安徽民间金融与经济增长的关系分析

安徽民间金融与经济增长的关系分析

王红柳

(安徽财经大学国际经济贸易学院，安徽蚌埠233030)

[摘要]文章在索洛模型的基础上，利用安徽省的样本数据对民间金融与经济增长之间的相互作用关系，采用回归分析、协整检验以及误差修正模型(ECM)、脉冲响应函数以及方差分解技术进行研究，结果表明：安徽省民间金融规模对经济增长具有明显的正向作用机制，弹性系数为0.26；但相比与正规金融以及从业人数，民间金融对经济增长的贡献率较低，为7.7%.在上述研究结果的基础上，从民间金融的角度出发提出了一些改进建议，以期对安徽经济的增长提供参考.

[关键词]索洛模型；民间金融；经济增长[收稿日期]2015-07-19

[基金项目]安徽财经大学研究生创新

[作者简介]王红柳(1990-)，女，安徽蚌埠人，安徽财经大学国际经济贸易学院产业经济学专业2014级在读硕士研究生，主要从事产业经济与经济增长相关研究.

[中图分类号]F832.35;F124.9 [文献标识码]A

0引言

金融是经济的核心，任何经济的发展都离不开金融的支持，与大多数发达国家相比，我国金融体系尚不完善、金融体系运作效率十分低下，这必然催生大量的民间金融.例如：李建军(2010)年测算我国未观测信贷规模高达54089.7亿元，近年来，由于受到内、外部环境的影响，这一规模已有更迅速的增长.作为正规金融的补充，民间金融在社会经济活动中扮演着不可或缺的角色，对经济的发展有特殊的、不可取代的作用(卢万成，2013)[1].

国内外学者对民间金融有大量的研究.例如：国内学者胡金焱、张博(2013)和冯海红(2015)等运用不同方法研究了民间金融在促进经济增长所发挥的作用[2,3]；欧文(2013)和张静(2014)等对民间金融规模测算进行了研究[4,5]；而刘江日(2013)对民间金融发展的路径进行了研究.国外学者像Besley等(1996)，Sapienza and Zingales(2002)以及Kellee SFeige(1989,2008)等研究了民间金融规模测算问题、在解决中小企业融资问题以及促进经济增长问题[6].

近年来安徽省经济发展取得了快速发展，正如Kellee S.Tsai(2001)所言，中国民间金融将呈现区域性差异发展的态势，那么，安徽民间金融对其经济增长有怎样的影响则值得探究.文章在国内外学者研究的基础上，就安徽民间金融与经济增长之间的动态关系进行研究，以期研究结论能够为安徽经济的发展提供参考和启示.

1理论基础

1.1索洛模型

索洛模型是由罗伯特·索洛于1956年提出，该模型假设储蓄全部转化为投资，即储蓄-投资转化率假设为1；该模型假设投资的边际收益率递减，即投资的规模收益是常数；该模型修正了哈罗德-多马模型的生产技术假设，采用了资本和劳动可替代的新古典科布-道格拉斯生产函数，从而解决了哈罗德-多马模型中经济增长率与人口增长率不能自发相等的问题.后逐渐演变成新古典经济增长模型.若不考虑技术进步因素，则可将生产函数表示为Y=F(K，L).虽然索洛在后来阐述了技术因素的作用，但技术依然是作为一种外生变量来考虑，并没有关注技术对资本和劳动所产生的作用.

1.2模型构建

索洛模型的基本生产函数是一个以资本存量、劳动力投入以及技术进步作为自变量的函数，其形式为：

Y=A(t)*f(K,L)

(1)

其中，Y为总产出，一般用GDP表示，K为资本存量，L为劳动力投入量，A(t)表示随时间的变化技术变化因子.

由于文章所要研究的是民间金融(CF)对经济增长的影响，因此将民间金融作为另一个因变量带入函数中，重新定义K为国内资本存量，即正规金融存量.为简单起见，将技术因子A(t)表示为一常量，则有：

GDP=A*CFαKβLχ

(2)

其中，ɑ、β和χ分别表示民间金融的产出系数、资本产出弹性系数和劳动产出弹性系数.对时间序列数据取对数之后不会改变其时序性质，且对数化后的数据容易得到平稳序列，因此对方程两边取对数，得出基本的扩展方程(3),其中，ε表示误差项.

Ln(GDP)=Ln(A)+αLn(CF)+βLn(K)+χLn(L)+ε

(3)

2实证分析

2.1变量及数据来源

在所构建的扩展方程(3)中，各变量的含义如下：GDP表示安徽省国民生产总值(万元)衡量；ɑ、β和χ分别是相应变量的弹性系数；u是随机项.CF表示民间金融存量，而民间金融规模利用θ值法计算而得.K是固定资产投资额(万元)，由于文章研究民间金融与经济增长关系，因此需要从固定资产投资额中剔除民间金融投资额，即正规金融，包括信贷发生额、股权以及债券融资额和外商直接投资等.L是劳动力投入量，以安徽省从业人员(万人)衡量.基本数据均来自于1992年到2014年《安徽省统计年鉴》.

表1　各变量单位根检验结果

2.2回归分析与协整检验

在时间序列数据中，如果数据是非平稳的，会产生伪回归的问题.也就是说，从表面上看模型拟合度非常好，但实际上各变量之间可能不存在有意义的相互依存关系.为避免这样的问题，对各变量进行平稳性检验.时间序列数据的平稳性检验一般是ADF检验，具体检验结果如表1所示.各变量存在单位根，即水平值是非平稳的；而对各变量一阶差分后进行检验发现，不存在单位根，即此时数据序列是平稳的.也就是说序列具有I(1)过程，LnGDP、LnCF、LnK和LnL是一阶单整序列.

表2　序列相关性矩阵

只有因变量与自变量具有相关性，才适合将自变量引入模型进行分析，从表2序列相关系数矩阵可以看出，因变量与自变量之间具有高度相关性.利用最小二乘法进行回归，结果如下：

LnGDP=-1.475+0.261LnCF+0.620LnK+0.434LnL

S.E=(0.590)(0.025)(0.035)(0.110)

t=(-2.50)(10.35)(17.92)(3.94)

(4)

方程可表示为：GDP=e-1.475(CF)0.261K0.620L0.434

模型R2=0.9993，修正后R2=0.9992，说明模型整体拟合效果较好，各变量p检验值均小于0.05的显著性水平，说明各变量是显著的.为了进一步研究回归方程的变量之间是否具有长期稳定的关系，接下来对模型进行协整分析.

协整理论关系表明如果自变量与因变量之间存在协整关系，也就是说因变量能被自变量构成的线性组合所解释，而不能解释的部分则构成了一个残差序列，并且这个残差序列应是一个平稳序列.因此，可通过检验残差序列e的平稳性来确定因变量与自变量之间是否存在协整关系.

e=LnGDP-0.26LnCF-0.62LnK-0.43LnL+1.47

(5)

通过对残差序列e进行单位根检验表明，在1%显著性水平下残差序列t统计量值为-2.84，p值为0.0068，小于0.05的显著性水平，说明残差序列是一个平稳序列，即因变量与自变量之间存在协整关系.以上结果说明：在其他条件不变的情况下，当LnCF增加一个百分点，LnGDP增加0.26个百分点，即LnGDP对LnCF的弹性为0.26.类似地，LnGDP对正规金融LnK和劳动从业人数LnL的弹性分别为0.62和0.43.

2.3误差修正模型

为进一步研究安徽民间金融对经济增长的短期影响，文章通过误差修正模型对其关系进行分析，即对模型(1)进行修正，修正结果如下：模型(2).

ΔLnGDP=0.003+0.255ΔLnCF+0.626ΔLnK+0.337ΔLnL-0.565et-1

S.E=(0.0125) (0.0255) (0.0724) (0.1320) (0.2474)

t=(0.2425) (9.9786) (8.6482) (2.5502) (2.2851)

(2)

其中，R2=0.9157DW=1.7128

模型(2)中的结果表明：LnCF、LnK和LnL的短期变动对LnGDP存在显著的正向影响，而修正系数为负，说明存在反向修正机制.由于短期调整系数是显著的，表明实际经济增长与其长期均衡值的偏差中的56.5%被修正.

2.4脉冲响应与方差分解

脉冲响应函数能够反应出在冲击因素民间金融(CF)影响下，经济增长(GDP)的反应情况，脉冲响应如图2.当民间金融在受到正的一个单位大小的冲击时，经济增长反应滞后(一期)，后出现正向增长趋势；当经济增长受到正的一个单位大小的冲击是，明见金融出现负向增长的态势，从第四期才开始缓慢缓解，并长期趋于平稳.

图2　GDP与CF间的响应函数

考虑到各因素的变化对经济增长变化的贡献程度，在此采用方差分解技术对安徽经济的增长(GDP)进行方差分解，结果如3.从结果可以看出，在不考虑经济增长自身的贡献率情况下，从业人数对经济增长的贡献最大，最大值约52.3%(第七期)，其次为正规金融规模，最大值约为30%，最后是民间金融，最大值约为7.7%.

图3　GDP方差分解

3结论与建议

3.1结论

1.从回归结果来看，无论是短期内还是长期内，安徽民间金融对经济增长有一个正向的影响.原因可能在于：民间金融一直是金融体系的一个不可分割的部分，始终游离于经济社会和经济活动的各个角落和各个环节.2.从脉冲响应函数看，安徽经济增长对民间金融反应迟缓一期，之后便出现缓慢的正向冲击；然而经济增长会对民间金融的变化产生负向冲击.原因可能在于：民间金融游离于监管之外，部分被称作灰色和黑色金融，当其存量出现增长是，可能导致该部分资金的投资滞后；而当经济增长时，部分投资空间可能被正规金融所挤占.3.安徽经济增长的方差分解来看，民间金融对经济增长的贡献率相对与正规金融和从业人数来说相对较低，最大贡献率在7.7%左右.原因可能在于：民间金融很大一部分是非正规的，甚至是违法和不合理的，从而影响了这部分资本的效力.

3.2建议

民间金融与安徽经济增长两者存在相互的作用机制，因此为提高和优化全省经济状况，需要从两者同时入手.首先，完善民间金融的法律体系.法律法规是一种强制性的维护金融秩序的最有效的手段，当前对于约束民间金融的运行的法律，可谓一片空白.其次，完善民间金融的监管体系.监管体系是保证经济主体合法行为的必要存在，监管体系应以市场为主，行政为辅，形成企业、金融机构、政府等多级联动的监管平台.最后，支持和鼓励民间金融的阳光化.民间金融存在形式多样，一部分是合理但不合法的，且规模巨大，如果加以充分利用，对经济的发展是大有裨益的，而合理利用的路径则是给予其“合法身份”即阳光化.

参考文献

[1]卢万成,周昭雄.民间金融与经济增长关系的实证分析——以温州为例[J].财经视线,2013, 2 : 60-61.

[2]胡金焱,张博. 民间金融、产业发展与经济增长——基于中国省际面板数据的实证分析[J]. 中国工业经济,2013,08:18-30.

[3]冯海红. 民间金融对区域经济增长影响的实证研究[J]. 武汉金融,2015,02:28-31.

[4]欧文. 民间金融规模测算及其规范发展研究——基于湖南株洲的实证分析[J]. 金融经济,2013,10:30-33.

[5]张静. 我国民间金融及其规模测算方法的研究综述[J]. 现代商业,2014,14:144-146.

[6]王宇. 民间金融与经济增长的实证研究[D].合肥工业大学,2013.

[责任编辑：闫昕]

Relationship Between Private Finance and Economic Growth Of Anhui Province

WANG Hong-liu

(School of International Economics and Trade ,Auhui University of Finance and

Economics,Bengbu 233030,China)

Abstract:On base of the Solow model, analyzing the relationship between private finance and economic growth using regression analysis, cointegration test , error correction model (ECM), impulse response function and variance decomposition techniques by the data of Anhui province.The results showed that: the size of private finance has a significant positive effect mechanism to economic growth of Anhui Province and the elasticity coefficient is0.26. However, private finance has lower contribution rate (7.7% )compared with the formal financial and number of employees affecting economic growth.Based on these research results, from the perspective of private finance a number of recommendations, in order to provide reference for the economic growth of Anhui.

Key words: solow model; private finance; economic growth