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[摘要] 在金融危机的背景下,金融发展促进经济增长这一大多数学者普遍赞同的观点面临挑战。本文选取1995年——2007年江苏省金融机构相关存贷款量和江苏省经济增长的统计数据,对江苏省经济增长和金融发展之间的关系进行了实证检验,实证结果说明江苏省的金融中介结构与经济增长有长期均衡关系,经济增长是金融结构指标的格兰杰(Granger)原因,金融结构指标不是经济增长的格兰杰(Granger)原因。金融中介规模和效率与经济增长没有因果关系,长期也不存在均衡关系。
[关键词] 金融中介经济增长协整格兰杰检验
一、引言
美国次贷危机引发的全球金融危机日趋恶化,已经由金融层面逐渐深入到实体经济,对各国经济增长均造成了明显的负面影响。目前在各国的政府的前期一系列经济刺激政策措施的影响下,各国经济出现复苏,但是进程十分缓慢。而我国经济在4万亿的政府投资刺激下,经济增速下滑较快扭转,经济回升势头不断巩固,整体向好态势比较明显。根据国家统计局初步测算,今年前三季度,我国国内生产总值(GDP)217817亿元,按可比价格计算,同比增长7.7%,比上半年加快0.6个百分点。 江苏经济总量比较大,经济社会发展水平比较高,经济外向度也比较高,江苏能否保持经济平稳较快发展,对全国大局有着重要意义。因此研究江苏省金融中介和经济增长的关系显得尤为重要。目前关于我国金融中介发展与经济增长关系的研究很多,但主要集中在以下三个方面:一是把中国视为整体,分析中国金融中介发展与经济增长的相关关系;二是以某省或地区作为研究对象,分析该地区的金融中介发展与经济增长的关系;三是以中国各地区为研究对象,分析各地区间的差异,从而深入揭示金融中介发展与经济增长的内在关系。本文是研究的第二方面,在江苏省金融中介与经济增长的关系方面作实证分析,寻找两者关系,并给出相关政策建议。
二、数据、指标选择与计量模型的设定
1.数据和指标的选择
本文的数据来源于文中的基础数据均来自各年《中国统计年鉴》、《中国金融统计》以及江苏省的统计年鉴,并根据计算整理得出,样本年限从1995年到2007年。并且对所有数据进行对数处理。使用Eviews5.0软件进行分析。
(1)本文选取的金融中介指标
第一,金融中介的规模指标SCAIND。对于金融中介规模的测度应该用金融资产值/GDP来衡量,但由于数据难以获得,我们采用一个替代指标。在替代指标的选择上,多数学者均采用贷款总量/GDP,但这一指标不如存款总量/GDP准确,原因在于,目前在我国,银行各营业部仅具有吸收存款功能,没有贷款权限,尤其是各县级营业部,所以用存款总量/GDP更能反映金融中介规模。这一选择方法与Genevieve Boyreau-Debray(2003)相一致。这一指标不仅可以反映金融中介经营规模的扩大,还可以反映资金供给在国民经济中的重要性。
第二,金融中介结构指标STRIND。这里定义的中介结构主要从所有制上来划分,用来衡量国有金融中介与非国有金融中介之间的变动状况,我们将其可定义为非国有金融资产对金融中介资产的比率,同样由于数据上的不可直接获得性,我们采用“1-国有银行贷款∕金融中介贷款总额”的计算方式得到非国有金融资产对金融中介资产的比率。它说明了随着金融中介的发展,非国有金融机构资产占所有金融机构资产的比重的变化情况。该值的增加,可以说明与国有金融中介相竞争的金融中介主体(至少在总量上)在不断增加,在市场中,国有中介与非国有中介的竞争程度在加剧。因而,这一指标不仅说明金融结构的变动趋势,而且更反映了金融中介的竞争程度。
第三,金融中介效率指标SLIND。金融中介的效率主要包括运营效率和配置效率。金融中介效率包括运行效率和配置效率。运行效率是指银行体系中以最小的消耗动员尽可能多的储蓄资金 。一般说来,对于储蓄动员的资源成本,可以用存贷利差和各项经营费用作近似表示。但Demirguc-Kunt和Levine(1996)指出“增加生产率投资可能提高间接费用成本”,因此非常低的间接费用成本可能表明在提供较优的银行服务上的竞争不足和投资不足,所以间接费用成本不是效率确切明显的度量。而且,由于我国的利率水平与管理费用是行政定价,同时管理费用数据不易获得,因而,用存贷利差和一般管理费用来表示运行效率的方法不易适用。所以在本文中不采用该指标。配置效率是指银行将资金盈余部门的资金转化为贷款的效率。在它的度量上,我们选用存贷比表示,即金融机构贷款余额和金融机构存款余额之比,它表示金融中介调度分配社会资源的能力。
(2)本文选取的经济增长指标
我们选择人均GDP作为衡量经济增长的指标变量,考虑到通货膨胀的影响,本文使用江苏省商品零售价格指数(1978年=100)对GDP进行折实,另外为了消除人口规模因素对GDP的影响,最终选择以人均实际国内生产总值PRGDP作为经济增长指标。
2.计量模型的设定
传统的计量方法是从先验的经济理论出发设定OLS结构模型,再由数据估计模型所包含的参数,这种方法对先验的经济理论具有很强的依赖性。本文采用的VAR方法是以数据为出发点,通过对数据的分析来找出各变量之间可能存在的关系。这就能使们能更客观的对金融发展与经济增长之间的关系进行一个考证。同时VAR模型较单方程具有更高的可考性,在处理诸如本文所用的时间序列变量上更有利。因此我们选择在多变量VAR系统中进行金融中介发展与经济增长之间关系的分析。一个p阶VAR模型可以表述为:
其中,yt是k维内生变量向量,是d维外生变量向量,是信息向量,T是样本个数。经过变形我们就可以得到向量误差修正模型VECM,表示为:
其中
由于经过一阶差分的内生变量向量中各序列都是平稳的,因此如果构成的各变量都是I(0)时,才能保证 是平稳过程。因此可得系数矩阵的秩满足0 三、实证检验过程及结果
我们将各个变量序列进行对数化处理,得到新的数列SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1。
1.单位根检验
由于我们所选用的指标变量有可能是非平稳的,具有时间趋势,因此我们对变量进行协整分析之前,首先需要对变量的平稳性作检验,只有变量在t阶平稳(I(t))的条件下,才能进行协整分析。本文用ADF(Augmented Dickey一Fuller)单位根检验方法来检验变量SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1序列的平稳性。检验结果如下表1所示:
注:(1)单位根检验值的方程为包括常数和趋势项方程,且解释变量的滞后项数为0。样本区间为1995-2007。(2)△表示变量的二阶差分。(3)*、**、***分别表示检验值小于1%、5%、10%的置信水平下的临界值。
从表1中前三列可以看出,在数据原始序列水平上,所有的检验结果均没有拒绝有单位根的假设,因此,可以认为SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1、均是非平稳的时间序列。而从后三列可以看出,经过二阶差分后均拒绝原假设,表明差分变量是平稳的。于是,我们认为上述4个变量序列是二阶单整的。对于这些非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归分析方法检验它们之间的相关性,而应采用协整方法进行检验分析,同时它们也符合协整的同阶单整的前提条件。
2.协整检验
协整检验从分析时间序列的非平稳性入手,来探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。本文采用Engle和Granger(1987)提出的方法来检验金融中介发展变量SCAIND1、STRIND1、SLIND1与经济增长变量PRGDP1、NOIND1之间的两两变量之间的协整关系。这种协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验,因此,检验一组变量(因变量和解释变量)之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。这样我们有五组变量进行检验。前面已经检验了上述变量序列都是I(2)的,由此可直接检验变量之间的协整关系,检验结果见下表2:
注:残差序列临界值均表示检验值小于1%的置信水平下的临界值。
从表2中我们可以看出从表中的检验结果显示,江苏省经济增长指标PRGDP与金融中介结构指标STRIND是协整的,或者说这两个变量之间存在长期均衡关系。
3.建立ECM模型
因为江苏省经济增长指标PRGDP与金融中介结构指标STRIND是协整的,所以对它们建立误差修正模型ECM,回归的结果如下: (1)
R2=0.338274,DW=0.786744
回归结果表明,非国有金融资产对金融中介资产的比率的短期变动对人均实际GDP存在正向影响,每年实际发生的人均GDP与其长期均衡值的偏值中的3.2464%被修正。
4.Granger因果关系检验
由于协整分析只是帮助我们分析变量之间是否存在长期均衡的比例关系,但没有对这些变量之间的因果关系进行说明,为了说明这种因果关系,我们需要用Granger检验来进一步验证。由于4个变量序列都是二阶单整的,所以对二阶差分后的序列进行Granger检验。检验结果如下表3
结果证明,人均实际GDP是非国有金融资产对金融中介资产的比率的Granger原因,而非国有金融资产对金融中介资产的比率不是人均实际GDP的Granger原因。
四、结论和建议
通过上述协整检验和葛兰杰因果检验,我们大体可以分析出江苏省经济增长与金融发展之间的长期变动关系和变动因果。我们对PRGDP与SCAIND、SLIND、STRIND之间的关系进行论述经济增长与金融中介发展之间的关系。从协整分析中我们可以看出只有非国有金融资产对金融中介资产的比率STRIND和人均实际GDP即PRGDP1之间存在长期稳定的均衡比例关系。其数学表达式见上式(1),从数据中我们发现非国有金融资产对金融中介资产的比率的短期变动对人均实际GDP存在正向影响关系。具体变动的因果从表3中可以看出。总的看来,金融发展无论是从金融发展规模上,还是贷款量,或是金融机构结构上对经济增长没有构成成因,相反却是江苏省的经济增长导致了金融结构调整。这间接说明了江苏省经济的高速增长,导致存款规模在GDP中的比重增速下降,同时也使得惜贷现象和资金外流现象发生。具体分析产生这种情况的深层原因,本文认为是江苏省经济高速增长带来的经济增长收益,并未被完全吸收转化为经济再度增长的动力。
首先,从表面上看,虽然存款与GDP之比呈上升趋势,但是从增长速度上呈稳中有降的趋势,尤其自2002年以来更是明显下降,见图1。这里的部分原因是由于金融市场发展和金融工具多样化引起的,金融工具不再只局限于银行存款这一类,但也有可能是因为有社会闲散资金未被金融系统充分集中利用或发生向外省转移以谋求更高收益。
第二,从图2来看,江苏省非国有金融资产对金融中介资产的比率处于稳中有升的趋势,而对比图4来看,江苏省人均GDP始终处于上升趋势。江苏省随着金融中介的发展,非国有金融机构资产占所有金融机构资产的比重的稳中有升,可以说明与国有金融中介相竞争的金融中介主体(至少在总量上)在不断增加,在市场中,国有中介与非国有中介的竞争程度在加剧。人均实际GDP是非国有金融资产对金融中介资产的比率的Granger原因,而非国有金融资产对金融中介资产的比率不是人均实际GDP的Granger原因。这说明了江苏省的金融中介对经济增长的作用不是很明显,而经济的增长却优化了金融中介结构。这也说明了金融体制改革相对滞后,金融体系的效率不高等制约因素的存在,在一定程度上阻碍了金融中介发展对江苏经济增长的促进作用。理论上讲,金融发展与经济增长的关系很直观:在非完美的经济中,金融发展提供了一些有用的服务,如:动员储蓄,分散风险,将储蓄转化为投资,监督经理人等。通过发挥这些功能,金融发展对经济增长有促进作用。但是beck,levine (2004)指出:银行通过配置资源来提高储蓄回报率,但银行的发展可能会降低储蓄率。如果在储蓄和投资之间有足够大的外部性,那么银行的发展可能会减缓经济长期增长。levine (2002)指出银行发展阻碍经济增长的三个原因。首先,银行可能会与影响力较大的公司有关,这种影响可能为负。其次,银行偏好谨慎的特性可能会阻碍企业创新。第三,银行的能力与企业的管治高度相关。不仅银行机构发展对经济增长有负效应,股票市场发展也阻碍经济增长。所以必须首先优化金融中介的规模、结构和效率,才会促进经济持续增长。
第三,从图3来看,表现在存贷比的下降上。存贷比的下降,可能是由两个方面引起,一是由于政府宏观政策紧缩,二是因为银行资金向外部转移的结果。但是进一步分析,经济政策是随经济波动而呈周期性波动,但自上世纪90年代来几经开放与紧缩,但存贷比却是年年下降,这就从另一方面说明了,90年代江苏省金融机构中资金向外转移是实在发生的。但是进入21世纪以后,江苏省的存贷比却出现小幅上下波动,这又从一定程度上与政府的宏观政策调控有关。
总之,本文只是通过现有的数据对江苏省金融中介发展与经济增长的关系做出简单的数据分析,关于金融中介的发展对经济增长的实际促进作用如何,这种作用是否可以精确的进行量化,还是仍然值得分析研究的。相信随着我国金融机构改革的进一步深化,金融体系的进一步完善和健全,金融机构的进一步发展和壮大,相关的问题将值得更深层次的研究和探讨。
参考文献:
[1]周好文钟永红:中国金融中介发展与地区经济增长:多变量VAR系统分析[J].金融研究,2004,(6)
[2]郭江山孙建坤李玉红:金融中介与经济增长关系研究——基于河北省的实证分析[J].中国对外贸易,2009,(5)
[3]李忠民刘创刚:金融中介与经济增长的实证研究——以陕西省为例[J].重庆工商大学学报(西部经济论坛),2005,(6)
[4]Demirguc-Kunt A. and R. Levine(1996),”StockMarket Development and Financial Intermediaries: Stylized Facts”,The World Bank Economic Review,10(2):291-321
[5]高铁梅:计量经济分析方法与建模——EViews应用及实例[M],清华大学出版社,2006年1月
[关键词] 金融中介经济增长协整格兰杰检验
一、引言
美国次贷危机引发的全球金融危机日趋恶化,已经由金融层面逐渐深入到实体经济,对各国经济增长均造成了明显的负面影响。目前在各国的政府的前期一系列经济刺激政策措施的影响下,各国经济出现复苏,但是进程十分缓慢。而我国经济在4万亿的政府投资刺激下,经济增速下滑较快扭转,经济回升势头不断巩固,整体向好态势比较明显。根据国家统计局初步测算,今年前三季度,我国国内生产总值(GDP)217817亿元,按可比价格计算,同比增长7.7%,比上半年加快0.6个百分点。 江苏经济总量比较大,经济社会发展水平比较高,经济外向度也比较高,江苏能否保持经济平稳较快发展,对全国大局有着重要意义。因此研究江苏省金融中介和经济增长的关系显得尤为重要。目前关于我国金融中介发展与经济增长关系的研究很多,但主要集中在以下三个方面:一是把中国视为整体,分析中国金融中介发展与经济增长的相关关系;二是以某省或地区作为研究对象,分析该地区的金融中介发展与经济增长的关系;三是以中国各地区为研究对象,分析各地区间的差异,从而深入揭示金融中介发展与经济增长的内在关系。本文是研究的第二方面,在江苏省金融中介与经济增长的关系方面作实证分析,寻找两者关系,并给出相关政策建议。
二、数据、指标选择与计量模型的设定
1.数据和指标的选择
本文的数据来源于文中的基础数据均来自各年《中国统计年鉴》、《中国金融统计》以及江苏省的统计年鉴,并根据计算整理得出,样本年限从1995年到2007年。并且对所有数据进行对数处理。使用Eviews5.0软件进行分析。
(1)本文选取的金融中介指标
第一,金融中介的规模指标SCAIND。对于金融中介规模的测度应该用金融资产值/GDP来衡量,但由于数据难以获得,我们采用一个替代指标。在替代指标的选择上,多数学者均采用贷款总量/GDP,但这一指标不如存款总量/GDP准确,原因在于,目前在我国,银行各营业部仅具有吸收存款功能,没有贷款权限,尤其是各县级营业部,所以用存款总量/GDP更能反映金融中介规模。这一选择方法与Genevieve Boyreau-Debray(2003)相一致。这一指标不仅可以反映金融中介经营规模的扩大,还可以反映资金供给在国民经济中的重要性。
第二,金融中介结构指标STRIND。这里定义的中介结构主要从所有制上来划分,用来衡量国有金融中介与非国有金融中介之间的变动状况,我们将其可定义为非国有金融资产对金融中介资产的比率,同样由于数据上的不可直接获得性,我们采用“1-国有银行贷款∕金融中介贷款总额”的计算方式得到非国有金融资产对金融中介资产的比率。它说明了随着金融中介的发展,非国有金融机构资产占所有金融机构资产的比重的变化情况。该值的增加,可以说明与国有金融中介相竞争的金融中介主体(至少在总量上)在不断增加,在市场中,国有中介与非国有中介的竞争程度在加剧。因而,这一指标不仅说明金融结构的变动趋势,而且更反映了金融中介的竞争程度。
第三,金融中介效率指标SLIND。金融中介的效率主要包括运营效率和配置效率。金融中介效率包括运行效率和配置效率。运行效率是指银行体系中以最小的消耗动员尽可能多的储蓄资金 。一般说来,对于储蓄动员的资源成本,可以用存贷利差和各项经营费用作近似表示。但Demirguc-Kunt和Levine(1996)指出“增加生产率投资可能提高间接费用成本”,因此非常低的间接费用成本可能表明在提供较优的银行服务上的竞争不足和投资不足,所以间接费用成本不是效率确切明显的度量。而且,由于我国的利率水平与管理费用是行政定价,同时管理费用数据不易获得,因而,用存贷利差和一般管理费用来表示运行效率的方法不易适用。所以在本文中不采用该指标。配置效率是指银行将资金盈余部门的资金转化为贷款的效率。在它的度量上,我们选用存贷比表示,即金融机构贷款余额和金融机构存款余额之比,它表示金融中介调度分配社会资源的能力。
(2)本文选取的经济增长指标
我们选择人均GDP作为衡量经济增长的指标变量,考虑到通货膨胀的影响,本文使用江苏省商品零售价格指数(1978年=100)对GDP进行折实,另外为了消除人口规模因素对GDP的影响,最终选择以人均实际国内生产总值PRGDP作为经济增长指标。
2.计量模型的设定
传统的计量方法是从先验的经济理论出发设定OLS结构模型,再由数据估计模型所包含的参数,这种方法对先验的经济理论具有很强的依赖性。本文采用的VAR方法是以数据为出发点,通过对数据的分析来找出各变量之间可能存在的关系。这就能使们能更客观的对金融发展与经济增长之间的关系进行一个考证。同时VAR模型较单方程具有更高的可考性,在处理诸如本文所用的时间序列变量上更有利。因此我们选择在多变量VAR系统中进行金融中介发展与经济增长之间关系的分析。一个p阶VAR模型可以表述为:
其中,yt是k维内生变量向量,是d维外生变量向量,是信息向量,T是样本个数。经过变形我们就可以得到向量误差修正模型VECM,表示为:
其中
由于经过一阶差分的内生变量向量中各序列都是平稳的,因此如果构成的各变量都是I(0)时,才能保证 是平稳过程。因此可得系数矩阵的秩满足0
我们将各个变量序列进行对数化处理,得到新的数列SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1。
1.单位根检验
由于我们所选用的指标变量有可能是非平稳的,具有时间趋势,因此我们对变量进行协整分析之前,首先需要对变量的平稳性作检验,只有变量在t阶平稳(I(t))的条件下,才能进行协整分析。本文用ADF(Augmented Dickey一Fuller)单位根检验方法来检验变量SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1序列的平稳性。检验结果如下表1所示:
注:(1)单位根检验值的方程为包括常数和趋势项方程,且解释变量的滞后项数为0。样本区间为1995-2007。(2)△表示变量的二阶差分。(3)*、**、***分别表示检验值小于1%、5%、10%的置信水平下的临界值。
从表1中前三列可以看出,在数据原始序列水平上,所有的检验结果均没有拒绝有单位根的假设,因此,可以认为SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1、均是非平稳的时间序列。而从后三列可以看出,经过二阶差分后均拒绝原假设,表明差分变量是平稳的。于是,我们认为上述4个变量序列是二阶单整的。对于这些非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归分析方法检验它们之间的相关性,而应采用协整方法进行检验分析,同时它们也符合协整的同阶单整的前提条件。
2.协整检验
协整检验从分析时间序列的非平稳性入手,来探求非平稳变量间蕴含的长期均衡关系。本文采用Engle和Granger(1987)提出的方法来检验金融中介发展变量SCAIND1、STRIND1、SLIND1与经济增长变量PRGDP1、NOIND1之间的两两变量之间的协整关系。这种协整检验方法是对回归方程的残差进行单位根检验,因此,检验一组变量(因变量和解释变量)之间是否存在协整关系等价于检验回归方程的残差序列是否是一个平稳序列。这样我们有五组变量进行检验。前面已经检验了上述变量序列都是I(2)的,由此可直接检验变量之间的协整关系,检验结果见下表2:
注:残差序列临界值均表示检验值小于1%的置信水平下的临界值。
从表2中我们可以看出从表中的检验结果显示,江苏省经济增长指标PRGDP与金融中介结构指标STRIND是协整的,或者说这两个变量之间存在长期均衡关系。
3.建立ECM模型
因为江苏省经济增长指标PRGDP与金融中介结构指标STRIND是协整的,所以对它们建立误差修正模型ECM,回归的结果如下: (1)
R2=0.338274,DW=0.786744
回归结果表明,非国有金融资产对金融中介资产的比率的短期变动对人均实际GDP存在正向影响,每年实际发生的人均GDP与其长期均衡值的偏值中的3.2464%被修正。
4.Granger因果关系检验
由于协整分析只是帮助我们分析变量之间是否存在长期均衡的比例关系,但没有对这些变量之间的因果关系进行说明,为了说明这种因果关系,我们需要用Granger检验来进一步验证。由于4个变量序列都是二阶单整的,所以对二阶差分后的序列进行Granger检验。检验结果如下表3
结果证明,人均实际GDP是非国有金融资产对金融中介资产的比率的Granger原因,而非国有金融资产对金融中介资产的比率不是人均实际GDP的Granger原因。
四、结论和建议
通过上述协整检验和葛兰杰因果检验,我们大体可以分析出江苏省经济增长与金融发展之间的长期变动关系和变动因果。我们对PRGDP与SCAIND、SLIND、STRIND之间的关系进行论述经济增长与金融中介发展之间的关系。从协整分析中我们可以看出只有非国有金融资产对金融中介资产的比率STRIND和人均实际GDP即PRGDP1之间存在长期稳定的均衡比例关系。其数学表达式见上式(1),从数据中我们发现非国有金融资产对金融中介资产的比率的短期变动对人均实际GDP存在正向影响关系。具体变动的因果从表3中可以看出。总的看来,金融发展无论是从金融发展规模上,还是贷款量,或是金融机构结构上对经济增长没有构成成因,相反却是江苏省的经济增长导致了金融结构调整。这间接说明了江苏省经济的高速增长,导致存款规模在GDP中的比重增速下降,同时也使得惜贷现象和资金外流现象发生。具体分析产生这种情况的深层原因,本文认为是江苏省经济高速增长带来的经济增长收益,并未被完全吸收转化为经济再度增长的动力。
首先,从表面上看,虽然存款与GDP之比呈上升趋势,但是从增长速度上呈稳中有降的趋势,尤其自2002年以来更是明显下降,见图1。这里的部分原因是由于金融市场发展和金融工具多样化引起的,金融工具不再只局限于银行存款这一类,但也有可能是因为有社会闲散资金未被金融系统充分集中利用或发生向外省转移以谋求更高收益。
第二,从图2来看,江苏省非国有金融资产对金融中介资产的比率处于稳中有升的趋势,而对比图4来看,江苏省人均GDP始终处于上升趋势。江苏省随着金融中介的发展,非国有金融机构资产占所有金融机构资产的比重的稳中有升,可以说明与国有金融中介相竞争的金融中介主体(至少在总量上)在不断增加,在市场中,国有中介与非国有中介的竞争程度在加剧。人均实际GDP是非国有金融资产对金融中介资产的比率的Granger原因,而非国有金融资产对金融中介资产的比率不是人均实际GDP的Granger原因。这说明了江苏省的金融中介对经济增长的作用不是很明显,而经济的增长却优化了金融中介结构。这也说明了金融体制改革相对滞后,金融体系的效率不高等制约因素的存在,在一定程度上阻碍了金融中介发展对江苏经济增长的促进作用。理论上讲,金融发展与经济增长的关系很直观:在非完美的经济中,金融发展提供了一些有用的服务,如:动员储蓄,分散风险,将储蓄转化为投资,监督经理人等。通过发挥这些功能,金融发展对经济增长有促进作用。但是beck,levine (2004)指出:银行通过配置资源来提高储蓄回报率,但银行的发展可能会降低储蓄率。如果在储蓄和投资之间有足够大的外部性,那么银行的发展可能会减缓经济长期增长。levine (2002)指出银行发展阻碍经济增长的三个原因。首先,银行可能会与影响力较大的公司有关,这种影响可能为负。其次,银行偏好谨慎的特性可能会阻碍企业创新。第三,银行的能力与企业的管治高度相关。不仅银行机构发展对经济增长有负效应,股票市场发展也阻碍经济增长。所以必须首先优化金融中介的规模、结构和效率,才会促进经济持续增长。
第三,从图3来看,表现在存贷比的下降上。存贷比的下降,可能是由两个方面引起,一是由于政府宏观政策紧缩,二是因为银行资金向外部转移的结果。但是进一步分析,经济政策是随经济波动而呈周期性波动,但自上世纪90年代来几经开放与紧缩,但存贷比却是年年下降,这就从另一方面说明了,90年代江苏省金融机构中资金向外转移是实在发生的。但是进入21世纪以后,江苏省的存贷比却出现小幅上下波动,这又从一定程度上与政府的宏观政策调控有关。
总之,本文只是通过现有的数据对江苏省金融中介发展与经济增长的关系做出简单的数据分析,关于金融中介的发展对经济增长的实际促进作用如何,这种作用是否可以精确的进行量化,还是仍然值得分析研究的。相信随着我国金融机构改革的进一步深化,金融体系的进一步完善和健全,金融机构的进一步发展和壮大,相关的问题将值得更深层次的研究和探讨。
参考文献:
[1]周好文钟永红:中国金融中介发展与地区经济增长:多变量VAR系统分析[J].金融研究,2004,(6)
[2]郭江山孙建坤李玉红:金融中介与经济增长关系研究——基于河北省的实证分析[J].中国对外贸易,2009,(5)
[3]李忠民刘创刚:金融中介与经济增长的实证研究——以陕西省为例[J].重庆工商大学学报(西部经济论坛),2005,(6)
[4]Demirguc-Kunt A. and R. Levine(1996),”StockMarket Development and Financial Intermediaries: Stylized Facts”,The World Bank Economic Review,10(2):291-321
[5]高铁梅:计量经济分析方法与建模——EViews应用及实例[M],清华大学出版社,2006年1月