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【摘 要】 文章利用面板数据模型和误差修正模型，以江蘇省为例对区域金融与区域经济的相关性进行了实证分析。结果显示江蘇省区域金融与区域经济之间存在显著的正相关关系，但蘇南、蘇中、蘇北区域金融对区域经济产生了不同程度的影响。蘇南地区金融投资对经济增长的贡献率最低，而蘇北地区金融投资对经济增长的贡献率最高。只有重视这一区域差异化，才能在当前的金融体制改革中走得更稳更远，实现国民经济的可持续发展。
【关键词】 区域金融； 区域经济； 江蘇； 实证
一、引言
Goldsmith最早构建了衡量一国金融结构和金融发展水平的指标，其中最主要的是金融相关率（FIR），即金融总资产与GDP之比。Tobin将货币金融因素引入经济增长的研究，强调了货币的价值储藏功能，为现代货币理论的研究开辟了新天地。Mckinnon在研究发展中国家的金融抑制与金融深化时，认为“金融抑制”的存在严重阻碍了资本积累、技术进步与经济增长，提出应实行较高的实际利率来提高人们储蓄的积极性，抑制低效率的投资活动，消除金融抑制的作用。
我国对金融发展与经济增长关系的研究始于20世纪90年代。谈儒勇（1999）提出在中国金融中介体发展和经济增长之间有显著的正相关关系，股票市场发展和经济增长之间有不显著的负相关关系，金融中介体发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系。韩廷春（2001）在建立金融发展与经济增长关联机制计量模型的基础上，运用中国经济发展过程的有关数据对这一现象进行了经验分析，得出主要结论：金融深化理论与利率政策必须与经济发展过程相适应，不能单纯追求金融发展与资本市场的数量扩张，应更加重视金融体系的效率与质量。欧向军（2007）运用基尼系数和塞尔指数定量评价了改革开放以来江蘇省区域经济差异总体水平与变化特征，结果表明市场发育程度、产业结构转换和区域发展策略是造成江蘇省区域经济差异扩大的最主要因素。
从金融发展理论创立之初到现在，已经取得了很大的理论和实践的成果。但由于金融发展理论形成的时间不长，理论体系本身尚在不断完善之中，因此它也存在很多缺陷和不足，这为我们的研究提供了广阔的空间。本文把江蘇省分为蘇南（南京、蘇州、无锡、常州、镇江），蘇中（南通、泰州、扬州）和蘇北（宿迁、连云港、淮安、盐城、徐州）三个区域，通过对江蘇省面板数据的实证分析，来检验区域金融对区域经济发展的影响，并针对结论提出了一些政策性建议。
二、实证分析
（一）样本及数据的来源
根据数据的可得性，本文采集了江蘇省2000—2009年间13个地级市的130个样本。国民生产总值、人均国民生产总值、年末存款和贷款等初始数据资料均来源于《江蘇统计年鉴》，各指标的本币或外币金额均按当年价格计算。
（二）变量选择及检验模型
1.变量的选择
区域经济指标：经济发展水平是区域在某一时期内创造财富或获得财富的综合能力，通常用经济增长率、人均国民生产总值或国内生产总值来衡量。因此，本文选取了人均国民生产总值作为被解释变量。
区域金融指标：由于江蘇省金融资产的统计数据不够全面，无法直接用Goldsmith的指标，所以我们对金融相关率（FIR）做了适当变化。金融相关率（FIR）=金融资产总额（以存贷款加总作为衡量指标）/GDP，这个指标在某种意义上能反映金融发展的综合水平。国内的许多学者，如谢平（1992），张杰（1995），周立、王子明（2002）在计算金融相关率时，也近似这样计算。因此，本文选取了最常用的金融相关率作为解释变量，见表1。
2.检验模型
在研究金融发展与经济增长关系的文献中，所用实证模型都大同小异。本文使用生产函数法Y=f（K，L）构建模型，建立以下实证模型：
LnY=α β0lnX0
（三）实证检验及分析
1.描述性统计
用stata软件对样本数据进行统计分析，表2是江蘇省各个变量2000—2009年间的描述性统计特征。由表2可知，江蘇省各个地区人均GDP的平均值为22 829.47元，金融相关率的平均值为1.757291。但不同地区差距较大，2005年宿迁地区人均GDP最低为375.93元，2009年蘇州地区人均GDP最高达83 696.00元。同样，不同地区的金融相关率也相差甚大。所以，本文将对蘇南、蘇中、蘇北地区分别进行实证检验。
2.实证检验过程
因为传统混合数据的最小二乘估计方法存在很多缺点，所以我们使用面板数据（Panel Data）分析方法。面板数据是指对不同时刻的截面个体作连续观测所得到的多维时间序列数据，所以面板数据模型能够同时反映研究对象在时间和截面两个维度上的变化规律，以及不同时间、不同单元的特性，能够综合利用样本信息。相对于单纯的时间序列模型或截面数据模型，面板数据模型增大了样本容量，并提高了估计精度和参数估计的有效性，而且当解释变量在时间和截面两个方向同时变动时，减少了多重共线性的影响。
首先是对于固定效应模型、随机效应模型和OLS混合模型的选择；然后对固定效应模型进行异方差和序列相关检验，对随机效应模型进行序列相关检验；最后用广义线性模型对异方差和序列相关进行修正。
3.检验结果及分析
分别对蘇南、蘇中、蘇北地区数据进行回归，得到以下结果，详见图1、图2、图3。
从以上回归结果来看，三个地区金融相关率的P值在1%的显著性水平下均显著，区域金融指标对区域经济指标均保持了良好的解释力，模型的拟合度较高。但三个地区金融相关率对人均GDP的弹性系数各不相同。蘇南地区金融相关率对人均GDP的弹性系数为0.156306，即金融相关率每增加1个单位，人均GDP将增加0.156306个单位。蘇中地区金融相关率对人均GDP的弹性系数为1.342233，蘇北地区最高为1.571795。由此可见，江蘇三个区域的金融发展对经济增长均产生了显著的影响，但影响程度各不相同。
三、结论与建议
本文的研究结论为江蘇省区域金融与区域经济之间存在显著的正相关关系，这意味着金融发展可以促进经济的发展，但区域金融对蘇南、蘇中和蘇北三个区域经济的影响程度各不相同。（1）蘇南地区金融投资对经济增长的贡献率最低，造成这种现象的原因有很多，比如蘇南模式本质上是“政府超强干预模式”，乡镇政府主导乡镇企业的发展，政府的过多干预影响了其市场化的发展，使其金融指标对经济指标的影响力变小。（2）蘇北地区金融投资对经济增长的贡献率最高，说明江蘇省应重点增加对蘇北地区金融建设的投资，但蘇北地区人均GDP远低于蘇南地区，政府除了要增加金融建设的投资外，还需加快产业结构转换和制定区域发展策略，这样才能发挥蘇北区域优势，加快蘇北地区的经济发展。
在当前的金融体制改革中，如果忽视区域差异化这一现象，将会影响改革目标的实现，进而影响国民经济的协调和可持续发展。对此，笔者提出以下几点建议：
第一，各种金融政策的运用，必须以市场为导向，尊重其在区域经济发展中的规律，在切实符合地方实际的前提下，采取适当的金融政策最大限度地为经济的发展融通资金。进一步探索金融市场化道路，促进高质量的金融发展和持续稳健的经济增长。
第二，一定时期内的高额存款只是经济发展的一个必要条件，而存款能否以较低的成本转化为有效益的投资，才是经济持续快速发展的内在要求。所以我们在追求金融资产扩张的同时，更应该注重金融体系的效率。
第三，我国金融发展中存在较多的政府干预，这种干预在降低储蓄和投资转化效率的同时，也使得金融市场的资源配置功能不能完全发挥，影响了经济增长的质量。政府应减少对金融市场的干预，逐步推行金融自由化，从而既能避免通货膨胀，又不致引起经济衰退。
【参考文献】
［1］ 谢平.中国金融资产结构分析［J］.经济研究，1992（11）：30-37.
［2］ 韩廷春.金融发展与经济增长:经验模型与政策分析［J］.世界经济，2001（6）：3-9.
［3］ 欧向军.基于区域分离系数的江蘇省区域经济差异成因定量分析［J］.地理研究，2007（4）：693-704.
［4］ 周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析:1978-2000［J］.金融研究，2002（10）：1-13.
［5］ 谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究［J］ 经济研究，1999（10）：53-61.
［6］ 米建国，李建伟.我国金融发展与经济增长关系的理论思考与实证分析［J］.管理世界，2002（4）：23-30.
［7］ 彭宝玉，李小建.金融与区域发展国际研究进展及启示［J］.经济地理，2010（1）：75-79.
【关键词】 区域金融； 区域经济； 江蘇； 实证
一、引言
Goldsmith最早构建了衡量一国金融结构和金融发展水平的指标，其中最主要的是金融相关率（FIR），即金融总资产与GDP之比。Tobin将货币金融因素引入经济增长的研究，强调了货币的价值储藏功能，为现代货币理论的研究开辟了新天地。Mckinnon在研究发展中国家的金融抑制与金融深化时，认为“金融抑制”的存在严重阻碍了资本积累、技术进步与经济增长，提出应实行较高的实际利率来提高人们储蓄的积极性，抑制低效率的投资活动，消除金融抑制的作用。
我国对金融发展与经济增长关系的研究始于20世纪90年代。谈儒勇（1999）提出在中国金融中介体发展和经济增长之间有显著的正相关关系，股票市场发展和经济增长之间有不显著的负相关关系，金融中介体发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系。韩廷春（2001）在建立金融发展与经济增长关联机制计量模型的基础上，运用中国经济发展过程的有关数据对这一现象进行了经验分析，得出主要结论：金融深化理论与利率政策必须与经济发展过程相适应，不能单纯追求金融发展与资本市场的数量扩张，应更加重视金融体系的效率与质量。欧向军（2007）运用基尼系数和塞尔指数定量评价了改革开放以来江蘇省区域经济差异总体水平与变化特征，结果表明市场发育程度、产业结构转换和区域发展策略是造成江蘇省区域经济差异扩大的最主要因素。
从金融发展理论创立之初到现在，已经取得了很大的理论和实践的成果。但由于金融发展理论形成的时间不长，理论体系本身尚在不断完善之中，因此它也存在很多缺陷和不足，这为我们的研究提供了广阔的空间。本文把江蘇省分为蘇南（南京、蘇州、无锡、常州、镇江），蘇中（南通、泰州、扬州）和蘇北（宿迁、连云港、淮安、盐城、徐州）三个区域，通过对江蘇省面板数据的实证分析，来检验区域金融对区域经济发展的影响，并针对结论提出了一些政策性建议。
二、实证分析
（一）样本及数据的来源
根据数据的可得性，本文采集了江蘇省2000—2009年间13个地级市的130个样本。国民生产总值、人均国民生产总值、年末存款和贷款等初始数据资料均来源于《江蘇统计年鉴》，各指标的本币或外币金额均按当年价格计算。
（二）变量选择及检验模型
1.变量的选择
区域经济指标：经济发展水平是区域在某一时期内创造财富或获得财富的综合能力，通常用经济增长率、人均国民生产总值或国内生产总值来衡量。因此，本文选取了人均国民生产总值作为被解释变量。
区域金融指标：由于江蘇省金融资产的统计数据不够全面，无法直接用Goldsmith的指标，所以我们对金融相关率（FIR）做了适当变化。金融相关率（FIR）=金融资产总额（以存贷款加总作为衡量指标）/GDP，这个指标在某种意义上能反映金融发展的综合水平。国内的许多学者，如谢平（1992），张杰（1995），周立、王子明（2002）在计算金融相关率时，也近似这样计算。因此，本文选取了最常用的金融相关率作为解释变量，见表1。
2.检验模型
在研究金融发展与经济增长关系的文献中，所用实证模型都大同小异。本文使用生产函数法Y=f（K，L）构建模型，建立以下实证模型：
LnY=α β0lnX0
（三）实证检验及分析
1.描述性统计
用stata软件对样本数据进行统计分析，表2是江蘇省各个变量2000—2009年间的描述性统计特征。由表2可知，江蘇省各个地区人均GDP的平均值为22 829.47元，金融相关率的平均值为1.757291。但不同地区差距较大，2005年宿迁地区人均GDP最低为375.93元，2009年蘇州地区人均GDP最高达83 696.00元。同样，不同地区的金融相关率也相差甚大。所以，本文将对蘇南、蘇中、蘇北地区分别进行实证检验。
2.实证检验过程
因为传统混合数据的最小二乘估计方法存在很多缺点，所以我们使用面板数据（Panel Data）分析方法。面板数据是指对不同时刻的截面个体作连续观测所得到的多维时间序列数据，所以面板数据模型能够同时反映研究对象在时间和截面两个维度上的变化规律，以及不同时间、不同单元的特性，能够综合利用样本信息。相对于单纯的时间序列模型或截面数据模型，面板数据模型增大了样本容量，并提高了估计精度和参数估计的有效性，而且当解释变量在时间和截面两个方向同时变动时，减少了多重共线性的影响。
首先是对于固定效应模型、随机效应模型和OLS混合模型的选择；然后对固定效应模型进行异方差和序列相关检验，对随机效应模型进行序列相关检验；最后用广义线性模型对异方差和序列相关进行修正。
3.检验结果及分析
分别对蘇南、蘇中、蘇北地区数据进行回归，得到以下结果，详见图1、图2、图3。
从以上回归结果来看，三个地区金融相关率的P值在1%的显著性水平下均显著，区域金融指标对区域经济指标均保持了良好的解释力，模型的拟合度较高。但三个地区金融相关率对人均GDP的弹性系数各不相同。蘇南地区金融相关率对人均GDP的弹性系数为0.156306，即金融相关率每增加1个单位，人均GDP将增加0.156306个单位。蘇中地区金融相关率对人均GDP的弹性系数为1.342233，蘇北地区最高为1.571795。由此可见，江蘇三个区域的金融发展对经济增长均产生了显著的影响，但影响程度各不相同。
三、结论与建议
本文的研究结论为江蘇省区域金融与区域经济之间存在显著的正相关关系，这意味着金融发展可以促进经济的发展，但区域金融对蘇南、蘇中和蘇北三个区域经济的影响程度各不相同。（1）蘇南地区金融投资对经济增长的贡献率最低，造成这种现象的原因有很多，比如蘇南模式本质上是“政府超强干预模式”，乡镇政府主导乡镇企业的发展，政府的过多干预影响了其市场化的发展，使其金融指标对经济指标的影响力变小。（2）蘇北地区金融投资对经济增长的贡献率最高，说明江蘇省应重点增加对蘇北地区金融建设的投资，但蘇北地区人均GDP远低于蘇南地区，政府除了要增加金融建设的投资外，还需加快产业结构转换和制定区域发展策略，这样才能发挥蘇北区域优势，加快蘇北地区的经济发展。
在当前的金融体制改革中，如果忽视区域差异化这一现象，将会影响改革目标的实现，进而影响国民经济的协调和可持续发展。对此，笔者提出以下几点建议：
第一，各种金融政策的运用，必须以市场为导向，尊重其在区域经济发展中的规律，在切实符合地方实际的前提下，采取适当的金融政策最大限度地为经济的发展融通资金。进一步探索金融市场化道路，促进高质量的金融发展和持续稳健的经济增长。
第二，一定时期内的高额存款只是经济发展的一个必要条件，而存款能否以较低的成本转化为有效益的投资，才是经济持续快速发展的内在要求。所以我们在追求金融资产扩张的同时，更应该注重金融体系的效率。
第三，我国金融发展中存在较多的政府干预，这种干预在降低储蓄和投资转化效率的同时，也使得金融市场的资源配置功能不能完全发挥，影响了经济增长的质量。政府应减少对金融市场的干预，逐步推行金融自由化，从而既能避免通货膨胀，又不致引起经济衰退。
【参考文献】
［1］ 谢平.中国金融资产结构分析［J］.经济研究，1992（11）：30-37.
［2］ 韩廷春.金融发展与经济增长:经验模型与政策分析［J］.世界经济，2001（6）：3-9.
［3］ 欧向军.基于区域分离系数的江蘇省区域经济差异成因定量分析［J］.地理研究，2007（4）：693-704.
［4］ 周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析:1978-2000［J］.金融研究，2002（10）：1-13.
［5］ 谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究［J］ 经济研究，1999（10）：53-61.
［6］ 米建国，李建伟.我国金融发展与经济增长关系的理论思考与实证分析［J］.管理世界，2002（4）：23-30.
［7］ 彭宝玉，李小建.金融与区域发展国际研究进展及启示［J］.经济地理，2010（1）：75-79.