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论金融发展对实体经济影响及滞后效应

2021/10/22 阅读:

摘要:金融贯穿于实体经济发展的全过程,金融发展对实体经济的影响关系到实体经济的健康平稳发展。作为华北地区的经济大省,河北省金融发展是否对实体经济产生了影响呢?本研究利用河北省2003年至2019年的年度数据,实证检验河北省金融发展对实体经济的影响,并进一步构建几何分布滞后模型,探究河北省金融发展对消费、投资和净出口的滞后效应。研究结果表明:河北省金融发展与实体经济呈显著地正相关;从消费、投资和净出口的角度来看,河北省金融发展水平的不断提高可以显著地促进当期消费、投资和净出口增长,而且对消费和投资存在滞后效应,对净出口不存在滞后效应。本研究对于如何有效促进河北省金融服务于实体经济发展具有一定的参考价值。

关键词:金融发展;实体经济;滞后效应

一、引言

2017年7月召开的全国金融工作会议强调“金融是实体经济的血脉,为实体经济服务是金融的天职,是金融的宗旨,也是防范金融风险的根本举措”,这为我国金融改革发展指明了方向。2017年10月,党的报告提出“建设现代化经济体系,必须把发展经济的着力点放在实体经济上”,明确了我国经济持续健康发展的路径。雷蒙德•W•戈德史密斯于1969年出版的《金融结构与金融发展》开创了金融发展理论的先河。随后,麦金农(1988)和肖(1988)提出金融抑制理论,对金融抑制的起源和背景进行了详细的分析[1-2]。在Patrick(1966)之前,古典经济学的主流理论都认为金融体系的发展应该适应经济增长,或者说在某种条件下,金融发展会限制实际人均产出的增长[3]。Lucas(1988)认为,流行的金融理论过分强调了金融在经济增长中的作用,金融机构的发展往往是经济增长的制约因素[4]。黄宪和黄彤彤(2017)提出“金融超发展”的概念,并对中国的“金融超发展”现象进行分析,利用中国31省市的面板数据实证分析结果表明,当金融发展超过一定水平后,会制约经济增长[5]。庄毓敏等(2020)认为在推动实体经济增长的过程中,金融发展起到了关键的中介作用[6]。蔡则祥和武学强(2017)研究表明我国金融服务实体经济发展效率的地区差异及其影响因素的地区性差异明显[7]。已有研究从多角度对金融发展与经济增长之间的关系进行了探讨。作为华北地区的经济大省,河北省金融发展是否对实体经济产生了影响,金融发展又是如何对实体经济产生影响的呢?本文在已有研究的基础上,深入分析河北省金融发展对实体经济的影响及滞后效应。通过本研究,拟可以实现:①利用河北省2003年至2019年的年度数据,实证检验河北省金融发展对实体经济的影响;②探讨金融发展与消费、投资和净出口的滞后效应,具体解析河北省金融服务实体经济的薄弱环节,为促进河北省金融服务实体经济提供对策建议。

二、研究假设

从经济系统整体来看,金融和实体经济作为经济的两大组成部分,二者存在着复杂的相互作用关系:金融发展滞后于实体经济,便会产生金融抑制;过度金融化,则会催生资产泡沫,抑制实体经济增长的同时加剧金融风险。金融发展能否促进实体经济的增长是经济持续健康发展的关键。金融发展与经济增长之间的关系密切,在不同国家和不同地区,随着时间的推移,金融发展呈现不同的变化趋势和方式。戈德史密斯认为,随着总量和人均实际收入及财富的增加,金融上层结构的规模和复杂程度亦增大,经济飞速增长的时期往往也是金融发展速度较高的时期。金融约束理论认为金融市场是不完全竞争市场,当具有稳定的宏观经济环境,较低的通货膨胀而且通货膨胀是可控时,政府不能向金融部门征收高税收,实际利率必须是正的,政府恰当的实行金融约束政策,可以有效地促进金融深化和经济增长[8]。在发展中国家,由于长期存在的金融抑制,往往导致金融机构组织较为薄弱,金融机构吸储能力差,收益低,金融发展水平较低。20世纪80年代在“内生增长理论”的影响下所提出的“内生金融增长理论”,认为金融发展通过促进技术进步及生产率的提高能有效地刺激经济增长,金融发展的核心是金融功能的充分发挥[9-10]。把金融中介作为内生因素引入到内生经济增长模型,则发现金融发展与经济增长是相互促进的[11]。另外,由于交易成本与信息成本的存在而产生了市场摩擦,金融中介的作用在于消除这些摩擦,起到融通储蓄、优化资本配置等作用,从而提振实体经济。综上,提出本文的研究假设:Ha:金融发展与实体经济增长之间呈显著的正相关,随着金融发展水平的不断提高可以有效地促进实体经增长。由美国次贷所引发的金融危机爆发之后,引发了学者们关于金融过度发展对实体经济影响的广泛思考。在次贷危机中,由于衍生金融产品的过度创新,促使金融发展水平快速提高,从而带动了实体经济的表面繁荣。但是金融发展的过快膨胀,使金融风险不断累积,一旦爆发金融危机,风险将不只是在金融系统中,而是会蔓延至整个经济系统。Gennaiolietal.(2012)从金融脆弱性的角度来分析认为,在金融创新的过程中,投资者由于忽略了对其潜在的金融风险,导致过多的金融产品被创造,一旦风险被识别,便有引发金融危机的危险,从而波及至实体经济领域[12]。黄群慧(2017)认为中国银行业30%利润和工业利润6%的巨大差额是由于金融从实体经济中抽取了租金[13]。

综上,提出本文的另一个研究假设:Hb:金融发展与实体经济增长之间呈显著的负相关,随着金融发展水平的过度膨胀,会对实体经济增长产生抑制作用。

三、研究设计

(一)样本选取及数据来源本文选取河北省2003-2019年的金融发展和实体经济的数据实证检验河北省金融发展对实体经济的影响及滞后效应。所涉及的数据均来源于Wind资讯数据库,其中河北省2018年的全社会固定资产投资完成额数据来源于河北省“2018年国民经济和社会发展统计公报”。

(二)模型及变量为了分析河北省金融发展对实体经济的影响,构建模型(1)进行实证检验河北省金融发展与实体经济之间的关系。REFDttttt=+γτ+(1)金融发展FD为模型中解释变量,本文选取3个替代变量。关于金融发展替代变量的选取,比较有代表性的戈德史密斯提出的戈氏指标和麦金农提出的麦氏指标。戈德史密斯利用金融相关比率(FIR)衡量一个国家或地区的金融发展水平。麦金农利用货币供应量(M2)与GDP的比率对金融发展进行度量。但是由于难以获得省域货币供应量(M2)的统计数据,沿用以往学者们所利用的省域金融机构的各项存款余额、各项贷款余额、各项存贷款余额与GDP的比值衡量省域金融发展水平。具体的计算公式分别是:FD1=河北省金融机构各项存款余额/河北省GDP;FD2=河北省金融机构各项贷款余额/河北省GDP;FD3=河北省金融机构各项存贷款余额/河北省GDP。实体经济RE为被解释变量。参考黄群慧(2017)[13]对实体经济的分层,按照国民经济行业分类(GBT4754—2017),整个国民经济中金融业、房地产业之外的为实体经济整体层,其中金融业和房地产业为虚拟经济。按照此分层,GDP中扣除金融业增加值和房地产业增加值后,为实体经济的整体层。利用人均实体经济的增加值作为实体经济RE的替代变量。RE=GDP−−()/河北省金融业增加值房地产业增加值河北省总人口经济学的基本理论认为消费、投资和净出口是拉动经济增长的三驾马车。本研究利用几何无限分布滞后模型估计河北省金融发展对实体经济的滞后效应。模型的基本假设为:

(1)河北省金融发展对消费、投资和净出口具有显著的影响。

(2)河北省的消费、投资和净出口不仅受到当期金融发展水平的影响,还受到上一期金融发展水平的影响,并且其滞后期限是有限的。

(3)假设ρ是河北省金融发展对消费、投资和净出口影响的滞后衰减率,则1−ρ为调整速度,且在一定时期内是稳定的。

(4)µt是模型的随机误差项,并符合经典线性回归模型的假设。河北省消费、投资和净出口不仅受到当期金融发展的影响,还受到以前各期的金融发展的影响,虽然随着期数的增加,这种影响会变弱,但是还是会有效应。图1反映了河北省金融发展与消费、投资和净出口之间的关系。从t到t−k期的金融发展都对t期的消费、投资和净出口产生影响,并且金融发展对消费、投资和净出口的影响呈现出递减的趋势。根据图1,建立金融发展与消费、投资和净出口的Koyck模型来分析河北省的金融发展对实体经济的影响路径及滞后效应。FDt为金融发展,t为时间。其中Y选择3个替代变量,分别是消费C、投资I和净出口NX,首先构建Koyck模型,见方程(2),则Yt−1为方程(3)。YFDFDtttttktkt=+αβ+∑β+µkm=1−−(2)YFDFDt−1t−1t−1t−1t−kt−kt−1=+αβ+∑β+µkm=2(3)方程(2)减去方程(3)得到:YFDYttttttt=+α′β′+β′+µ′−1−1(4)假定模型中的滞后解释变量FDt−k对被解释变量Yt的影响随着滞后期k(k=0,1,2,…)的增加呈几何级数衰减,也就是说模型中滞后系数的衰减服从于某种公比小于1的几何级数,见方程(5)。ββρρt−kt=<<=k(01;k0,1,2,)(5)方程(2)至方程(5)中,β0,β1,…βk为常数,ρ为待估参数,即分布滞后衰减率。ρ的大小决定了此模型的滞后衰减速度,ρ的值越接近于0,河北省的金融发展对消费、投资和净出口的滞后影响衰减速度越快。则方程(4)为最终的Koyck模型,其中:ααρtt′=(1−);ββtt′=;βρt′−1=;µµρtt′=(1−)。利用方程(5)还可以计算河北省金融发展对消费、投资和净出口影响的平均滞后期,方程(6)中T反映了河北省金融发展对消费、投资和净出口影响的平均滞后长度。T=1−ρρ(6)

四、实证结果

(一)描述性统计及相关关系分析各变量的描述性统计结果显示:金融发展FD1、FD2和FD3的均值分别为14.060、9.156、23.220,中位数分别为12.890、8.022、20.760;实体经济RE的均值为2.771,中位数分别为3.156;消费C、投资I和净出口NX的均值分别为1.203、2.490、11.390;中位数分别为1.110、2.263、11.850。

(二)Johansen协整检验对各变量进行单位根检验,检验结果为FD1、FD2、FD3、RE、C、I、NX均为不平稳序列,为了防止造成伪回归,需进行协整检验,分析解释变量FD1、FD2、FD3与被解释变量RE、C、I、NX之间是否存在长期协整关系。本研究采用Johansen协整检验各变量之间的协整关系。结果显示金融发展各变量分别与实体经济、消费、投资、净出口各变量之间均存在长期协整关系。

(三)金融发展与实体经济的回归分析表1报告了金融发展各变量FD1、FD2、FD3分别与实体经济各RE的基本回归分析结果。结果显示,金融发展各变量FD1、FD2、FD3与实体经济RE的回归系数分别为0.262、0.271、0.134,且均通过了1%水平的统计显著性检验。说明河北省金融发展各替代变量与实体经济替代变量之间均存在着显著的正相关关系。

(四)河北省金融发展对实体经济的滞后效应分析

1.基本回归分析

2报告了将实体经济分解为消费、投资和净出口后,金融发展各变量FD1、FD2、FD3分别与消费C、投资I、净出口NX的基本回归分析结果。结果显示,金融发展各变量FD1、FD2、FD3与消费C的回归系数分别为0.195、0.213、0.103,且均通过了1%水平的统计显著性检验;金融发展各变量FD1、FD2、FD3与投资I的回归系数分别为0.447、0.482、0.234,且均通过了1%水平的统计显著性检验;金融发展各变量FD1、FD2、FD3与净出口NX的回归系数分别为1.091、1.171、0.569,且均通过了1%水平的统计显著性检验。说明河北省金融发展各替代变量与消费C、投资I、净出口NX的替代变量之间均存在着显著的正相关关系。

2.Koyck模型回归分析

表3报告了金融发展各变量FD1、FD2、FD3分别与消费C、投资I、净出口NX的Koyck模型的回归结果。

方程(1)显示,金融发展FD1对消费C的即期贡献率为0.033,且在1%置信水平下显著。其中衰减系数为0.186,从而得到金融发展FD1对消费C的长期贡献率为0.033/(1-0.186)=0.041,即从长期来看,河北省金融发展FD1每增加1个点,消费C增加4.1%。调整后的R2统计量为0.998,自变量金融发展FD1对因变量消费C的解释能力较强。F检验的值为7160.437,并通过检验,说明所构建的方程具有合理性。

方程(2)显示,金融发展FD2对消费C的即期贡献率为0.031,且在1%置信水平下显著。其中衰减系数为0.214,从而得到金融发展FD2对消费C的长期贡献率为0.031/(1-0.214)=0.039,即从长期来看,河北省金融发展FD2每增加1个点,消费C增加3.9%。调整后的R2统计量为0.999,自变量金融发展FD2对因变量消费C的解释能力较强。F检验的值为7930.719,并通过检验,说明所构建的方程具有合理性。

方程(3)显示,金融发展FD3对消费C的即期贡献率为0.017,且在1%置信水平下显著。其中衰减系数为0.207,从而得到金融发展FD3对消费C的长期贡献率为0.017/(1-0.207)=0.021,即从长期来看,河北省金融发展FD3每增加1个点,消费C增加2.1%。调整后的R2统计量为0.999,自变量金融发展FD3对因变量消费C的解释能力较强。F检验的值为10644.941,并通过检验,说明所构建的方程具有合理性。

方程(4)显示,金融发展FD1对投资I的即期贡献率为0.039,且在1%置信水平下显著。其中衰减系数为0.101,从而得到金融发展FD1对投资I的长期贡献率为0.039/(1-0.101)=0.043,即从长期来看,河北省金融发展FD1每增加1个点,投资I增加4.3%。调整后的R2统计量为0.994,自变量金融发展FD1对因变量投资I的解释能力较强。F检验的值为2656.532,并通过检验,说明所构建的方程具有合理性。

方程(5)显示,金融发展FD2对投资I的即期贡献率为0.060,且在1%置信水平下显著。其中衰减系数为0.129,从而得到金融发展FD2对投资I的长期贡献率为0.060/(1-0.129)=0.069,即从长期来看,河北省金融发展FD2每增加1个点,投资I增加6.9%。调整后的R2统计量为0.995,自变量金融发展FD2对因变量投资I的解释能力较强。F检验的值为2890.275,并通过检验,说明所构建的方程具有合理性。

方程(6)显示,金融发展FD3对投资I的即期贡献率为0.026,且在1%置信水平下显著。其中衰减系数为0.121,从而得到金融发展FD3对投资I的长期贡献率为0.026/(1-0.121)=0.030,即从长期来看,河北省金融发展FD3每增加1个点,投资I增加3.0%。调整后的R2统计量为0.995,自变量金融发展FD3对因变量投资I的解释能力较强。F检验的值为2857.319,并通过检验,说明所构建的方程具有合理性。

方程(7)、(8)、(9)分别报告了FD1、FD2、FD3与NX的Koyck模型的回归结果,显示未通过t检验,因此金融发展各变量FD1、FD2、FD3净出口NX不存在滞后效应。表4报告了河北省金融发展FD各替代变量对消费C、投资I的影响的平均滞后期。根据表6方程(1)—(6)回归结果:ρ1=0.186、ρ2=0.214、ρ3=0.207、ρ4=0.101、ρ5=0.129、ρ6=0.121。利用公式(6)分别计算回归方程(1)—(6)的平均滞后期分别为0.23、0.27、0.26、0.11、0.15、0.14。因此,河北省金融发展的对消费的影响的滞后期分别为0.23年、0.27年、0.26年;对投资影响的滞后期分别为0.11年、0.15年、0.14年。

五、结论

本研究利用河北省2003-2019年的年度数据分析河北省金融发展对实体经济的影响及滞后效应。结果显示,2003-2019年,河北省金融发展水平与实体经济呈显著地正相关关系,分别从消费、投资和净出口实证检验河北省金融发展对实体经济的影响,结果显示河北省金融发展水平与消费、投资和净出口的增长都呈显著地正相关关系,进一步分析滞后效应显示,河北省金融发展不仅会对当期的消费和投资产生影响,还会对一定滞后期的消费和投资产生显著地影响,但是对净出口的滞后期不存在影响。实体经济是金融的基础。为了更有效地推动河北省金融服务实体经济的发展,首先,应推动河北省产业结构升级,有效吸引金融资本。通过化解河北省过剩产能,将要素投入到优势产业,不断提高河北省全要素生产率,进而推动河北省产业结构优化升级。利用创新驱动发展战略,大力发展河北省先进制造业,并不断推动河北省先进制造业和现代服务业的融合发展,培育现代产业体系、实现河北省实体经济高质量发展。其次,不断提高河北省金融发展水平、完善金融服务体系是提高金融发展与实体经济的匹配度,推动金融资本有效服务实体经济。以实现合理收益和有效风险防范为核心,完善河北省金融服务体系。拓宽实体经济的融资渠道,健全防范实体经济金融风险的市场机制。通过政府搭建好平台,组织得力,创造良好的市场环境和金融生态环境,为金融资本有效服务实体经济提供路径。

作者:刘立军 赵立三 单位:河北地质大学河北大学

论金融发展对实体经济影响及滞后效应

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