民间金融与经济增长关系的实证分析—以温州为例

■ 卢成万 周昭雄 副教授（上海理工大学管理学院 上海 200093）

民间金融与经济增长关系的实证分析—以温州为例

■ 卢成万 周昭雄 副教授（上海理工大学管理学院 上海 200093）

规范发展民间金融，提升金融服务实体的经济能力，不仅对温州的健康发展至关重要，而且对全国的金融改革和经济发展具有重要的探索意义。本文采用ADF检验、协整检验和格兰杰因果关系检验进行了详细的实证分析。实证分析表明温州民间金融发展促进了当地经济增长，是经济增长的Granger原因，并且两者之间存在长期均衡的正相关关系。本结论为我们更好地认识民间金融与经济增长之间的关系，从而从发展民间金融的角度对症下药地探索经济增长的合理途径，具有重要的政策启发意义。

民间金融 经济发展 经济增长 格兰杰因果关系

民间金融在世界上是一种普遍存在的金融现象。民间金融的兴起在一定程度上缓解了中小企业的融资困难，对经济发展发挥重要作用。刁怀宏(2002)的研究表明，民间金融可以有效地解决民营经济的融资问题，促进经济发展。Tsai(2002)指出，民间金融促进了民营中小企业的发展，从而造就了中国改革开放以来的经济增长奇迹。徐伟、郭为(2004)指出民间金融作为正规金融的有力补充，对经济的增长有不可忽视的作用。郭为（2004）的经验研究表明，民间金融是经济增长一个非常重要的补充。史晋川(2004)等认为，民间金融在温州民营经济发展的过程中扮演着非常重要的角色。然而，现有的文献基本上是从定性的角度作出的结论，从定量的角度研究民间金融与经济增长之间到底有什么增长关系？是前者促进后者还是后者促进前者？本文以温州为例，基于民间金融与经济增长的数据，实证分析了两者之间的动态关系，得出了一些有意义的结论并有针对性地给出了相关政策建议。

民间金融与经济增长的实证分析

（一）指标和数据的选取及说明

众所周知，民间金融规模具有地下性和隐蔽性的特点，对其规模也无法进行精确的统计。在缺乏官方统计数据的情况下，学者除了通过实地调查获取研究资料以外，还有就是依靠理论方法对民间金融规模进行测算。如李建军（2010）从信贷需求的角度测估中国未观测信贷规模。考虑到数据的可得性，以及相关研究表明，并不是所有的储蓄都可以转化为投资，只有0<θ<1部分的储蓄转化为投资。所以储蓄通过民间金融部门转化为民营企业的投资也只是部份而已。鉴于此我们将借鉴诸葛隽（2006）的民间投资作为民间金融用FCT表示，经济增长用国内生产总值GDP表示，数据来源于1980～2010年温州统计资料（略），共计31个样本，采用 Eviews6.0统计软件进行计量分析。

为消除时间序列数据中异方差的影响，在计量分析之前，本文将对GDP和FCT分别取自然对数，表示为LNGDP和LNFCT。从图1可知，两组时间序列数据LNGDP和LNFCT呈明显的上升趋势，直接对两者进行回归分析，可能会出现“伪回归”现象，所以需要对LNGDP、LNFCT分别进行差分，而一阶差分后的时间序列DLNGDP和DLNFCT既无时间趋势项和截距项，呈平稳状态，见图2。

（二）ADF平稳性检验

从表1中可以看出，在10%的显著性水平下，LNGDP和LNFCT的ADF值均高于其临界值，则接受原假设H0，表明这两个序列中均含有单位根，因此都不具有平稳性。而经过一阶差分之后，在10%的显著性水平下，这两个一阶差分序列的ADF值均小于其临界值，表现出平稳特征，即它们都属于I(1)序列。

（三）协整检验

经过ADF检验，可以发现LNGDP和LNFCT都是一阶单整序列，即I(1)，符合协整的必要条件，即变量的单整阶数相同。

首先建立变量LNGDP和LNFCT的最小二乘回归方程：

分析结果如下：

从上述方程可以看出，回归方程通过了t检验和F检验，证明自变量LNFCT对因变量LNGDP有显著的影响。且R2较大，证明方程的拟合优度好。为了进一步确认变量LNFCT和LNGDP之间是否存在协整关系，还需对残差序列ut进行平稳性检验。由方程（1）可得残差序列ut：

对ut进行ADF单位根检验，结果如表2所示。

从表2中可知，残差序列ut具有平稳性，以此可以认为，变量LNGDP和LNFCT之间存在协整关系，即两者存在长期的均衡关系，并且具有显著的正向相关关系。方程（2）表明，民间金融投资FCT每增加1单位，将会促使国内生产总值GDP增加0.880610个单位，说明民间金融投资对温州经济增长的拉动作用，并且两者存在长期稳定的关系。

（四）格兰杰因果（Granger）关系检验

上面已经通过协整检验得出温州市生产总值GDP与民间金融投资FCT之间存在稳定的长期均衡关系，然而，要判定这种长期均衡关系是否存在因果关系，还需要通过Granger检验进行验证。检验结果如表3所示。

检验结果表明，民间金融投资（LNFCT）是构成当地经济发展（LNGDP）的Granger原因，然而，经济增长（LNGDP）并不是构成其民间金融投资增长（LNFCT）的Granger原因。Granger因果关系检验表明，温州的经济增长与民间金融投资增长存在显著的单方向因果关系。也就是说，民间金融投资确实拉动了当地经济的增长，但经济的增长并没有实现其对民间金融发展相同的推动效应。

（五）基于误差修正模型（ECM）的短期动态关系检验

以稳定的残差序列ut为误差修正项，可以建立如下误差修正模型：

估计结果如下：

上述估计结果表明，温州市国内生产总值不仅受到民间金融投资变动的影响，还取决于上一期民间金融投资偏离均衡水平的程度，误差修正项ut的估计系数为负数，体现了对偏离的修正，即反向修正，上一期偏离越远，本期的修正量就越大。从方程可以看出，当短期波动偏离长期均衡时，将会以－0.236025的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态上来。注：检验形式(c,t,k)分别表示含常数项，含常数项和趋势项，滞后阶数。D(LNGDP)、D(LNFCT)分别表示LNGDP、LNFCT的一阶差分值。

表1 LNGDP、LNFCT的ADF单位根检验结果

表2 残差序列ut ADF单位根检验结果

表3 滞后二期时Granger因果关系检验

结论及政策分析

以上实证分析表明：1980～2010年间，温州民间金融与经济增长之间存在一种长期均衡的关系。协整关系进一步表明，这种长期关系是正相关的，即民间金融的增加将会促使国内生产总值的增加。Granger因果分析显示，民间金融是经济发展的Granger原因，而不是相反，这与协整分析的结果保持一致。误差修正模型的分析则表明，当民间金融投资LNFCT偏离长期均衡时，误差修正模型会对其进行的是朝向均衡状态的负向调整。

上述结论对于更好地认识民间金融与经济增长之间的关系，从而从发展民间金融的角度对症下药地探索经济增长的合理途径，具有重要的政策启发意义，具体如下：

首先，要认识到民间金融在经济增长中的重要作用，对民间金融采取支持的态度，而不是取消。事实上，民间金融活动是不可能被取消的。对其采取取消的政策只能使它们从地上转入地下，这无疑会加大民间金融的风险，也对经济和社会稳定造成一定影响。为民间金融提供一个明确而稳定的政策可以为基层的民间金融活动提供稳定的信心，同时也为政府各部门提供制定具体政策的依据，从而为民间金融发展提供良好的政策环境。

其次，鼓励和引导民间金融投资投向，有效改善了民间资本的发展环境。尽管民间金融对经济增长的拉动作用很大，但这种作用不能一味放大，否则可能会导致通货膨胀和产业结构不合理。钞小静、任保平（2008）研究表明政府投资在短期内可以扩大总需求，拉动经济增长，但这种作用是暂时的，民间金融投资才是促进经济持续增长的原动力。一般情况下，政府投资主要是投向公共产品和非竞争性领域，相应地，民间金融投资应该多投向竞争性领域。“十二五”时期，根据国家扩大内需发展战略，顺应国家产业政策发展倾向，应鼓励扩大民间金融投资，放宽市场准入，支持民间资本进入基础产业、基础设施、市政公用事业、社会事业、金融服务等领域，拓阔民间金融投资的渠道的多样化。

最后，加强民间金融监管，健全金融监管体制，建立民间金融法律体系框架。目前民间金融的立法明显滞后于实践，屈指可数的相关法律规则也散见于民法通则、合同法等法律中，暴露出零散化的立法缺陷；民间金融市场监管也缺位，缺乏有效监管的民间金融势必会影响经济社会的和谐发展。所以有必要尽快制定一部适合我国国情的完整规范的民间金融法，明确规定民间金融的法律地位，引导民间金融走向法治化轨道。

1.刁怀宏.民营经济、民间金融与经济增长研究[J].理论与改革，2004(2)

2.Kellee S.Tsai Back-Alley Banking:Private Entrepreneurs in China,Cornell University Press,2002

3.徐伟，郭为.民间金融与省际经济增长[J].上海经济研究，2004(5)

4.郭为.民间金融、金融市场分割与经济增长[J].现代经济探讨，2004(5)

5.史晋川.中小金融机构与中小企业发展—以浙江省温州、台州市为例[M].浙江大学出版社，2004

6.李建军.中国未观测信贷规模的变化：1978～2008年[J].金融研究，2010(4)

7.诸葛隽.民间金融、渐进转轨中的金融支持与区域资本市场[J].上海经济研究，2006(3)

8.钞小静，任保平.经济转型、民间投资成长与政府投资转向—投资推动中国经济高速增长的实证分析[J].经济科学，2008(2)

本文研究得到上海市研究生创新基金项目资助 编号：JWCXSL1102

C96

A