1、1海南省金融发展与经济增长关系的实证分析【摘 要】金融是现代经济的核心，是各种社会资源的货币形式进行优化配置的重要领域。本文以 1990 年至 2011 年海南省人均实际 GDP作为衡量经济增长的指标，用金融相关率和证券化比率衡量金融发展，对海南省经济增长与金融发展的相关性进行实证分析。通过格兰杰因果关系检验和协整检验得出的结论是，海南省金融发展与经济增长存在长期、稳定的关系，海南金融发展与经济增长之间仅存在着金融发展促进经济增长的单向格兰杰因果关系，并且这种关系比较微弱，仅在滞后二期起作用。【关键词】海南省；金融发展；经济增长一、引言海南建省以来，随着经济社会的快速发展，金融业也不断发展壮大
2、，金融资产总量快速增长，规模不断扩大，金融业已成为发展较快的产业之一。但是，海南省金融业运行中仍存在不少问题，特别是在海南推进国际旅游岛建设的现今，这些问题更是亟待解决。了解海南金融业与经济增长的关系，对于利用金融杠杆推动区域经济均衡、快速发展具有重要的意义。特别是近几年以来，海南省金融业在改革创新中加快发展，金融机构和从业人员不断增加，信贷规模不断扩大，保险业务和证券业务不断增长，一个服务种类齐全、功能完善的金融组织体系已经建立。所以，关于海南省金融发展与经济增长的关系的研究的时机已经成熟，2这种研究对于促进海南经济与金融二者的协调发展也是十分必要的。二、研究设计（一）指标选取1.金融相关比
3、率金融相关比率是（FIR）指“某一时点上现存金融资产总额与国民财富实物资产总额加上对外净资产之比” 。金融相关比率是衡量金融发展水平的最重要指标。周立（2003）通过对区域金融资产结构的分析得出结论：就区域层面的金融资产而言，如果不计流通中现金的影响，全部金融机构存贷款相关指标对金融发展水平的代表性在 95%以上，所以在这里选用存贷款余额代替金融资产总量。金融相关比率即海南省年末存贷款余额与 GDP 的比值。2.证券化比率证券化率，指的是一国各类证券总市值与该国国内生产总值的比率，实际计算中证券总市值通常用股票总市值来代表。证券化率越高，意味着证券市场在国民经济中的地位越重要，因此它是衡量一国
4、证券市场发展程度的重要指标。一国或地区的证券化率越高，意味着证券市场在该国或地区的经济体系中越重要。本文用金融相关比率和证券化比率共同代表金融发展水平，并且股票总市值用海南省各年上市公司的股票市值的简单加和来表示。3.海南省经济增长在衡量各地区经济发展水平时，则是选取各地区人均 GDP 作为指标，以消除模型中的人力资源因素。本文取海南省人均国内生产总值（GDP）3为计量标准，在数据的处理上，对人均 GDP 取自然对数，以消除数据的非平稳性和异方差。（二）建立模型本文采用单位根查验、协整查验和 Granger 因果关系查验等动态计量方式分析金融发展与经济增长相互间的联系，该方式是国内外双变量因果
5、关系分析的主流方式，可以可行处理线性回归等方式出现“伪回归”和没有办法进行双向因果性查验的难题。所以基于以上所选取的指标，本研究建立了以下模型：?RARGDPt=+lnFIRt+?lnX2t+t其中：ARGDPt 代表海南省各年的人均国内生产总值，即海南省经济增长。FIRt 代表海南省金融相关比率，X2t 代表海南省证券化比率，?代表证券化比率的系数，金融相关比率的系数，代表常数项， 代表误差项。（三）抽样数据考虑到中国金融市场实际情况（证券市场建立较晚）和数据可获性以及海南省建省时间比较晚，本文选取 19902011 年的数据，而且采用年度数据，在数据处理上，对所有变量均取自然对数。海南省
6、GDP，人均GDP，金融机构存贷款余额，海南省上市公司总市值的原始数据均来自相关各期海南统计年鉴和海南金融年鉴 。统计分析原始数据并进行相关处理后，整理如表 1。三、实证检验及分析（一）单位根检验4本文采用 Eviews3.1 统计软件。由于讨论时间序列协整性、格兰杰因果关系等情况的前提是各序列都为平稳时间序列。这里采用 ADF 检验法，滞后期的选择根据 AIC 准则进行确定。为消除变量间的异方差，对ARGDP 和 FIR 及证券化比率 X2 这三个变量都取对数，记为 LNARGDP 和LNFIR 及 LNX2t，并采用单位根 ADF 检验法检验。结果如下：单位根检验结果显示，海南省人均实际
7、GDP 以及金融相关率和证券化比率的对数序列的 ADF 统计量都大于 1%，5%，10%显著性水平的MaeKinnon 临界值，无法拒绝有单位根的原假设，因此可以认为所有原始序列都是非平稳序列，具有时间趋势。对三对数序列进行一阶差分处理，然后进行 ADF 检验，结果如下：结果显示，所有序列变量经过一阶差分后都拒绝了有单位根的假设，表明差分变量都是平稳的，因此模型中所有的序列变量都符合 I（1）的特征。对此非平稳的经济变量可以用协整方法进行分析处理。（二）协整关系检验对于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是否具有相关性。协整检验是对非平稳经济变量的长期均衡关系的统计描述，
8、通过上面单位根检验可知，所有序列一阶差分后都是平稳序列，都为一阶单整，满足协整检验前提。下面采纳应用EG（EngleGranger）两步法进行协整查验，即经过对回归方程的残差进行单位根查验，来判断线性回归方程设定是否合理、稳定。假设残差序列是安稳的，阐明回归方程的因变量和表明变量之间存在稳定的均衡关系。反之，则变量之间不存在稳定均衡的关系，即便参数估计的结局5很抱负，这样的回归也缺乏意义。首先估计 LNARGDP 和 LNFIR 与 LNX2T 的回归方程，结果如下：参数估计值下面括号中的数值为统计值。计算 OLS 估计的残差，并检验上述模型的残差项是否为平稳序列，结果如下：残差单位根检验：
9、在 1%，5%，10%的显著性水平下，t 统计量值为3.898877，小于相应临界值，可以拒绝有单位根的原假设，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明两者存在协整关系，存在长期、稳定的关系。也就是说，海南省在 5%的显著性水平下，金融发展与经济增长存在长期、稳定的关系。（三）格兰杰因果关系检验为分析海南省经济增长变量与金融发展变量之间因果关系方向，需要进行格兰杰因果关系检验。由于格兰杰因果关系检验对于滞后的阶数非常敏感，将采取依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性，滞后期数分别取 14 期。结果如下：结果表明：在 5%的显著性水平下，只有滞后二期金融相关率是海南经济增长的格兰杰原因；滞后一期
10、的证券化比率是金融相关率的格兰杰原因，而滞后一期到滞后四期经济增长都不是金融相关率和证券化比率的格兰杰原因。所以海南金融发展与经济增长之间仅存在着金融发展促进经济增长的单向格兰杰因果关系，并且这种关系比较微弱，仅有滞后二期的金融发展变量促进经济增长。四、结论6通过本文的实证研究，可得到以下结论：第一，单位根检验，所有变量原始序列都存在单位根，是非平稳序列，但所有序列经过一次差分后都成为平稳序列，这样就具备了协整检验的前提条件。第二，协整检验表明，海南省金融发展与经济增长存在长期、稳定的关系。第三，海南金融发展与经济增长之间仅存在着金融发展促进经济增长的单向格兰杰因果关系，并且这种关系比较微弱，
11、仅在滞后二期起作用。而且这种促进作用主要体现在金融相关率促进经济增长，即海南年末存贷款余额对海南省经济发展有积极影响。第四，海南省证券化比率与金融相关率之间仅在滞后一期存在着证券化比率促进金融相关比率的提高，即海南股票市场的发展直接促进海南省年末存贷额的提高，进而促进海南省的经济发展。参考文献：1马瑞永.中国区域金融发展与经济增长关系的实证分析J.金融教学与研究，2006（2）.2林毅夫，姜烨.经济结构、银行业结构与经济发展J.金融研究，2006（1）.3李芸.金融发展与经济增长之间相互关系的文献综述J.金融经济.，2009（24）.4杨红艳.贵州省金融发展与经济增长的实证研究J. 科技和产业，2010（08）.75郭勇，陆峰.经济欠发达地区金融发展与经济增长关系的实证分析以广西为例J.河北金融，2010（06）.
