宁波区域金融发展与经济增长关系的实证研究
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作者: 王嘉楠
【摘要】金融发展与经济增长的关系是经济学的一个重要研究领域。本文运用格兰杰因果检验的方法，对宁波区域经济增长与金融规模和金融机构效率的关系进行了实证研究，结果表明，宁波金融发展促进了经济增长，宁波经济增长促进了宁波金融规模的扩大，但没有促进金融机构效率的提高。
【关键词】金融发展 经济增长 宁波 格兰杰因果检验
一、金融发展与经济增长关系的文献回顾
约瑟夫・熊彼特（Joseph A. Schumpeter ,1912）是公认的较早研究金融发展与经济增长关系的经济学家，在《经济发展理论》中，他认为“经济发展的重点在于金融机构能够满足新兴企业的信贷要求，还强调金融中介―银行具有辨识出最有可能实现创新的企业的功能，并通过向这些企业提供资金来促进技术进步从而促进经济发展”。戈德史密斯（Goldsmith，1969）则指出，“金融领域最重要的研究课题之一，是金融机构和金融发展对经济增长的影响”。他的实证研究结果表明“在大多数国家金融发展和经济发展之间存在大致平行的关系”。麦金农（1973）在对多个发展中国家和地区二战以后的金融体系和经济状况进行研究，发现发展中国家存在较严重的金融抑制，并把这些国家经济不发达的原因归咎于它们存在的金融抑制。肖（1973）把发展中国家的金融中介机制作为研究对象，说明金融发展对经济增长的重要性。麦金农和肖均主张通过促进金融深化，充分发挥市场机制从而促进经济的增长。
我国国内学者主要集中于关于金融发展与经济增长关系的实证研究。王春峰、马卫锋（2003）、沈坤荣、张成（2004）等从全国的角度对两者关系进行研究，结果表明，我国金融体系的发展支持了经济增长，特别是改革开放以来，金融发展在促进经济发展上发挥正面作用。艾洪德、徐明圣、郭凯（2004）、王景武（2005）、郑长德（2007）等实证比较研究我国东、中、西地区的金融发展与经济增长关系。结果均表明，金融发展与经济增长之间存在因果关系，东部的金融发展与经济增长之间存在正相关关系，而中、西部二者之间却存在着负相关关系。郑瑶、毛珍珍（2005）、张云（2008）等从省域范围分别对浙江和上海等进行了实证研究，均得出了的金融发展支持了经济增长的结论。
二、宁波区域金融与经济发展的基本现状
在中国近代金融史上宁波金融占有相当重要的地位。宁波凭借天然港口的地理环境优势成为长江流域的水运和物资集散中心，其金融业也随着商品流通的拓展相应地不断发展。在业务上，从货币兑换发展到全面经营存、放、汇业务；在机构上，从典当、钱庄发展成证券、银行、保险等现代金融机构。而宁波自改革开放以后，分别被列为金融体制改革试点城市、金融电子化试点城市和金融对外开放城市，金融业不断发展。目前已形成了银行业、证券业以及保险业分业经营分业管理的金融格局。截止2010年底，宁波共有银行金融机构49家，证券分公司2家，证券营业部57家，证券投资咨询公司1家，期货公司1家，期货营业部19家。共有33家上市公司，33只股票分别在分别上海证券交易所、深圳交易所、香港联交所上市。从反映金融活动基本面的存贷款情况看，1991年以来，宁波银行系统的存贷款余额不断扩大，2010年的存款和贷款余额分别是1991年的82.63倍和76.73倍,年均增长率分别高达26.15%和25.66%。
改革开放以来，宁波区域经济增长迅速，特别是近20年来，作为浙东区域经济的龙头，宁波国内生产总值和财政收入占浙江省比例不断提高，成为拉动浙江高速经济列车的主引擎之一，它在国家经济版图中的地位也在不断上升。宁波的地区生产总值从1991年的169.87亿元增长到2010年的5125.82亿元，经济总量扩大了近30倍，年均增长速度高达19.64%。
三、宁波区域金融发展与经济增长的计量分析
1.指标选取与数据来源
考虑到数据的可获得性以及银行业在金融机构中的主导地位，本文对金融发展的解释不包括证券和保险等相关金融机构。
（1）经济增长指标：经济增长主要的指的是地区国内生产总值（GDP），本文以GDP增长率（GGDP）为指标来测量。
（2）金融规模指标（FIR）：本文采用由戈德史密史提出并定义的金融相关比率（FIR）来衡量金融发展的规模。金融相关比率定义为“全部金融资产除以GDP”。由于金融资产主要集中于银行，而银行的资产又基本上以存款和贷款为主，所以本文以（存款+贷款）/GDP来反映金融相关比率。
（3）金融机构效率指标（SLR）：金融机构效率主要体现为银行将资金盈余部门的存款转化为贷款的效率。该指标本文用贷款/存款来反映。
时间序列的基础数据选取自1992―2011年《宁波市金融年鉴》和《宁波市统计年鉴》的相关数据。
2.变量平稳性检验
对时间序列的分析需要通过建立以因果关系为基础的结构模型进行，而进行模型分析背后所隐藏的假设便是这些数据都是平稳的，否则，t、F等假设检验均不可信。此外，涉及时间序列数据的另一个问题是虚假回归，即如果有两列时间序列数据表现出一致的变化趋势（非平稳），即使他们之间没有任何经济关系，但进行回归也可表现出较高的可决系数。本文采用ADF检验平稳性，结果如表1。
注：上表中，△表示变量的一阶差分；检验类型括号中的c，t和p分别表示检验平稳时估计方程的常数项单位根检验方程的常数项、时间趋势项和滞后阶数。
从表1可以看出，各个变量的时间序列都是不平稳的，但是经过一阶差分后在10%显著性水平下通过检验，各个变量均为一阶单整。因此满足协整检验的前提条件。
3.协整检验
如果存在时间序列的两个变量是不平稳的，但它们的某个线性组合却是平稳的，那么这组时间序列的两个变量是协整的，表示它们存在长期的稳定关系。根据协整理论，如果两个时间序列满足同阶单整并且存在协整关系，那么这两个非平稳序列之间就存在长期均衡的关系。本文采用Johansen （1988）及Juselius（1990）提出的协整检验方法，即JJ检验。检验结果如表2。
检验结果显示，经济增长与金融发展变量之间存在着协整关系，说明宁波经济发展与金融规模程度、金融效率之间存在长期的均衡关系。
4.格兰杰因果检验
考察序列X是否是序列Y产生时的原因的格兰杰因果检验采用如下方法，即先估计当前的Y值被其自身滞后期值所能解释的程度，然后通过验证通过引入X的滞后值是否可以提高Y的被解释程度。如果是，则称序列X是Y的格兰杰原因，此后X的滞后期系数具有统计显著性。宁波经济增长与金融发展之间的格兰杰因果检验结果如表3和表4。
检验结果表明，在滞后度为5的情况下，原假设“FIR不是GDP的格兰杰原因”和“SLR不是GGDP的格兰杰原因”的概率分别为0.09040和0.13760，原假设在5%的显著性水平下可以认为拒绝原假设，即GGDP与FIR、SLR存在因果关系。另外，在滞后度为4和5的情况下，原假设“GGDP不是FIR的格兰杰原因”的概率分别为0.05359和0.17980，在5%的显著性水平下可以认为拒绝原假设。所以从结果看，GGDP与FIR存在双向因果关系，而与SLR只存在单向因果关系。
四、结论
通过对宁波区域金融发展与经济增长时间序列数据的单位根检验、协整检验及格兰杰因果检验，可以得出如下结论：
1.从整体上看，宁波区域金融发展与经济增长之间存在着长期和稳定的关系。
2.宁波的金融规模指标和金融效率指标都是宁波经济增长指标的格兰杰原因，即金融规模扩大和金融效率提高可以促进经济增长。说明宁波可以通过扩大金融规模和提高金融效率来促进宁波的经济发展。
3.宁波经济增长指标是金融规模指标的格兰杰原因，但不是金融效率的格兰杰原因，即宁波经济增长促进了金融规模扩大，但在促进金融效率提高方面的作用并不明显。进一步分析可以发现，宁波金融系统贷存比（D/C）自1991年来一直下降的，直到近几年才有所上升。这主要源于宁波金融机构的信贷投放能力受到制约。一方面，国有商业银行和股份制商业银行按照效益最大化的原则同时兼顾到安全性，实行一级法人管理体制，上存大量资金。这实际上使得宁波的资金被上级投向别的地区，降低了宁波金融机构从储蓄到投资的重要转化，从而影响了宁波金融机构效率。另一方面，宁波很多信用担保机构因发展规模小和担保能力弱，在缓解中小企业融资方面的作用很有限。因此导致经济增长对金融效率提高的作用并不明显。
参考文献
[1]戈德史密史.金融结构和金融发展[M]．上海三联书店，1994年版.
[2]麦金农.经济发展中的货币与资本[M]．上海三联书店，1988年版.
[3]肖.经济发展中的金融深化[M]．上海三联书店，1988年版.
[4]王春峰，马卫锋．金融发展与中国经济增长―虚拟经济与实体经济关系的一种实证分析[C]．第二届全国虚拟经济研讨会论文选，2003．
[5]沈坤荣，张成．金融发展与中国经济增长―基于跨地区动态数据的实证研究[J]．管理世界，2004（7）．
[6]艾洪德，徐明圣，郭凯．我国区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析[J]．财经问题研究，2004（7）．
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[8]郑瑶，毛珍珍，区域金融发展与经济增长关系实证研究―以浙江省为例[N]，中共杭州市委党校学报，2005（6）．
[9]张云．区域金融发展与经济增长、产业结构调整的关系[J]．上海经济研究，2008．
作者简介：王嘉楠(1992-），男，汉族，宁波大学阳明学院，研究方向:金融发展与经济增长。
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