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　　导读：金融论文：“我国金融业发展水平测度及其对经济发展的贡献度”选取1998-2016年的时间序列数据，通过熵权法、协整检验、格兰杰检验和方差分解等计量方法，探究了某省金融发展水平及其对经济增长的贡献度。结果显示，某省金融发展水平与经济实力不相匹配，间接融资效率较低，直接融资效率较高，对经济增长有正向的带动作用和存在长期的均衡关系，金融发展是经济增长的原因，但对经济增长的贡献度有待提高。

　　我国金融业发展水平测度及其对经济发展的贡献度

　　摘要：本文选取1998-2016年的时间序列数据，通过熵权法、协整检验、格兰杰检验和方差分解等计量方法，探究了某省金融发展水平及其对经济增长的贡献度。结果显示，某省金融发展水平与经济实力不相匹配，间接融资效率较低，直接融资效率较高，对经济增长有正向的带动作用和存在长期的均衡关系，金融发展是经济增长的原因，但对经济增长的贡献度有待提高。

　　关键字：金融发展 熵权法 方差分解 贡献度

　　前言

　　金融业逐渐成为经济发展的核心，金融危机的爆发对经济的打击越来越大，同样，金融具有优化资源配置和提高资金使用效率优势，其在经济发展中解决资金缺乏发挥着重要作用。2016年某省GDP排名全国第三，某省作为一个名副其实经济大省，经济实力雄厚。2020年某省要实现全民奔小康政治目标，主动对接一路一带国家发展战略，尽快打造山东半岛国家级城市群。但总体而言，山东金融业的发展还存在一定程度的压抑，对经济增长的贡献度有待提高，在此背景下，如何让金融在经济增长中发挥更大作用，具有十分重要的意义。

　　一、文献综述

　　国内外对金融水平的度量主要根据金融发展理论、内生金融理论和金融约束理论选取合适的指标，衡量某地区的金融发展水平的。金融发展理论的思想起源于Gurley(1955)和Shaw (1956)的著作，通过建立一种从简单向复杂逐步演进的金融发展模型，证明了经济发展阶段越高，金融作用越强，揭开了金融发展理论研究的序幕[1]。Paul M. Romer (1986) 和Robert E. Lucas Jr (1988)分别将内生经济增长理论等相关理论引入金融发展理论，把金融因素作为内生增长理论模型的重要变量，因此提出了内生金融理论[2]。Hellman, Murdoc和Stiglitz(1997)对金融约束理论进行了深入探讨，并建立了理论框架，他们认为，政府在金融发展中起到政策引导作用，如制定合适的存贷利率和汇率等手段引导金融发展，这样既能避免金融抑制，也能促进金融发展[3]。随后，国内外学者关于金融与经济关系的研究逐渐成为热点。Goldsmith (1969 )认为金融市场是经济活动的中心，经济的增长可以部分被金融服务解释，他通过对35个国家的数据归纳分析，得出金融相关率与经济增长存在正相关关系等10个金融发展与经济增长的结论，奠定了金融发展与经济增长实证研究的基石[4]。Greenwood和Smith (1997)则认为金融市场通过增强专业化来促进经济增长，为分析经济增长来源和决定因素提供了新思路，推动了经济增长理论研究的大发展[5]。Rajan和Zinga1es(1998)通过研究认为金融水平越发达，企业外部融资成本越低，更有利于企业的集聚和创新，进而促进经济增长[6]。Rafael Cezar(2011)通过对135个国家的实证分析得出，金融发展水平的提高不仅有利于国际贸易的发展，还对经济的各个方面都产生积极影响[7]。

　　国内学者从不同角度对金融发展与经济增长关系的研究成果较多，也较为全面。闫坤和孟艳(2009)从利率、汇率及流动性过剩等角度来研究金融发展与经济增长的关系[8]。武志(2010)采用戈氏指标对我国的金融发展水平进行考察，通过实证分析得出我国金融发展促进了经济增长的结论[9]。 徐淑芳和彭馨漫(2014)通过VAR模型分析粤、苏、浙金融业对经济发展的贡献度，认为金融发展与经济增长存在因果关系，并提出促进广东金融业对经济增长的贡献度[10]。赵予新，马琼(2015)认为金融业对城市基础设施融资有显著的正向关系，带动城市经济的发展[11]。戴伟，张雪芳(2017)通过实证分析得出，金融市场化显著优化了我国实体经济资本的配置，但金融发展对实体经济资本配置效率提高的促进作用有待提高[12]。于成永(2016)基于45篇英文文献中623个有关金融发展与经济增长关系的方程，通过实证检验发现，银行的发展和金融的集聚对经济增长的贡献较大，但是，金融发展--经济增长效应会随着时间的递延而减弱[13]。

　　此篇金融论文以上学者从多个角度研究了金融发展与经济的关系，并定量与定性分析了金融发展对经济增长的带动作用，但较少从区域的角度微观分析金融业对经济增长的贡献度。本文采用熵值法测量山东金融业发展水平，然后利用方差分解分析金融业对经济增长的贡献度。

　　二、金融业发展水平测度

　　在衡量金融发展水平的指标上，学者的观点大致分为两种。一种以戈德史密斯创造的戈氏指标，即金融相关比率，他用某一时刻的金融资产与国民财富的比值，反映金融在我国经济中的深化程度。另一种是麦金农提出的麦氏指标，即货币存量(M2)与GDP的比值，反映了经济的货币化程度。哪一种方法适合我国国情，目前尚存在争议。为更准确的度量山东金融业的发展水平，本文借鉴严武军[14]、熊晓炼和周迎丰[15]等人研究的成果基础上，选取1998年至2016年的金融机构存款余额与金融机构贷款余额比值和金融机构存款余额、贸易总额、社会消费品零售总额、金融业增加值、股票筹资额与保费收入分别占GDP比重作为衡量指标，数据均来源于国泰安数据库与山东国民经济和统计发展公报。为客观地测量山东金融业的发展水平，采用熵权法测算山东金融业的综合发展水平。　　指标金融机构存款余额/GDP 金融机构贷款/金融机构存款贸易总额/GDP 社会消费品零售总额/GDP金融业产值/GDP 股票筹资额/GDP 保费收入/GDP

　　熵权0.1130.1050.1320.1140.1240.270.142

　　由图1知，山东金融业水平一直缓慢发展，近20年仅增长了不足8个百分点，这与崔新岩得到的结论一致[16]。由表1知，股票筹资的熵权最大，金融机构贷款余额与存款余额比值熵权最小，说明某省直接融资效率较高，间接融资效率低下。下面从实证角度出发探究某省金融业对经济增长的贡献度。

　　三、山东金融业对经济增长贡献度的实证分析

　　(一) 指标的选取

　　某省经济增长的的衡量指标，根据现有研究成果显示，地区生产总值能较好反映某一地区的经济增长水平，但为了能更好地反映出真实的经济增长能力和居民生活水平的提升，因此本文人均GDP的增长率作为经济增长的衡量指标，记为Y。某省的金融业发展水平直接使用以上算出的测量值，记为F。本文选取1998至2016的指标数据均来源于国泰安数据库与某省国民经济发展和统计公报。

　　(二) 计量检验与实证结果分析

　　1.ADF单位根检验

　　由于一些经济变量是非平稳时间序列，所以本文先对Y与F进行平稳性检验，只有两者在同阶单整平稳的情况下，才有可能存在协整关系。本文用eviews7 软件采用ADF单位根检验对两者进行平稳性检验，检验结果如表2。

　　表2 ADF单位根检验结果

　　变量检验形式(C, T, K)ADF检验值P值结论

　　F(C,T,1)-2.2330260.4438不平稳

　　DF(C,T,0)-4.0067550.0314平稳**

　　Y(C,0,0)-1.8195670.3587不平稳

　　DY(C,0,0)-4.8920010.0014平稳***

　　注：D表示一阶差分，检验形式(C, T, K)表示单位根检验方程中常数项、趋势项及滞后阶数，“***”、“**”、“*”分别表示1%、5%及10%水平显著，下同

　　从表1中可以看出，原时间序列的各变量的是非平稳的，但对原时间序列的各变量经过一阶差分后的序列是平稳，因此经过一阶差分后的时间序列都是一阶单整平稳序列。说明两者之间存在着可能存在着协整关系。

　　2.Johansen协整检验和格兰杰检验

　　由以上知，DF和DY是平稳的时间序列，因此对两者进行Johansen协整检验。检验结果如表3。

　　表3 Johansen协整检验结果

　　原假设特征值迹统计量5%显著水平P值结论

　　一个没有0.2942725.5764063.8414660.0182拒绝

　　最多一个0.41266714.0912915.494710.0805接受

　　由此篇金融论文以上协整方程可知，金融业对经济有正向的带动作用，两者存在长期的均衡关系，金融发展水平每提高1个单位，经济增长就提高0.79单位。但DF的系数小于1，说明金融业对经济增长的贡献没有完全发挥，金融业产生乘数效应没有较好的释放，两者缺乏联动效应，经济增长对金融发展水平的提高不敏感。

　　协整检验只能说明DF和DY长期内具有单向的因果关系，不能对两者间短期内因果关系进行分析。为进一步检验两者之间的传导关系，本文采用格兰杰因果关系检验两者之间的因果关系，检验结果如表4。

　　表4 格兰杰因果关系检验结果

　　滞后阶数原假设F统计量P值结论

　　1DF不是DY格兰杰原因6.394010.0241拒绝

　　DY不是DF格兰杰原因2.935490.1087接受

　　由表4知，DF是DY的格兰杰原因而DY不是DF的格兰杰原因，说明山东金融水平的提高是经济增长的原因，但经济增长不是促使金融业发展的原因。由于P值为0.1087较小，说明对DY不是DF格兰杰原因的接受性较差，有一定的拒绝性，在一定程度上可认为，经济的增长促进了金融业的发展。

　　四、基于VAR模型的方差分解

　　为了进一步研究山东金融发展水平对经济增长的贡献度，本文采用基于VAR模型的方差分解进行探究。由以上可知，原时间序列经过一阶差分后平稳，所以直接用DY和DF序列。在不考虑外生变量情况下，可以建立以下模型：

　　其中，

　　分别表示常数项和随机扰动项。

　　方差分解要求建立的VAR模型必须是稳定的，在进行模型的稳定性检验前需要判定的最优滞后阶数，根据AIC和SC最小准则，由表5可知，VAR模型的最优滞后阶数为1。

　　表5 最优滞后阶数检验结果

　　LagLogLLRFPEAICSC

　　0 76.10137NA 8.67e-08-10.58591-10.49462

　　1 86.19831 15.86663* 3.67e-08*-11.4569 -11.18302*

　　2 87.03531 1.076141 6.08e-08-11.00504-10.54857

　　3 90.92856 3.893249 7.05e-08-10.98979-10.35074

　　接下来，采用AR根图对模型的稳定性进行检验，检验结果如图2。由图2可知，所有根模的倒数均在单位圆内，因此此模型是稳定的。

　　图2 AR根图检验结果

　　利用eviews7对以上VAR模型进行估计，可以得出以下方程式：

　　由以上方程式可知，山东金融发展水平的前一期对自身和经济增长的当期会有一个正的影响，即金融发展水平前一期每增长1个单位，自身和经济增长的当期依次会增加0.36个单位和4.44个单位。

　　为了进一步分析，山东金融业对经济增长的贡献度，对DY进行方差分解，结果如表6所示。

　　表6 DY方差分解分析结果

　　PeriodS.E.DYDF

　　1 0.038047 100.0000 0.000000

　　2 0.045625 85.80475 14.19525

　　3 0.046897 85.89920 14.10080

　　4 0.046939 85.76340 14.23660

　　5 0.046984 85.74240 14.25760

　　6 0.046985 85.74273 14.25727

　　7 0.046985 85.74178 14.25822

　　8 0.046986 85.74181 14.25819

　　9 0.046986 85.74179 14.25821

　　10 0.046986 85.74179 14.25821

　　表6的第一列是预测期，第二列是经济增长变量DY各期预测值的标准差(S. E)。由方差分解分析结果知，近年来，山东金融业对经济增长的贡献度一直维持在14.26%左右，还处在一个较低水平。

　　五、结论与建议

　　通过熵权法测度山东金融业综合发展水平，再利用协整检验、格兰杰因果检验和方差分解探究山东金融业发展对经济增长的贡献度，可以得出以下结论：

　　(一)山东金融发展综合水平发展较为缓慢，直接融资效率较高对金融发展的带动作用较强，以银行为主的金融机构融资效率较低，对金融发展的促进有限，金融发展水平与山东作为我国经济大省的实力不相匹配。

　　(二)山东金融业对经济增长有正向的带动作用和存在长期的均衡关系，金融发展是经济增长的原因。但金融发展的弹性系数小于1，说明经济增长对金融发展水平的提高是缺乏弹性的，两者的协调性不强。

　　(三)山东金融发展对经济增长的贡献度较低，相比浙江的金融对经济增长的贡献度超过50%而言[10]，山东金融业对经济增长的贡献度还有很大的提升空间。

　　基于以上结论，结合某省实际提出以下合理建议，以期进一步提高山东金融业对经济增长的贡献度。

　　(一) 扩大金融市场的开放程度，增加资金来源渠道

　　金融具有优化资源配置的优势，金融中介的融资功能为经济增长提供动力。随着山东经济开放程度的不断加大，金融对经济的影响也随之变大。山东应引进外地金融机构(包括国外)和支持本地金融机构走出去，扩大金融市场的开放程度，增加资金来源渠道。引进外地金融机构可以增加本地的资金来源，也可以活跃本地金融市场和增加就业，加剧竞争的同时也会使金融市场更加有效。支持本地金融机构走出去，开辟了外地资金流入某省的新渠道，增加了资金来源的渠道，也可以学习外地先进的金融风险管理经验，使其更好地为经济增长服务。

　　(二) 加快金融创新，提高银行等金融机构的融资效率

　　某省的金融机构融资效率较低，严重阻碍了金融发展的步伐。某省应大力支持金融创新，多样化金融工具，先进的金融体制，更能促进金融稳定运行，为经济增长提供新动力。以银行为主的金融机构，应转变传统经营观念，敢于尝试和探索新的金融发展理念，提高融资效率。

　　(三) 建立多层次金融市场体系，充分激发金融市场的活性

　　某省以银行为主的金融机构融资效率较低，对金融发展水平的提高带动作用有限。某省在提高银行融资效率的同时，应注重金融市场体系的多层次发展，如鼓励企业债券融资、票据融资和资产证券化等多层次开展金融市场，充分激发金融市场的活性，增强抗金融风险的能力。另外，支持建设村镇银行、小额贷款公司和引导大型金融机构在县域建立分支机构，广泛调动各地区的金融活跃性，缩小地区间金融发展的不平衡度，使资金在不同地区间能自由流动。

　　参考文献：

　　[1] Gurley, J. G. and Shaw, E. S. 1967，Financial Structure and Economic Development, Economic Development and cultural Change, April.

　　[2] Robert E. Lucas Jr. On the mechanics of economic development[J]. Journal of Monetary Economics (1988) 12:3-42.

　　[3] Hellmann, Murdock，Stiglitz. Restraint: A new analytical framework.1997.

　　[4] Goldsmith Raymond: Financial structure and development New Haven: Yale University Press 1969.

　　[5] Greenwood, Jeremy & Smith, Bruce, Financial markets in development, and development of financial markets, J. Econ. Dynamics and Control, 1997.

　　[6] Raghu ram G. Raj an, Luigi Zinga1es.Financial Dependence and Growth[J].The American Economic Review, 1998(3):559-586.

　　[7] Rafael Cezar. New toning financial development with heterogeneous firms. Universite Paris Dauphine, Place du Marecha1 de Lattre de Tassigny, 75775 Paris Cedex 16, France. IRD UMR 225 DIAL, Paris, France,2011.

　　[8]闫坤，孟艳.理论视野下的中国金融改革、发展与稳定---2008年中国金融理论研究综述[J].首都经济贸易大学学报，2009(4)：115-123.

　　[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)：58-69.

　　[10]徐淑芳，彭馨漫.广东金融发展对经济增长的贡献研究---基于与江苏和浙江的比较分析[J].经济研究参考，2014(7)：63-68.

　　[11]赵予新，马琼.金融支持城市基础设施投融资贡献度的研究[J].金融理论与实践，2015(6)：64-67.

　　[12]戴伟，张雪芳.金融发展、金融市场化与实体经济资本配置效率[J].审计与经济研究2017(1)：117-127.

　　[13]于成永.金融发展与经济增长关系:方向与结构差异---源自全球银行与股市的元分析证据[J].南开经济研究，2016(1)：33-50.

　　[14]严武军.中国区域金融发展水平差异分析[J].云南财经大学学报，2011(4)：69-73.

　　[15]熊晓炼，周迎丰.西南地区金融发展水平评价与比较研究[J].西部论坛，2016(5)：61-70.

　　[16]催新岩.区域金融与区域经济协调可持续发展---山东与粤苏浙三省金融业发展差异分析[D].山东大学硕士论文，2013.

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