金融发展对“一带一路”省份实体经济的影响
——基于时间序列和面板数据的检验

■ 吴曼曼 于 金 教授（河海大学商学院 南京 210098）



金融发展对“一带一路”省份实体经济的影响
——基于时间序列和面板数据的检验

■ 吴曼曼 于 金 教授（河海大学商学院 南京 210098）

内容摘要：本文以1985-2013年“一带一路”所涉及的17个省份为样本，运用固定效应模型和时间序列模型分别检验金融发展规模和金融发展效率对实体经济增长的影响。研究结果表明：实体经济发展水平与金融发展水平之间存在长期的均衡关系；金融发展是“一带一路”实体经济发展的福音，金融效率对实体经济的促进作用大于金融发展规模；金融发展对实体经济发展的影响在各省份间存在差异。为了提升金融发展对实体经济的带动作用，促进“一带一路”实体经济的发展，应该大力推进“一带一路”建设的金融支持工作，针对不同省份采取差别化的金融改革策略，有序、有差别地进行金融深化改革。

关键词：金融发展规模 金融发展效率“一带一路” 实体经济

引言

中国长期存在产能过剩、外汇资产过剩，汽油资源和矿产资源对国外的依赖性较强，工业和基础设施大多数集中在沿海地区的问题。为了解决这些问题，减少外部冲击对经济增长的影响，2013年习近平在哈萨克斯坦和印度尼西亚的重要演讲上分别提出构建“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”（简称“一带一路”）。促使形成和谐、包容与稳定的经济增长方式。“一带一路”涉及的省份包括新疆、陕西、甘肃、宁夏、青海、内蒙、黑龙江、吉林、辽宁、广西、云南、西藏、上海、福建、广东、浙江、海南17个省份和重庆市一个直辖市。共建“一带一路”是顺应全球化、文化多样性和加强区域合作的要求，实现全球化再平衡。“一路一带建设”的重点内容是，以金融、工业、通讯业等实体经济带动沿线地区经济的发展。实体经济和虚拟经济作为推动现代经济的两个密不可分的部门，实体经济是虚拟经济得以发展的基础，虚拟经济是市场化高度发展的产物，是为了满足不断壮大的实体经济扩张对货币资本的需求。随着经济全球化的深化，虚拟经济的规模越来越大，并不断向世界各国扩张，虚拟经济的发展已经超过了实体经济。然而由于虚拟经济的扩张速度过快且不稳定，2008年美国次贷危机的爆发对全球经济带来了较大的冲击，实体经济和虚拟经济成为全球关注的热点。人们认识到实体经济是经济增长的支撑，加快实体经济增长的步伐，实现经济的稳定增长是提高经济发展水平与经济发展质量的重要措施。实体经济的发展水平越高、增长越稳定、质量越高，经济发展越具有竞争力。实体经济的发展需要金融的支持。近年来，由于我国金融难以满足实体企业日益多元化与个性化的金融需求，不能为实体经济提供有效的资金支持，我国实体经济发展减缓（西华大学会计学省级特色专业课题组，2013）。2012年在全国第四次金融会议上提出：金融应该通过创新金融产品与服务，提高金融支持实体经济发展的服务和质量，最大化地满足实体经济对金融的需求。因此，本文以“一带一路”为研究样本，检验金融发展对实体经济的影响，以更好地发挥金融发展对“一带一路”的支持作用，对构建和谐、包容的经济发展方式，促进国际合作具有重要的意义。

文献回顾

国内外学者对金融发展与经济增长的关系进行了大量的探讨，但多数研究都集中探讨了金融发展与经济增长的关系，对金融发展与实体经济关系的研究较少。

表1 各指标的描述性统计量结果

在研究金融发展与经济增长的关系方面，一是金融发展促进了经济增长。方先明、孙爱军和曹源芳（2010）基于空间计量模型，从银行、证券和保险三个维度检验了金融发展与经济增长之间的关系。得出：金融发展对经济增长具有正向的空间相关性与依赖性。冉光和、李敬、熊德平等（2006）运用面板数据的误差修正模型，得出金融发展对经济增长的促进作用存在区域差异。武志（2010）认为金融增长能够促进经济增长，我国目前金融发展与经济增长之间表现出“金融供给主导型”的特性。李延凯、韩延春（2013）认为优良的金融环境能够通过优化金融结构，优化资本配置效率实现经济增长。严太华、魏荣华（2009）运用时间序列误差修正模型，得出短期内金融发展能够促进经济增长。河北省金融学会课题组（2005）认为目前我国金融发展与经济发展之间的协调性不断完善。李广众、陈平（2002），朱小平、任梦杰（2007），张志文（2007）认为提高金融发展效率，能够促进经济增长。王志强、孙刚（2003）得出金融规模、金融结构与金融效率均与经济增长之间存在长期的正相关关系。二是金融发展抑制经济增长。陈述云、刘带春（2006）认为经济增长与金融发展之间存在显著的负相关关系。庞晓波、赵玉龙（2003），张朝兵（2010），周立、王子明（2002）认为我国金融与经济增长的关系属于“金融供给主导”型，由于我国目前金融的服务效率不高，金融市场机制不完善等问题导致金融发展不能有效地支持经济增长。陈邦强、富蕴英、张宗宜（2007）在构建金融市场化指数的基础上，得出短期内，金融市场化程度的提高并不能促进经济增长。三是金融发展对经济增长的影响存在区域和时间差异。王景武（2005）利用面板数据的误差修正模型，得出东部地区金融发展能够经济增长，而西部地区金融发展阻碍了经济增长。王晋斌（2007）基于面板数据的实证检验，得出金融控制较强的区域，金融发展能促进经济增长，而金融控制较弱的区域金融发展战抑制了经济增长。袁云峰、曹旭华（2007）认为2004年以前金融发展促进了经济增长，2004年以后阻碍了经济增长。孙刚（2004）也同样得出金融发展对经济增长的影响表现出阶段性的特征。但金融发展只能促进经济总量的增长，对经济质量增长存在抑制作用。

在研究金融发展与实体经济的关系方面，李强、徐康宁（2013）基于动态和静态面板模型检验，得出金融发展对经济增长具有推动作用，对实体经济的增长存在抑制作用，且这种抑制效果在区域间存在差异，西部的抑制效果大于东部和中部。庞晓波、贾非（2012）利用2006-2012年的时间序列数据，得出金融发展阻碍了货币在实体经济间的流动。李青原、李江冰、江春等（2013）基于中国工业的面板数据，认为金融发展提高了中国实体经济的资本配置效率，但政府干预弱化了这种促进作用的有效发挥。杨琳、李建伟（2002）认为金融结构与实体经济的不匹配会导致泡沫经济，破坏实体经济发展，阻碍经济增长。张晓朴、朱太辉（2014）认为处理好金融与实体经济之间的匹配程度是提高实体经济增长速度的有效措施。陆岷峰（2013）认为我国金融政策缺位和金融体制制约是我国金融对实体经济不能提供有效支撑的关键因素。唐文峰（2013）认为金融资本是实体经济发展的基础，金融服务的最终目标是为实体经济提供有效的支撑。

已有相关研究为本文提供了借鉴与帮助。但是大多数研究运用实证分析集中检验了金融发展与经济增长的关系，在实证分析方法选择上以时间序列模型和东部、中部与西部的面板数据模型为主，没有考虑不同区域间及区域内经济发展水平和金融发展水平的差异；少量学者从理论视角对金融发展与实体经济增长之间的关系进行了定性分析，得出金融发展抑制了实体经济增长，缺乏实证检验。金融发展到底为实体经济带来了“福音”还是“诅咒”，以及金融发展对各区域实体经济发展的影响是否存在差异，值得检验。针对已有文章研究的不足，本文立足于共建“一带一路”的大背景，以“一带一路”所涉及17个省份1985-2013年的时间序列数据和面板数据为样本，分别检验金融发展对实体经济增长的整体作用效果和区域的差异。

表2 各指标的单位根检验结果

表3 金融发展水平对实体经济的总体效应检验

指标选取、数据来源与研究方法

（一）指标选取

1.实体经济发展水平（RGDP）。刘骏民、伍超明（2004）和刘金全（2004）运用国民生产总值的增长率表示实体经济发展水平。由于实体经济与虚拟经济共同构成国民生产总值，而实体经济与虚拟经济通常表现出了相背离的情况（杜厚文、伞锋，2003；李晓西、杨琳，2000）。因此用该种方法测算实体经济发展水平缺乏可信度；伍超明（2004）利用家庭和企业两个部门的收入、消费和储蓄表示实体经济发展水平，用股票、债券市场和地产等生产总值表示虚拟经济发展水平。金融机构是联系这两个部门的中介。由于，实体经济和虚拟经济的计量中存在重叠部分，该种方法并不能完全测算出实体经济发展的真实水平；罗能生、罗富致（2012）和李强、徐康宁（2013）运用国民生产总值减去金融和房地产两个部门生产总值的剩余部分表示实体经济发展水平。该方法能消除虚拟经济部分，客观地反映实体经济的发展水平，数据容易获取，测算方法简单。因此，本文采用国民生产总值减去金融业和房地产业生产总值剩余产值的人均产值表示实体经济发展水平。

2.金融发展水平。自从戈得史密斯（1969）提出金融发展的衡量指标应该有金融发展规模和金融发展效率后，大量学者运这两个指标测算了金融发展水平（张立军、湛泳，2006；孙永强，2012；袁云峰、曹旭华，2007；王景武，2005）。本文也采用金融发展规模（FIR，用银行贷款占GDP的比值表示）和金融发展效率（FE，用年底金融机构存款余额与金融机构年底贷款余额的比值表示）两个指标测算金融发展水平。

3.控制变量。根据道格拉斯生产函数的定义，资本、劳动力是影响产出的主要因素，而构建“一带一路”的主要目的就是通过加强区域间的合作与交流，促进经济增长。因此文章选取资本（Cap）、劳动力（Lab）和经济开放程度（OPEN）三个控制变量。资本用社会固定资产投资总额与国内生产总值的比值表示，劳动力用就业人数与总人口的比值表示，经济开放程度用当年按美元与人民币中间价折算的外商直接投资额占GDP的比重表示。

（二）数据来源

本文选取1990-2013年“一带一路”所涉及17个省份的实体经济发展水平为研究对象，分别检验金融发展水平和各控制变量对其的影响。数据来源于1991-2014年《中国统计年鉴》、《中国金融统计年鉴》和各省统计年鉴。各指标的描述性统计量见表1。

表1表明，1985-2013年经济开放程度在“一带一路”所涉及的17个省份间存在较大差距，其标准差较大，其值为423.709；资本和劳动力的比准差较小，分别为0.217和0.071。

表4 金融发展水平对实体经济影响的区域差异分析

（三）研究方法

为了检验金融发展支持“一带一路”实体经济发展的总体效应以及金融发展对实体经济发展水平的作用是否在各区域之间存在差异。本文分别运用1990-2013年“一带一路”17个省份的面板数据和1990-2013年17个省份的时间序列数据模型进行研究。

1.面板数据模型。构建金融发展对“一带一路”实体经济发展水平影响的总体效应模型为：

其中，i表示各省份（i=1，2，3，...，17），t表示年份；α0表示截距项，α1，α2，…，α5表示各解释变量对实体经济的影响程度，εit表示随机误差项。

面板数据模型包括：混合模型、固定效应模型与随机效应模型，三种类型由于样本面板数据包含了截面、时期和变量三个维度信息，进行估计时，如果模型设定不准确，估计结果可能与现实情况偏离。因此要对模型的形式进行检验。文章采用协方差检验方法，构造F统计量：

S2和S1分别表示变系数和混合模型的残差平方和，N为样本个数，k表示参数个数，T表示年份数。若F1小于给定置信度水平下的临界值，则认为模型应采用混合模型；反之，继续检验模型是固定效应模型或随机效应模型，检验方法亦然。

2.时间序列数据模型。为了检验金融发展水平对“一带一路”各省份实体经济发展水平的影响程度是否存在差异，分别构建各省份1990-2013年的时间序列模型如下：

直接根据时间序列变量构造VAR模型要求各指标变量数据为平稳时间序列，但存在协整关系的非平稳时间序列，用VAR模型估计变量之间的关系也是可靠的（高铁梅，2009）。因此，本文在检验各指标平稳性的基础上，运用协整检验验证金融发展与实体经济发展水平的长期均衡关系，以及检验各省份间的这种协整关系是否存在差异。

金融发展影响实体经济的实证分析

（一）金融发展对实体经济发展水平影响的总体效应检验

1.单位根检验。对非平稳数据进行建模，可能产生伪回归，因此，在模型估计前应对数据的平稳性进行检验。若原数据平稳，那么就可以进行回归分析；如果原数据为非平稳序列，应对同阶的非平稳序列进行协整检验，若存在协整关系，可通过构造误差修正模型，避免伪回归现象。文章采用LLC检验、ADF-Fisher检验和PP-Fisher检验方法对各变量的单位根进行检验，检验结果表明，在10%的显著性水平下，原始序列均为非平稳序列。对一阶差分后的原始序列进行单位根检验，在1%的显著性水平下，平稳。即原始序列均为一阶单整序列（见表2）。

2.协整检验。利用KAO协整检验方法检验实体经济发展水平与金融发展水平之间的协整关系。结果表明，ADF的T统计量为-19.426，相应的伴随概率为0.00，拒绝不存在协整关系的原假设。即：实体经济发展水平与金融发展水平之间存在协整关系。

3.实证分析结果。根据F检验，金融发展对实体经济发展水平影响的总体效应模型应采用混合固定效应模型，回归结果见表3。

表3表明，金融发展水平对提高实体经济发展水平具有显著的促进作用。说明金融发展是实体经济发展的“福音”。金融规模和金融发展效率对实体经济增长的影响效果存在差异，金融发展效率对实体经济的促进作用大于金融发展规模。金融发展效率每提高1个单位，实体经济发展水平就提高0.927个单位；而金融发展规模提高1个单位，实体经济发展水平就提高0.526个单位。在控制变量方面，资本和劳动对实体经济发展水平具有显著地正向推动作用，经济开放程度对其具有较弱的阻碍作用。

（二）金融发展对实体经济发展水平影响的区域差异分析

由于“一带一路”所涉及省份间的经济发展水平存在较大的差异，为了增加模型估计结果的可信度，本文采用各省份1985-2013年的时间序列数据分别检验金融发展对实体经济增长的作用效果。在模型估计之前利用ADF检验对原始时间序列数据的平稳性进行检验，结果表明在5%的显著性水平下，各省份的原始时间序列均为一阶单整序列（由于篇幅有限，本文未给出结果）；Joshosen检验结果表明，各省份的实体经济发展与金融发展水平之间均存在协整关系。模型的估计结果见表4。

表4表明，金融发展水平对不同省份实体经济发展水平的影响存在差异；金融发展水平对新疆、青海、吉林、广西、西藏、上海、福建和海南八个省份实体经济发展的影响均为正，与17个省份的总体估计结果一致；金融发展抑制了实体经济增长的省份有：陕西和宁夏；甘肃和内蒙两个省份金融发展规模阻碍了实体经济增长，而金融发展效率促进了实体经济增长；黑龙江、辽宁、云南、广州和浙江的金融发展规模促进了实体经济的增长，而金融发展效率抑制了实体经济的增长。金融发展抑制了部分省份实体经济增长的主要原因是：陕西和宁夏资产泡沫严重加速了虚拟经济的膨胀，使得实体经济发展滞后，大量资金流入房地产和股市等虚拟经济部门，金融发展对实体经济的支持作用不足，阻碍了实体经济的发展；甘肃和内蒙两个省份金融规模有限，从而阻碍了实体经济的发展，而黑龙江、辽宁、云南、广州和浙江的金融发展效率有待提高。

研究结论及启示

（一）结论

本文以1985-2013年“一带一路”所涉及17个省份的面板数据和时间序列为样本，以资本、劳动和经济开放程度为控制变量，运用固定效应模型和时间序列模型分别检验了金融发展规模和金融发展效率对实体经济增长的影响。研究结果表明：不管是总体还是分区域，实体经济发展水平与金融发展水平之间存在长期的均衡关系；金融发展是“一带一路”实体经济发展的“福音”，但金融发展效率对实体经济的促进作用大于金融发展规模，金融发展对实体经济发展水平的影响在各省份间存在差异。资本和劳动推动了实体经济的发展，而经济开放程度阻碍了实体经济的发展。

（二）启示

本文研究的目的是，大量研究表明，金融发展促进了经济增长，而抑制了实体经济的发展（李强、徐康宁，2013）。共建“一带一路”是促进我国经济和谐、稳定增长的新举措，金融发展在“一带一路”中的作用不容忽视，我国及部分其他国家正在筹备亚洲基础投资银行和亚洲投资基金的建设工作。但金融发展对“一带一路”实体经济的发展是否不同于以往的研究结果，是否起到了带动作用值得深思，以及金融发展对“一带一路”所涉及省份的实体经济发展影响是否存在差异值得检验。本文的研究结果对构建“一带一路”的启示是：大力推进“一带一路”建设的金融支持工作，针对不同省份采取差别化的金融改革策略，有序、有差别地进行金融深化改革，全面提升金融发展对实体经济的带动作用，促进“一带一路”实体经济的发展，促进我国经济的平衡发展。

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中图分类号：◆F832

文献标识码：A

作者简介：

吴曼曼（1983-），女，土家族，湖北宜昌，硕士，河海大学商学院，主要研究方向：技术与创新管理。

于金（1963-），男，河海大学商学院，博士，教授，主要研究方向：企业理论、管理理论、战略管理、跨国公司管理以及中小企业的研究。