武陵山片区县域金融发展与经济增长的关系研究

摘 要：立足于武陵山片区经济发展，以县域金融发展为切入点，选取武陵山片区湘西州吉首市2005-2014年的相关数据，实证研究了该地方金融发展与经济增长的关系。研究表明，金融发展能有效促进地方经济的增长，且银行业对经济增长的贡献要高于保险业。其中，地方保费收入与存贷款余额是促进经济增长的显著因素，金融从业人员数与经济发展并无显著相关关系。文章最后还就研究结论为武陵山区通过金融发展促进地方经济发展提出了几点建议。

关键词：武陵山片区 县域金融 地方经济发展 吉首市

中图分类号：F830 文献标识码：A

文章编号：1004-4914（2017）05-142-03

一、引言

早在20世纪40年代，以哈德罗、多马、索洛、斯旺等人为代表的新古典经济增长理论就将储蓄、利率等因素纳入到经济增长模型当中，为研究金融发展与经济增长的关系提供了理论基础。随着我国经济社会的飞速发展，金融业也得到了快速发展，关于金融发展与经济增长之间关系的研究也日益深入和完善。虽然目前国内外对于二者的关系始终存在着不同的意见，但不可否认的是研究二者的关系对于国家经济发展依然具备重大现实意义。目前，关于金融发展与经济增长关系的研究大多着眼于发达地区，因为在落后地区，金融业往往发展相对滞后，似乎对当地经济增长并无太大作用。实际上，越是贫困的地方，越应该尽一切可能促进地方经济的增长，金融作为其中一种手段理当得到重视，加上近年来国家将金融作为扶贫战略的重要组成部分，通过一系列政策的颁布肯定了金融发展对于贫困地区经济增长的作用。因此，研究贫困地区金融发展与经济增长的关系对于贫困地区脱贫致富以及全面小康社会建设有着重要意义，于是，本文选取连片特困区之一的武陵山片区为研究对象，将以湘西州吉首市为例，选取吉首市近10年相关数据，建立时间序列模型，试图通过实证的方法分析县域金融发展与经济增长的关系，为武陵山片区的经济发展提供一些经验与启示。

二、文献综述

县域金融的发展与地区经济增长的关系一直以来是学者们讨论的焦点，目前国内外都尚未有一个统一的意见，一派观点认为县域金融的发展对地区经济的增长有显著促进作用，另一派观点则是认为县域金融的发展与地区的经济增长并没有直接的联系。支持金融发展能够促进经济增长观点的学者大多采用的是实证的方法，通过建立计量模型来验证其相关促进作用，如工具变量法（Evine，1999）、动态面板数据模型（Levine，2000）、广义矩法估计（GMM）（Beck，2000）、随机前沿模型（郭艳玲，2013）、向量自回归模型（刘凯，2014）等，这些研究在肯定了金融发展对经济增长贡献的同时，也分别从存、贷款总量、金融密度、贷款质量、制度环境等方面分析了其原因。而支持金融发展与地区经济增长并无直接关系观点的学者也分别从各自的角度阐述了理由。如韩廷春（2001）认为影响经济增长最关键的因素是技术进步和制度创新，而金融深化理论对经济增长的影响却是存在时间上的差异，即在改革开放初期，实际理论与经济增长是呈正相关关系的，但进入90年代，实际利率却与经济增长呈负相关关系。因此金融的发展与經济增长的关系并不是固定的，有时是正向作用，有时是负向作用，取决于当时的经济发展特征以及制度环境。罗文波和王猫（2010）也同意此观点，认为金融深化程度能否适应经济发展需求是金融发展能否促进经济增长的关键。如果金融发展程度低于经济发展的需求，即金融深化不足，则会提高经济体系中的资金获取成本，如果金融发展的程度超过了经济发展的需求，即金融深化过度，则会导致生产型资本在实体经济中被挤出。同时，罗文波还指出，即便金融发展程度能够匹配经济增长所求，但若是金融市场过度繁荣，则会出现“资本错配”现象，即大量生产型资本被虚拟的金融资本所取代，导致实体经济的萎缩。因此，金融发展与经济增长可能表现为先促进，后抑制的关系。

纵观前人研究，可以发现目前国内外对于金融发展与经济增长的关系还未达成共识，同时越来越多的学者也将研究的对象放在了县级区域。武陵山片区作为中国14个集中连片特困区之一，经济发展相对缓慢，人民生活水平偏低，急需找出一条促进该地区经济发展、人民脱贫致富之路。研究该地区县域金融发展与经济增长的关系则是一个很好的切入点，也是众多关于武陵山片区经济发展研究中新的思路。本文即以武陵山片区湘西州吉首市为例，希望通过实证检验的方法找出分析县域金融发展与经济增长的关系，以期为武陵山片区经济发展研究提供新的思路。

三、模型建立与检验

（一）模型建立

金融的发展一般表现为“量”的增长和“质”的提升，所谓“量”的增长指的是金融资产和金融机构数量的增长，而“质”的提高则表示的是金融体系自身运行效率的提高和金融对实际经济运行效率的促进。本文中所讲的县域金融发展主要指的是县域金融“量”的增长，即该地区银行、证券、保险和信托等金融机构数量和从业人员数量的增长以及存、贷款金额、投保金额、保险赔付金额等金融产品数额的增长，而经济增长方面则主要用该地当年国民生产总值来衡量。回归方程如下：

LNY=β0+β1LNX+μ

其中，Y表示吉首市历年国民生产总值，X分别表示吉首历年金融业从业人口（x1）、保费收入（x2）和存贷款余额（x3）。β0度量了截距项，它表示在没有其他因素影响的时候，吉首市国民生产总值。μ表示随机扰动项。

（二）模型检验

本文所用数据来源于《湖南省统计年鉴2006-2014》和《吉首市经济与社会发展统计公报2005-2014》。由于模型中建立的是一个时间序列数据，所以要对模型中的四个变量进行平稳性检验。

1.单位根检验。采用Eviews6.0对各变量进行单位跟检验，发现四个变量都不能拒绝原假设，于是对其进行一阶差分，检验结果如下：

从表1中可以看出，lnx1（表示的是金融业从业人口），lnx2（保费收入）的t-Statistic要小于在10%的置信水平下的临界值，即在10%的置信水平下拒绝了原假设，说明这两个变量都为一阶单整序列。而另外两个变量lny、lnx3（分别表示的是吉首市GDP和存贷款余额）都接受了原假设，为不平稳序列。从对四个变量的单位根检验结果来看，序列间很可能存在协整关系，于是接下来对其进行协整检验。

2.协整检验。用Eviews6.0对残差序列进行协整检验，得到表达式如下：

可知EG=2.02543，查协整检验的EG临界值表，N=4，α=0.05，T=50的临界值为-4.32，而EG=2.02543>-4.32，说明模型中变量不存在协整关系。

四、模型回归结果分析

通过Eviews6.0对模型进行检验后，发现各变量为不平稳序列，但并不存在协整关系，无需建立误差修正模型，可以直接对模型进行回归分析，从模型各自变量回归结果可以确定，吉首市金融发展能有效促进经济的增长。模型回归结果如下：

从模型回归结果（表2）可以看出，模型整体回归效果较好，其中，R2=0.9785，显著性P值为0.0000，表明模型拟合效果较好，模型的建立是有意义的，且D-W值为1.856885，在样本容量为10，3个解释变量，给定显著性水平为0.1的情况下查D-W表得dl=0.340，du=1.733，则有D-W值大于du值，说明模型中各自变量不存在自相关。从各自变量显著性和估计值来看，吉首市保费收入与存贷款余额与吉首市生产总值呈显著正相关，其中存贷款余额对GDP的贡献要高于保费收入，即银行业对GDP 的贡献要高于保险业，而吉首金融业从业人数与国民生产总值无显著相关关系。具体分析如下：

首先，金融业从业人数与吉首市国民生产总值不相关。从表2中可以看出，吉首市金融业从业人数的P值为0.8038，t统计量为-0.259636，说明吉首市金融业从业人数与GDP并无统计学意义上的相关关系。但这并不能说明吉首市金融业发展与经济增长不相关。金融业相对其他行业，其发展对人口数量与经济繁荣程度的依赖更强，而吉首市属于贫困县市，贫困地区的大多是居民对金融相关行业及产品相对陌生，从而导致了金融机构数量的稀少。从吉首市历年金融业从业人口数量来看，吉首国有经济经融业年末在岗人数固定在1000人左右，城镇集体经济金融业年末在岗人数在300人以下，且近十年无太大波动，波动范围在20人以下，足以说明吉首市近十年来金融相关机构数量并无较大变化，单以金融机构数量并不足以分析吉首金融发展与经济增长的关系。

其次，吉首市保险费用总收入能显著促进经济的增长。从表2中可以看出，吉首市保险费用总收入的P值为0.0390，小于0.05，說明该变量在5%显著水平下显著，且参数估计值0.156524为正，说明保费收入与吉首市GDP呈正相关。这也与邵全权（2013）、黄英君、陈晔婷（2012）、赵尚梅等（2009）等人的研究结论一致。这是因为，第一，保险业作为金融业的重要组成部分可以通过金融深化来影响经济增长。第二，保险业可以通过发挥其风险分散和经济补偿功能来影响经济增长。第三，保险业特别是寿险业由于其经营的长期性等特点可以通过储蓄替代来影响经济增长。

第三，银行存贷款余额与吉首市国民生产总值呈正相关。模型中银行存贷款余额的P值为0.0164小于0.05，在5%显著性水平下显著，参数估计值0.8521为正，表明存贷款余额的增长能显著促进GDP的增长（见表2）。这也与彭宇文、张美婷（2013）、许艳杰等（2011）、卢芹（2013）等人的研究结论一致。存、贷款作为银行的融资手段，可以实现资金在不同经济单位之间的融通，以及同一单位的资金在不同时点上的重新配置，同时提高了借出者与借入者的资金使用效率，达到各取所取的目的。

五、结论与建议

通过对吉首市金融发展与经济增长之家关系的实证研究，本文认为县域金融发展对经济增长有较大的促进作用。其中银行业对经济发展的促进作用要大于保险业，而金融从业人员数与经济发展并无相关关系，这也符合贫困地区金融发展的现状，主要表现为金融机构数增长缓慢。因此，在地方金融机构增长缓慢的情况下，如何更好地发展县域金融是解决县域金融与经济发展矛盾的关键，单纯依靠金融资源数的扩张带动地方经济发展显然是不够的，金融效率的提高也应该成为金融发展的重点。所以，本文认为贫困地区发展金融业是促进地区经济增长的有效手段之一，但目前由于此类地区金融业发展相对滞后，金融体系不够完善，所以一味追求金融业“量”的增长来促进经济的增长效率不高，应该在追求“量”增长的同时，注重“质”的提升。

首先，加强政策支持力度，保证金融业“量”的稳步增长。首先政府在支持贫困地区县域金融发展时，应努力加强基础建设以及积极运用财税优惠政策，为新的金融机构成立提供良好的政策环境，激励各类金融机构的创建。其次，对已经建立的金融机构，应大力健全和完善县域金融服务体系，为现有金融机构的成长保驾护航，发展壮大。

其次，发展金融创新机制，推进金融业“质”的有效提升。积极完善金融业监管体系，提升金融业服务质量。贫困地区大多以中小型企业以及第一产业相关企业，资金实力不强，贷款难度大，为满足该类企业的融资需求，可以积极推出新的贷款或担保方式，建立多种资金来源、多种组织形式参与、多层次结构的担保体系，拓宽融资渠道，帮助中小型企业获得贷款，探索建立新的担保方式，如实行县域小企业“联保”模式，由若干个规模较小、产业相关的企业组成联保小组，由小组成员互相承担连带责任。同时还应完善金融监管体系，确保各类民间金融机构的合法运行，保证地区金融业有序运行和发展的健康环境。

参考文献：

[1] 陈高，张行.区域金融发展与经济收敛的空间计量分析[J].统计与决策，2014（23）

[2] 邵全权.保险业发展与经济增长的多重均衡[J].数量经济技术经济研究，2013（2）

[3] 王元建.县域金融对县域经济发展的重要作用及建议[J].中外企业家，2015（8）

[4] 刁月杰.金融发展与经济增长：来自中国的经验分析[J].商，2015（5）

[5] 厉李臻，杜金柱，刘佳.内蒙古县域经济发展中的金融支持研究[J].内蒙古统计，2015（4）

[6] 钟晓姝.试析农村金融发展对我国经济发展的带动作用[J].商，2015（37）

[7] 田福.农村经济发展与农村金融发展关系的实证分析——基于安徽省1990～2006年区间数据[J].安徽农业科学，2012（6）

[8] 邵全权.保险业结构、区域差异与经济增长[J].经济学（季刊），2012（2）

[9] 黄英君，陈晔婷.中国保险业发展与经济增长关系研究——基于VAR模型的实证分析[J].保险研究，2012（1）

[10] 王丛莲.关于县域金融对县域经济发展支撑作用的思考[J].经济研究导刊，2012（22）

（作者单位：湘西福彩中心 湖南吉首 416000）

（作者简介：张小云，湘西福彩中心经济师，从事区域经济与人力资源方面的研究。）

（责编：贾伟）