄总额比例和存贷率六个指标的LLC、IPS、ADF、PP和Breitung的检验概率值均不为零，表示均为非平稳序列。居民储蓄存款增加额占居民可支配收入比例指标在原假设不存在单位根的Hadri检验概率值为零，表示存在单位根。

国内生产总值、银行业经济深度、保险业经济深度、储蓄率、居民储蓄存款增加额占居民可支配收入比例、资本形成总额占储蓄总额比例和存贷率七个指标进行一阶差分，各指标序列检验概率值为零，表示一阶差分后各指标已不存在单位根。

（五）协整检验

做以上面板数据的协整检验结果如表5，发现Kao统计量在1%的显著水平下，存在协整关系。统计量Panel v-Statistic和Panel rho-Statistic的统计量（P值）接近1，接受不存在协整关系的原假设；Panel PP-Statistic和Panel ADF-Statistic的统计量（P值）近似为0，表示在10%的显著水平下，不支持不存在协整关系的原假设。对变量的组间检验结果表示，Group rho-Statistic统计量值（P值）为1，接受不存在协整关系的原假设；Group PP-Statistic Group ADFStatistic表示在1%的显著水平下，不支持不存在协整关系的原假设。综合以上分析，认为支持国内生产总值与银行业经济深度、保险业经济深度、储蓄率、居民储蓄存款增加额占居民可支配收入比例、资本形成总额占储蓄总额比例和存贷率之间存在协整关系的结论占主导地位，表示7个变量之间存在长期稳定的关系。

表5 协整检验

（六）模型分析

根据模型判断，单位根检验和协整检验结果，估计模型如下：

由模型的估计结果可以看出：黑龙江省国内生产总值与银行业经济深度、保险业经济深度、居民储蓄存款增加额占居民可支配收入和资本形成总额占储蓄总额四个指标成正相关关系；与储蓄率和存贷率呈负相关关系。

分析上述模型可以得出，黑龙江省金融发展与经济增长关系如下：（1）衡量金融发展规模的金融深化程度指标中，银行业的经济深度系数为0.458403，表示银行业的经济深度每增加1个百分点，经济相应增长0.458403个百分点；保险业的经济深度系数为4.939801，即保险业的经济深度每增加1个百分点，经济会相应增长4.939801个百分点，可见保险业的深化对经济增长的贡献程度较大。（2）金融发展效率的储蓄动员能力指标中，居民储蓄存款增加额占居民可支配收入每增长1个百分点，经济相应增长0.48786个百分点。（3）金融发展效率的储蓄投资转化率指标结果表示，资本形成总额占储蓄总额对经济发展水平的正向促进作用明显，资本形成总额占储蓄总额每增加1个百分点，经济相应增长1.399915个百分点。（4）衡量储蓄动员能力的储蓄率指标和衡量储蓄投资转化率的存贷率指标系数均为负，表示这两个衡量金融发展效率指标值的提高，没有对经济的发展起到良好促进作用。

六、建议

根据文中对中国金融发展和经济增长现状的描述，通过以黑龙江省为代表进行实证分析，认为金融发展可以有力支持并促进经济增长。为进一步加强金融发展对中国经济增长的促进作用，中国金融机构有必要从金融规模、金融效率和金融结构三个方面进行自我完善，提出具体建议如下：（1）扩大金融规模，促进经济增长。目前中国金融服务种类主要集中在存、贷款服务和结算业务方面。金融信息服务、咨询服务、代理业务等展开得还不够全面，为个人、企业提供的金融服务还不够便捷高效，从而导致企业和个人对金融服务的需求远大于金融机构的供给。因此一方面继续提高原有存、贷款和结算业务能力，加强金融产品创新，满足企业和个人多角度的金融服务需求；另一方面各金融机构应加强电子银行业务建设，发挥网上银行、手机银行和电话银行优势，向客户提供多种类、个性化的便捷服务，扩大金融机构的客户群体。（2）提高金融效率，加快经济发展。提高金融机构效率，可以着手于提升金融机构管理水平和服务质量，降低资金损耗；加强对从业人员绩效激励，进一步加强对储蓄的动员能力；完善风险评估体系，确保转化为投资的资金，风险可控，利润最大。（3）优化金融结构，保证经济发展可持续。从整体角度看，金融业的发展依赖于银行业、保险业和证券业的共同进步。与发达国家相比，中国金融业正处于发展的初级阶段，优化金融结构时不但要实现银行业持续发展，大力加强保险业发展，同时也应该在建立完善金融制度基础上，发展证券业，降低直接融资缺失对经济增长的制约。从银行业角度看，应进一步改善国有金融机构的垄断状态，提高中小金融机构、股份制商业银行、城市商业银行的比例，促进银行业的充分竞争。

[1]王守安.东北地区经济发展水平的判断及在全国的地位与作用[J].经济纵横，2001，（12）：60-63.

[2]Joseph Schumpeter.Economic Doctrine and Method:An Historical Sketch[M].Oxford University Press,1912.

[3]Robinson.The Generalization of the General Theory[J].in the Rate of Interest and Other Essays. London:Macmillan,1952:67.

[4][美]罗纳德∙麦金农.经济发展中的货币与资本[M].卢骢.上海：上海人民出版社，1998.

[5][美]雷蒙德.W.戈德史密斯.金融结构与金融发展[M].周朔.上海：上海三联书店出版社，1990.

[6]Diamond Douglas W.Financial Intermediation and Delegate Monitoring[J].The Review of Economic Studies.1984,(7):393-414.

[7]Sirri Erik R and Tufano Peter.The Economics of Pooling in the Global Financial System:A Functional Perspective[J].Havard Business School Press,1995:81-128.

[8]Levine R and Zervos S.Stock Markets Banks and Economic Growth[J].American Economic Review, 1993:537-558.

[9]武志.金融发展与经济增长——来自中国的经验分析[J].金融研究，2010，（5）：58-68.

[10]孟建军.地区金融发展促进当地经济增长的作用和途径[J].首都经济贸易大学学报，2011，（7）：71-75.

[11]张军.中国的信贷增长为什么对经济增长影响不显著[J].学术月刊，2006，（7）：69-75.

[12]张天顶，李洁.通货膨胀的门限效应与金融经济增长关系——基于中国数据的经验研究[J].投资研究，2011，（7）：44-54.

[13]崔远淼，李昌克.区域金融发展的经济增长效应及作用渠道——基于浙江县域面板数据的经验分析[J].浙江金融，2013，（1）：23-26.

[14]周国富.金融效率评价指标体系研究[J].金融理论与实践，2007，（8）：15-18.

（责任编辑：张艳峰）

ract:This paper starts from the present situation of China's financial development and economic growth,Represented by Heilongjiang Province,choose factoranalysismethod,then screened six indicators to evaluate financial development scale and financial development efficiency.Using 1999-2012 panel data of 13 cities of Heilongjiang Province,choose cross-section fixed model to study,results prove that financial development and economic growth exist co-integration relationship.It concluded that the indicator of economic depth of insurance is the greatest effect on economic development;the second indicator is total capital formation accounted for totalsaving.Sowe proposemanagers should expand financialscale,improve financialefficiency and optimize the financialstructure to promote China’s financialand economic sustainable.

financialdevelopment;economic growth;paneldata

1003-4625（2014）04-0050-06

F832.5

A

2014-02-21

本文为黑龙江省哲学社会科学基金项目（10D061）；黑龙江省教育厅人文社会科学重点项目（1251z003）；黑龙江省统计科研基金项目（2012B10）。

张启文（1967-），男，辽宁岫岩人，副院长，教授，博士研究生导师，研究方向：农村金融；胡孟茜（1990-），女，黑龙江尚志人，硕士研究生，研究方向：农村金融。