碩士論文網是一家老字號代寫網站,專業提供代寫碩士畢業論文服務。

                  我國金融效率與經濟增長關系的區域差異分析

                  發布時間:2020-08-27 15:02 論文編輯:admin 價格: 所屬欄目:畢業論文

                  摘要:文章以金融業固定資產投資和金融從業人數為投入變量、存款為中間變量、貸款和金融業增加值為產出變量,運用共享投入關聯兩階段數據包絡分析(DEA)模型對我國31個省市的金融效率進行了實證研究。結果顯示,我國金融效率不僅整體水平偏低,而且金融效率改

                  摘要:文章以金融業固定資產投資和金融從業人數為投入變量、存款為中間變量、貸款和金融業增加值為產出變量,運用共享投入關聯兩階段數據包絡分析(DEA)模型對我國31個省市的金融效率進行了實證研究。結果顯示,我國金融效率不僅整體水平偏低,而且金融效率改善緩慢。此外,通過對我國金融效率與經濟增長關系的檢驗,文章研究發現金融效率改善具有促進經濟增長的作用,并呈現出一定的區域差異性。在經濟發達地區,金融效率改善對經濟增長的促進作用相對較強;而在經濟落后地區,金融效率改善對經濟增長的促進作用相對較弱。據此,得到了不同區域金融效率促進經濟增長強度異同的內在因素。文章的研究結果對相關研究具有一定的借鑒和參考價值。
                   
                    關鍵詞:金融效率;經濟增長;資源配置;金融創新
                   
                    一、引言
                   
                    金融作為現代經濟的核心和樞紐,對經濟增長和發展有著至關重要的作用,F代經濟是市場經濟,本質上是一種發達的貨幣信用經濟或金融經濟。近年來,經濟全球化和經濟金融化成為了經濟發展突出的兩大特點。隨著金融規模的蓬勃發展和大力擴張,我國經濟呈現出了良好的增長態勢,比如2013年前三季度GDP初值高達38.7萬億元,實現7.7%同比增長。自20世紀90年代以來,隨著我國經濟發展水平的提高,金融對經濟發展的作用程度日臻顯著,金融因素已成為經濟增長理論的主要研究對象。無論從理論研究還是經濟運行的實際情況等視角加以探討,許多經濟學家都一致認為金融發展規模與經濟增長具有密切的關系。
                   
                    然而,作為一個高速增長的經濟體,不僅要關注當前的經濟增長態勢,還要研究其繼續增長的潛力。由于金融規模不可能無限制地擴張,因而最終推動經濟增長的最佳途徑必然是金融效率的改善。我國是一個現代金融起步較晚的國家,西方現有的經濟理論無法很好的解釋我國的經濟金融現狀。對于我國金融效率究竟處于什么樣的發展水平,并且在不同地區金融效率與經濟增長又存在著怎樣的關系。學術界雖然對此進行了關注和深入探究,但對我國具體省市區的具體情況的研究還欠深入,以致金融效率難以被準確測量。對此,大多數學者定性地描述我國金融效率的現狀,很少有人從區域層面將金融效率和經濟增長進行關聯性分析。
                   
                    基于上述問題,文章運用數據包絡分析方法測量了我國各省市的金融效率,提出了檢驗方法和檢驗模型,考察了金融效率對全國各地區經濟增長作用的差異,并進一步檢驗了金融效率與經濟增長的關系。通過深入分析得到不同地區金融效率改善對經濟增長的作用,并提出改善金融效率的相應做法和有利于經濟增長的政策建議。
                   
                    二、文獻綜述
                   
                    在國外,戈德史密斯早在1969年就對金融發展與經濟增長關系做出較為系統的論述[1],他最早構建了一個金融發展的測量指標,并以此檢驗了金融發展規模與經濟增長的關系,得出了金融發展對經濟增長具有顯著作用的研究結論。
                   
                    此后,1973年麥金龍[2]在提出金融抑制理論的同時,給出了另一種金融發展的衡量指標,并運用跨國層面的數據進行了研究分析。雖然兩者的測量指標不同,但結論都一致認為金融發展具有促進經濟增長的作用。
                   
                    現代金融發展理論的代表人物萊文對金融發展與經濟增長的研究影響廣泛而深遠,他在1993、1998和2002年[3-5]的研究成果均表明金融發展具有促進經濟增長的作用。
                   
                    其中值得注意的一個問題是,這些研究基本都是運用跨國層面的面板數據進行的實證檢驗。鑒于不同國家金融發展與經濟發展差異較大,并且不同國家的法律制度以及文化差異也十分明顯,因此,金融發展與經濟增長關系可能因經濟體的不同而具有不同的特征。由此可知,基于國別差異影響的金融發展與經濟增長關系的研究具有實際的意義和必要性。
                   
                    在國內,以曾康霜等為代表的學者在1990年開始了有關金融發展與經濟增長的理論描述研究,在一定程度上理論描述的顯著不足是無法給出可信的實證分析,而且有時還會陷入各執一詞的窘迫局面。2000年以來,我國學者們開始將研究的重心轉移到了實證研究上來。
                   
                    2008年陳偉國和張紅偉運用向量自回歸(VAR)因果關系和方差分解檢驗了金融發展與經濟增長的關系,發現金融發展與經濟增長存在顯著的正相關關系。其中以上述這種作用方式是以銀行為媒介的,因此可以認為銀行業的改革在一定程度上是促進經濟增長的關鍵。
                   
                    此后,2009年張珂等人利用省際面板數據,通過漢森構建的門檻回歸模型檢驗了我國金融發展與經濟增長的閥值效應,實證結果表明經濟發展水平是影響金融發展與經濟增長關系的一個重要的閾變量。
                   
                    2011年楊龍和胡曉珍[6]的研究表明,我國金融效率整體上呈波動型上升趨勢,且依次由東部、西部、中部遞減,經濟發展水平與金融效率呈近似倒“U”形關系。
                   
                    楊柳勇、莫申生、彭美紅(2011)采用浙江省1990-2007年的宏觀經濟數據,分析了浙江金融結構的因子,發現了金融總量因子與浙江的經濟增長率、投資率呈顯著的負相關關系,而金融效率因子與浙江經濟增長之間存在著相互促進關系,并且金融效率的提升還能帶動社會投資率的增長。
                   
                    2012年云鶴等從Pagano的金融-增長聯結機制中將金融效率切分為分置效率、轉化效率和配置效率三個方面,構建測算金融效率的模式,認為我國金融部門的資金轉化效率與資金分置效率大約都在60%左右。
                   
                    2013年崔曉東對江蘇省農村金融效率與經濟增長之間的關系進行實證分析,研究發現江蘇省農村金融效率與經濟增長具有高度正相關關系,且投資轉化率的作用最為顯著。
                   
                    2014年蘇建軍、徐璋勇[7]認為金融發展與經濟增長二者互相影響,但作用方向具有差異性。金融發展規模促進經濟增長,但金融效率卻制約了金融發展對經濟增長的正效應發揮;而經濟增長對于金融發展存在顯著的正向作用。
                   
                    同年,徐建波和夏海勇[8]認為金融規模不斷擴張對經濟增長具有不利影響,政府干預可以減少這種不利影響;金融效率的提高能促進經濟增長,而政府干預則阻礙了金融效率對經濟的促進作用。
                   
                    從上述文獻可以看出,我國金融發展規模與效率改善對經濟增長有正的影響,但其促進作用在區域層面上具有“門檻效應”:東、中部地區金融發展與金融效率對經濟增長有正的影響,且在東部地區金融效率的經濟增長效應更為顯著,而西部地區其促進作用并不明顯。在經濟發展水平高的地區,金融發展促進了經濟增長;在經濟發展水平低的地區,金融發展阻礙了經濟增長;在經濟發展水平中等的地區,金融發展對經濟增長的作用并不明顯。
                   
                    縱觀大多數已有的理論研究,國內涉及金融效率與經濟增長的文獻呈零散式狀態。雖然楊龍與胡曉珍(2011)的研究涉及到了金融效率,但是其對金融效率的測量過于簡單,尤其是投入產出變量的選擇不夠全面使得結果的可信度不高。與此同時,研究金融效率與經濟發展的關系時,傳統研究多闡述的是經濟發展對于金融效率的影響,雖然也有相關理論文獻涉及到金融效率對經濟增長影響的層面,但并未從我國具體省份實際情況進行實證研究。事實上,發展金融的最終目的是為了推動經濟增長,研究金融效率改善對于經濟增長的影響意義更為重大。因此,文章將以國內省市金融及經濟增長數據為基礎,探索金融效率與經濟增長的實證關系。
                   
                    三、金融效率測度
                   
                    金融是經濟發展的重要工具,金融效率就是指金融部門的投入與產出,也就是金融部門對經濟增長的貢獻之間的關系。因此對金融效率與經濟增長的關系做好規劃、設計、安排與協調并且為雙方聯動性提高提供理論支持,既有助于提高金融效率,也有利于我國各個省市的經濟增長的需要。
                   
                    綜上,文章在考慮到金融運作過程的階段性及關聯性特征后,研究中對金融效率的測度是通過構建模型,然后以我國31個省市區的實際金融數據進行測度。
                   
                    1.模型介紹
                   
                    DEA(Data Envelopment Analysis)又名為數據包絡分析,是一種用來評價一組具有多輸入和多輸出的決策單元(Decision Mak-ing Unit s,簡稱DMU s)之間的相對效率的數學規劃方法。自1978年Charnes等人[9]建立了第一個DEA模型(即CCR模型),此后,DEA被眾多的研究者和管理者廣泛地用于相關研究。
                   
                    在模型構建過程中,通過比較分析,基于2011年陳凱華和官建成[10]的建模方法:假設有n個生產單元(DMU),每個DMU(j=1,2,…,n)有m種初始投入X(i=1,2,…,m),q個中間產品Zpj(p=1,2,…,q)以及s個最終產出Yrj(r=1,2,…,n)。生產系統的初始投入并不是在第一階段被完全消耗,而是在兩個子過程中共同消耗,且不同的決策單元有不同的消耗比例。設第j個生產單元DMUj(j=1,2,…,n)在第一階段消耗投入要素αiXij(0≤
                   
                    α≤1),其余的(1-α)X由第二階段消耗。用ν1、ν2(i=1,2,…,m)分別表示初始投入要素其在第一階段和第二階段的投入權重結構。以w 1、w 2分別表示中間產品Z
                   
                    在第一階段的產出權重和在第二階段的投入權重,最終產品Yrj的權重結構以ur(r=1,2,,1 1第二階段投入為Σqν2Z(1-α)X+Σq w 2Z,產出為Σs u Y。p=1 i pji ijp=1 p pjr=1 r rj
                   
                    則根據Charnes等人構建的DEA模型原理,在規模報酬不變的假設下,第k個生產單元的效率為:
                    可將(1)式轉化為等價的數學規劃(2)。由于第一個不等式約束條件可以由第二和第三個不等式約束來表示,故轉換后將該約束條件去掉。
                    其中,V 1=tν1,V 2=tν2,W 1=tw 1,W 2=tw 2,U=tu,為V 1,V 2,W 1,W 2,U為零,Jahanshahloo and Khodabakhshi(2004)[11]認為非阿基米德無窮小ε的取值應滿足以下條件,即0≤ε≤
                   
                    由于(2)式仍然是非線性規劃,令π1=V 1α與π2=V 2α,則可將(2)式轉化為線性規劃(3)。
                   
                    通過(3)式可以求出線性規劃的最優解,進一步可以根據
                   
                    (4)、(5)式計算出第一階段的效率和第二階段的效率:
                    以上模型是在規模報酬不變的假設下建立的,實際中,各生產單元不可能都處在最優規模報酬上從事生產活動。顯然,規模報酬不變的假設過于苛刻,放松規模報酬不變的假設可得到規模報酬可變的線性規劃模型。規模報酬可變的建模思路是在規模報酬不變的基礎上引入一個分離變量來反映規模無效,通過與(1)、(2)、(3)式相似的推導過程得出:
                    2.投入、產出變量的選擇及數據來源
                   
                    如前文所述,投入產出變量的選擇是否科學,直接決定著效率測量結果的可信性,這也是運用DEA測量生產單元效率的一個難題所在。結合金融運作的實踐,在實證研究過程中,將各地區金融機構的存款看作是中間變量,金融機構通過人力物力資本吸收存款,然后再將吸收的存款轉化為貸款并增加金融業產值。因此,金融機構的運轉就呈現出了明顯的兩階段特征,其中存款既是第一階段的產出同時又是第二階段的投入要素,故將其作為中間變量處理,Holod and Lewis(2011)[12]認為這是解決存款難題的有效方法,這與文章構建的兩階段DEA模型是吻合的。相關投入產出變量定義如表1。
                    3.金融效率的統計性描述
                   
                    由于我國各地區金融發展差異較大,在規模報酬不變的假設下,評價金融效率與實際情況難以切實相符,故而文章對于金融效率的評價是基于規模報酬可變的假設進行。利用matlab編程求解模型(6)、(7)和(8)可求出我國31個省市區的金融效率,相關統計結果如表2所示。
                    按地區作為劃分依據,東部地區包括:北京、天津、上海、河北、黑龍江、吉林、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部地區包括:山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南;西部地區包括:重慶、四川、貴州、云南、廣西、陜西、甘肅、寧夏、青海、西藏、新疆和內蒙古。
                   
                    如表2所示,從1998-2013年我國三十一個省市金融效率的統計結果來看,東、中、西部地區金融效率的平均值分別為:0.7316、0.5153、0.5169;標準差的平均值分別為:0.1145、0.0951、0.1011。金融效率依次從東部、西部、中部遞減,波動程度也依次遞減。中部地區金融效率雖然低于東、西部地區,但在經濟發展方面卻高于西部地區,低于東部地區。整體上,金融效率表現出了明顯的地域差異性。
                   
                    東部地區的上海,金融效率最高,十六年的平均效率為0.9975,波動程度最小。其次是北京,十六年的平均效率為0.9536,位列三至五位的分別是浙江、廣東和江蘇。西部地區的甘肅,金融效率最低,十六年的平均效率為0.4165,其次是內蒙古,平均效率為0.4172,位列倒數三至五位的分別是河北、西藏和湖南。寧夏的波動程度最大。金融效率高的原因通常比較相似,東部地區的北京、上海、浙江、廣東和江蘇等省市都有著較好的經濟基礎,對外開放程度比其他省份較高,金融產品和金融工具等方面的創新具有相對優勢。其中北京和上海作為我國的金融中心,大批的金融總部均位于此,國際化程度較高,兩個城市的經濟都十分發達,因而金融資源也十分充裕。尤為重要的是,北京和上海有著眾多高素質的金融專業人才以及先進的金融管理方法和理念,其金融效率自然較高。
                   
                    金融效率低下的原因則可能是多方面的,如西部地區的西藏,受制于歷史、地理、文化及經濟等因素的影響,其中金融文化的缺乏很大程度上制約了金融效率的提高。內蒙古、甘肅等地區則是因為金融創新的稀缺和金融人才短缺導致。整體上,在這些金融效率低的省份,金融制度和技術較落后,金融創新的知識和技術含量較低,發展戰略考慮不充分,難以形成核心競爭力。直觀上看,經濟發達的地區金融效率較高,經濟落后的地區金融效率較低,即較高的金融效率與經濟發展可能存在促進作用,而經濟發展也會反過來帶來金融效率的改善,其中存在的具體關系將在實證檢驗部分給予展開論述。
                   
                    圖1所示為我國整體金融效率在1998-2013年間的變動狀況。整體上,我國金融效率呈上升趨勢,金融效率由1998年的0.50提高到了2013年的0.74,金融效率的絕對值增加了0.24,增幅約為48%,我國金融效率在這期間得到了改善。對此,一種可能的解釋是金融危機后,我國對金融業尤其是銀行業等金融機構的改革取得了一定的成效,極大地改善了金融效率。在亞洲金融危機后,我國確實對金融業尤其是銀行業進行了大量的補貼,1999年,國務院發行2700億元特別國債,用于給四大國有商業銀行注入資本金。同年,成立了東方、信達、華融、長城四大資產管理公司,分別負責收購、管理、處置相對應的國有銀行所剝離的不良資產,四家公司累計剝離了四大國有商業銀行一萬多億元的不良資產。2005年以來,國務院又運用外匯儲備為四大國有商業引入注入資本金,推動股份制改革并完成上市。毋庸置疑,這些改革確實在一定程度上推動了金融業的發展和金融效率改善提高。
                    但是,圖1顯示的我國金融效率還是較為低下的。截止2013年,我國的金融效率值還不足0.75,同時,金融效率改善速度也比較緩慢。金融效率的這一變化特征可能與金融監管部門一直堅持的審慎性改革政策有關,審慎性的改革措施在保持了金融穩定的同時也對金融創新產生了制約,導致了金融效率改善的速度緩慢。
                   
                    四、金融效率與經濟增長關系的實證分析
                   
                    1.金融效率與經濟增長關系的理論模型
                   
                    依據羅默和盧卡斯等提出的一系列以內生技術為核心的經濟增長理論認為:一國經濟要實現長期增長,就必須克服收益遞減,實現要素回報遞增。一定時期的經濟增長率可以表示為:
                   
                    其中,Yt為GDP;Kt為資本存量;It為實際投資量;St為總儲蓄。
                   
                    2.金融效率與經濟增長關系的檢驗結果
                   
                    在測量了我國金融效率后,有必要對金融效率改善與經濟增長的關系進行檢驗。在此,假設金融效率與經濟增長存在的是非協調的、不穩定的關系。
                   
                    由于金融效率與經濟增長的關系可能是線性相關也可能是非線性相關,因此,要分析金融效率與經濟增長究竟是何種關系,可以先檢驗線性關系,若不存在線性相關關系再檢驗非線性關系,若線性關系成立,則無需進一步檢驗。一般地,線性關系的檢驗基本都是基于回歸分析,但在此之前,需要對變量進行單位根檢驗,這是由于時間序列之間往往具有共同的變化趨勢,回歸后雖然能夠得到較高的R2值,但是如果這些時間序列是非平穩的,變量與變量間就可能沒有任何關聯,也不能用來做預測,這種顯現被稱為偽回歸。為避免這種錯誤,確保估計結果的準確性與有效性,在做面板回歸之前,先對各變量進行面板單位根檢驗。常見的單位檢驗有基于相同根情形下的LLC、Breitung、Hadri檢驗以及基于不同根情形下的IPS、Fisher-ADF和Fisher-PP檢驗[13]。
                   
                    鑒于我國區域間經濟金融發展差異較大,在實證檢驗時,分別從全國、東部地區、中部地區和西部地區進行,以便得出更加可靠的結論。首要的是對金融效率與經濟增長的單位根進行了檢驗,考察時間序列是否具有平穩性,并將相關檢驗的結果報告如表3所示。
                    從表3報告的檢驗結果來看,無論是全國層面還是東、中、西部地區,金融效率和經濟增長均拒絕了有單位根的假設,均為一階平穩序列,金融效率與經濟增長可能存在協整關系,但需要進行協整檢驗才能最終確定。
                   
                    協整檢驗的方法通常有Pedroni檢驗、Kao檢驗和Johansen檢驗三種,實踐中多采用面板Predroni檢驗。Predroni檢驗[14,15]的原假設H0為不存在協整關系,檢驗統計量一共有七個,其中包括四個組內尺度描述統計量和三個組間尺度描述統計量,Pedroni證明在一般性假定條件下,上述7個統計量在經過均值和標準差調整后,都漸近服從標準正態分布N(0,1),可用此進行統計檢驗。蒙特卡羅模擬表明,在小樣本情況下,組間統計量比組內統計量的檢驗功效更高。金融效率與經濟增長的協整檢驗結果報告如表4。
                    從表4可以看出,全國、東部、中部和西部四個樣本的協整檢驗大部分都在0.01的顯著性水平上拒絕原假設,表明金融效率與經濟增長之間存在長期均衡關系。進一步講,由于樣本數據時間跨度較短,組間統計量的檢驗更加可靠,而事實上,三個組間統計量有兩個都拒絕了不存在協整關系的原假設。因此,可以認為金融效率與經濟增長之間存在長期均衡關系。
                   
                    協整檢驗只檢驗了變量間的長期均衡關系,但是要檢驗變量間的影響大小和方向,則需要做進一步的估計。由于小樣本下的OLS估計具有偏差,使得傳統的假設檢驗不再有效,Pedroni提出的面板FMOLS估計可以克服小樣本所導致的內生性問題,FMOLS估計[16,17]的基本思想是:首先對面板模型yit=αiβi xitμit及xit=xit-1+εit進行OLS回歸,然后對因變量和參數進行修正。其中,yit是因變量,αi、βi取決于各省市的特征,xit是解釋變量向量,μit為誤差項。因此,文章采用面板FM-OLS來估計金融效率與經濟增長的關系,并將相關估計結果報告如表5所示。
                    由表5可以看出,金融效率與經濟增長具有正向的關系,金融效率的提高具有促進經濟增長的作用。在全國層面,協整系數為0.3937且在0.01的顯著性水平下通過了檢驗;東部地區的協整系數為0.5216且在0.01的顯著性水平下通過了檢驗;中部地區的協整系數為0.2986且在0.05的顯著性水平下通過了檢驗;西部地區的協整系數為0.3704且在0.05的顯著性水平下通過了檢驗?傮w上看,金融效率的改善促進了經濟增長,無論是全國層面還是東、中、西部層面的實證檢驗均得到了相同的結論。從金融效率改善促進經濟增長的區域差異來看,東部地區金融效率改善對于經濟增長的促進作用最強,西部地區次之,中部地區最差。
                   
                  在線客服系統
                  国产精品原创巨作AV无遮挡