少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系研究
——基于吉林省延邊少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)驗證據(jù)的實證分析

●冷 軍

少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系研究
——基于吉林省延邊少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)驗證據(jù)的實證分析

●冷 軍

少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長具有密切關系。運用時間序列分析方法，對1995-2014年間少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系進行實證研究,得出少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與金融發(fā)展的長期均衡關系，少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展是促進少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟增長變動的格蘭杰因果作用,金融的發(fā)展對促進經(jīng)濟增長的作用要強于經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的拉動作用。以吉林省延邊少數(shù)民族地區(qū)為例驗證了實證分析的結果，與實證結果一致。

少數(shù)民族地區(qū) 金融發(fā)展經(jīng)濟增長

一、引言

少數(shù)民族地區(qū)金融既是少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要組成部分，又是少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展必不可少的重要支撐，所以少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展的作用不可忽視。近5年是中國少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展最快、城鄉(xiāng)面貌變化最大、各族群眾得到實惠最多的時期之一。民族地區(qū)的生產(chǎn)總值、財政收入每年均以兩位數(shù)的速度增長，高于全國平均增速，綜合經(jīng)濟實力大幅提升。但對于少數(shù)民族地區(qū)來說，資源豐富的比較優(yōu)勢仍沒有形成全面的經(jīng)濟優(yōu)勢，少數(shù)民族地區(qū)金融支持力度相對不足是主要因素之一。鑒于此，本文選擇少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟增長與少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展關系進行研究，探索少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展與其經(jīng)濟增長的內在聯(lián)系，這對于完善少數(shù)民族地區(qū)金融市場，構建良好的金融生態(tài)環(huán)境，加快少數(shù)民族地區(qū)建設，促進其經(jīng)濟的快速健康發(fā)展，有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧與研究假設

（一)國外研究現(xiàn)狀

在金融發(fā)展與經(jīng)濟增長這一相關關系研究中，國外的相關研究源遠流長。Goldsmith（1956）以金融中介個體資產(chǎn)的價值與國民生產(chǎn)總值的比率作為研究金融發(fā)展的指標，檢驗了35個國家在103年間的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，實證結果顯示經(jīng)濟的增長與金融發(fā)展趨同并高度吻合。King和Levine（1990）在Goldsmith研究成果的借鑒下，利用來自80個國家30年的數(shù)據(jù)，增長的變量保持不變，證明了金融的發(fā)展和經(jīng)濟增長之間相互成正比的關系，金融發(fā)達的國家經(jīng)濟增長較快，相反情況時也是如此。Levine和Zervos(1996)擴展了 Goldsmith對金融中介體與經(jīng)濟增長關系的分析，加入了一些反映股票市場發(fā)展情況的指標，研究成果表明如果銀行機構發(fā)展態(tài)勢良好、資本的流動水平相對較高，那么該國的經(jīng)濟增長率、生產(chǎn)率的增長率、資本積累率等經(jīng)濟發(fā)展指標則同步有所提高，而且皆為經(jīng)濟增長率、生產(chǎn)率的增長率以及資本積累率的準確的預測 指 標 。 La Porta Rafael,Florencio Lopez-de-Silanes,Andrei Shleifer,Robert在1995年的《金融經(jīng)濟評論》一文中使用了30個發(fā)展中國家1970-1999年的橫截面和時間序列數(shù)據(jù)進行測算得出金融的發(fā)展和經(jīng)濟之間存在著共生的雙向關系。

（二）國內研究現(xiàn)狀

與國外研究相比，我國的學者們也有豐富的研究成果。史永東(2003)以格蘭杰因果關系檢驗模型并基于柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)理論，通過模型參數(shù)運用，得出金融與經(jīng)濟之間存在共生共存之關系，亦得出我國經(jīng)濟增長與金融發(fā)展之間的雙向因果關系，同時得出了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長貢獻的具體情況。武志（2010）以戈氏指標考量我國之金融發(fā)展，探求我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間關系。雷達、趙勇等（2010）著重研究經(jīng)濟增長方式的決定因素及金融發(fā)展對經(jīng)濟增長方式轉變的影響。楊小玲（2010）以我國31個省(市)1997年至2008年數(shù)據(jù)，實證研究了社會資本、金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系。范德勝（2011）研究了中國金融中介體發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的實證關系，中國股票市場發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的實證關系，以及中國金融中介體發(fā)展與股票市場發(fā)展之間的實證關系。華穎等（2011）依照熊彼特之經(jīng)濟發(fā)展理論，得出金融中介發(fā)展，能夠支持企業(yè)家的創(chuàng)新，從而有利于長期經(jīng)濟增長。陳黎敏（2011）認為金融發(fā)展與經(jīng)濟增長總體呈現(xiàn)很強的正相關，但由于各地的經(jīng)濟基礎不同，使得各地區(qū)之間差異較大。李發(fā)昇（2011）探討了經(jīng)濟增長到金融發(fā)展的研究路徑，得出金融發(fā)展中的各影響因素。

借鑒以上文獻，本文選取少數(shù)民族地區(qū)金融和其經(jīng)濟的相關指標，以少數(shù)民族地區(qū)1995-2014年相關數(shù)據(jù)為基礎，采取協(xié)整分析、Granger因果關系檢驗、ECM模型對少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展和經(jīng)濟增長互動情況進行實證研究。同時以吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)為例來驗證實證結果。

三、研究設計

（一）指標體系的設計和選取

通常情況下，一般用經(jīng)濟總產(chǎn)值來衡量經(jīng)濟增長狀況。在衡量一個地區(qū)及國家的經(jīng)濟發(fā)展指標中，總產(chǎn)值是一個較為重要的指標。本文選取我國少數(shù)民族地區(qū)所有產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計中GDP的增長率作為衡量少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的測度指標，記為Y。對于金融發(fā)展水平來說，本文所考察的少數(shù)民族地區(qū)的金融發(fā)展狀況，以金融機構年末貸款與存款的比率作為測度指標，記為X?？紤]到少數(shù)民族地區(qū)現(xiàn)行金融市場狀況，該指標能較好地反應金融市場主體和金融機構對于金融活動的參與程度，同時也能較好地反應少數(shù)民族地區(qū)從信貸市場實際獲取資金的能力，所以是比較具有代表性的。本文即以此二項指標進行模型構建和實證分析。

(二）模型構建

實證研究的基本思路是對變量的相關性進行分析，本文即是對兩個時序數(shù)列的相關性進行分析。本文選用ECM誤差修正模型，進行兩組時間序列數(shù)列關系的檢驗。誤差修正這一術語，最早由Sargen（1964）提出，并由Davidson，Hendry，Srba，Yeo（1978）形成模型，其具有統(tǒng)計意義，是經(jīng)濟中長期均衡過程由實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)中的穩(wěn)態(tài)非均衡之過程逼近的經(jīng)濟理論。該模型的基本形式如下：

其中長期平衡關系為：

誤差修正項以yt-1-k1xt-1的形式表示。它反映了yt關于xt在第t時點的短期偏離。而該系數(shù)常稱調整系數(shù)。

求該模型的兩步法，第一步是求出模型：

最小二乘估計在此模型中被稱為協(xié)整回歸，得到k1的回歸值和殘差序列。即：

第二步ut-1替換（1）中的誤差修正項，再用最小二乘法估計其參數(shù)。

因為該模型將變量的水平值進行建模，充分利用二者的信息，能收到較好的反應時間序列關系的效果。對于ECM誤差修正模型的簡單形式（1），還可以通過加入因變量自相關滯后項和自變量的滯后項進行擴展，其形式如下：

該方程可以得到對于相關變量時滯效應的估計，經(jīng)過顯著性檢驗剔除不顯著的相關項。

（三）實證分析

1、單位根的檢驗。本文要研究少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與金融發(fā)展的關系，需要對時間數(shù)據(jù)預處理。一般在社會生產(chǎn)活動中產(chǎn)生的一些經(jīng)濟數(shù)據(jù)往往非平穩(wěn)者居多，但是建立經(jīng)濟模型的基本前提是所選數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，常用方法是取差分來消除非平穩(wěn)，方可建立模型。本文采用單位根檢驗來判斷所選時間序列的平穩(wěn)性，用X1表示衡量少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展的一階差分。首先對兩組時間序列數(shù)列進行單位根檢驗，得到結果如表1。

表1 單位根檢驗結果

其中：C為常數(shù)項，T為趨勢項。

設定的最大滯后階數(shù)均為3。根據(jù)計量結果，X、Y序列在其水平序列呈顯著的非平穩(wěn)，而在其一階差分序列上都是平穩(wěn)序列，即都是Ⅰ（1）過程。

2、協(xié)整性檢驗。對X、Y進行協(xié)整檢驗，結果如表2。

表2 Johansen協(xié)整檢驗結果

由表2可知，在1995-2014年的樣本區(qū)間內，Y和X這兩個變量之間至多存在一個協(xié)整關系，說明這兩個變量之間存在長期的均衡關系。

則這兩個變量之間的一個協(xié)整方程為:

兩變量之間的回歸方程中，結果顯示擬合優(yōu)度達到了較高的水平，t檢驗和P值也較為理想。殘差序列通過了白噪聲檢驗，此模型較顯著，X變量的系數(shù)為正，說明少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展有利于少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟的增長，少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展貢獻率每提高1%，對當期經(jīng)濟增長的拉動為0.696%。

3、殘差序列檢驗。通過對生成的resid即殘差序列進行檢驗，結果如表3，經(jīng)過軟件計算計量模型的結果顯示，resid殘差序列也是平穩(wěn)的，這說明方程（6）是有效的。

表3 協(xié)整檢驗結果

4、因果關系檢驗。對兩個變量進行因果關系檢驗，檢驗結果見表4。

表4 相關變量的Granger檢驗結果

由表4可知：少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展和少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟增長互為因果關系，少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟增長是少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展的Granger原因，少數(shù)民族地區(qū)金融的發(fā)展有利于少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟的增長，這與前面協(xié)整檢驗的結果保持一致。

5、擬合誤差修正模型。由以上的分析可知，可以構造誤差修正模型，經(jīng)過擬合，結果如表5所示。

表5 誤差修正模型估計結果

R2=0.694456，R2adj=0.656263，DW=1.951055，誤差修正項（ECM)回歸系數(shù)顯著，說明了在短期波動對長期均衡的偏離中，調整系數(shù)對于偏離的糾正能力較強，這一結果與少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相關性方向也是相一致的。也就是說，盡管在短期內少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展可能會偏離金融發(fā)展方向的這種長期均衡關系，但是在長期中仍會回到均衡狀態(tài)。

再進一步對金融發(fā)展短期的滯后1期和2期進行擬合，結果如表6所示。

表6 帶有滯后期的誤差修正模型估計結果

R2=0.889144，R2adj=0.838754，DW=2.096824，所得結果顯示，滯后1期的金融發(fā)展變量比滯后2期和當期的金融發(fā)展變量對少數(shù)民族地區(qū)的經(jīng)濟增長有更大的推動作用。在滯后1期的情況下，金融發(fā)展的貢獻率每上升1個百分點，少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展上升1.45673%；在滯后2期的情況下，金融發(fā)展的貢獻率每上升1個百分點，少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展上升0.54521%。當滯后1期和2期的金融發(fā)展變量的短期波動偏離長期均衡時，將以0.64019的調整力度從非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。另外，從ECM模型來看，滯后2期的金融發(fā)展變量的變化強度（0.54521）弱于當期ECM的向上修正力度（0.64019）。滯后項的分析顯示，少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長具有時滯效用，少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進效應不是立刻就有成效的，這種影響有滯后性。這一結果說明金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長不具短期效果，而具有后效性。

同樣的，將自變量和因變量調換順序，實證檢驗結果如表7。

表7 自變量和因變量調換順序誤差修正模型估計結果

R2=0.784577，R2adj=0.686657，DW=2.240982，從表7可看出經(jīng)濟的增長對金融發(fā)展的滯后1期和2期變量的變化情況，對滯后1期的影響大于對滯后2期的影響。從表6與表7可看出：金融的發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用要強于經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的促進作用，但兩者仍表現(xiàn)出互為因果的關系，這與前面的分析是一致的。

四、以吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)為例驗證實證結果

吉林省延邊朝鮮族自治州位于吉林省東部，面積約4.27萬平方公里，約占吉林省總面積的四分之一。延邊朝鮮族自治州下轄延吉、圖們、敦化、琿春、龍井、和龍6市和汪清、安圖2縣，首府為延吉市。延邊地理位置優(yōu)越，地處中俄朝三國交界，東與俄羅斯濱海邊疆區(qū)接壤，南隔圖們江與朝鮮咸鏡北道、兩江道相望，邊境線總長768.5公里。其中，中朝邊境線522.5公里，中俄邊境線246公里。延邊瀕臨日本海，圖們江是我國通向日本海的唯一水上通道。延邊最東端的琿春防川，僅距日本海15公里。以琿春為核心，不到200公里的周邊，擁有俄、朝等國10個優(yōu)良港口。延邊朝鮮族自治州非農(nóng)業(yè)人口145萬人，占總人口的67.6%；農(nóng)業(yè)人口69.6萬人，占總人口的32.4%。2014年末全州城鎮(zhèn)私營企業(yè)勞動者18.5萬人，比上年增長26.2%；城鎮(zhèn)個體勞動者30.3萬人，比上年增長9.7%；全州城鎮(zhèn)常住居民人均可支配收入為19830元，比上年增長9.3%；農(nóng)村常住居民人均可支配收入為8466元，比上年增長10.9%①。

從圖1、圖2和圖3中可知，吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)的GDP從2000年的127.06億元到2014年的1103.01億元，增長7.68倍；從2000年到2014年的平均值為423.22億元，平均增速為16.80%，2007年GDP增速達到最大，為25.34%，而2002年GDP增速最小，為8.43%，平均增速增量7.37%。吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)的貸款從2000年的389.61億元到2014年的1394.34億元，增長2.58倍；從2000年到2014年的平均值為790.20億元，平均增速為10.64%，2014年增速達到最大，為15.33%，而2001年貸款增速最小，為3.00%，平均增速增量8.97%，由此可見吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)的貸款發(fā)展速度之快。吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)的存款從2000年的231.29億元到2014年的921.35億元，增長2.98倍；從2000年到 2014年的平均值為 532.71億元，平均增速為10.48%，2012年增速達到最大，為18.84%，而2002年存款增速最小，為1.64%，平均增速增量9.21%。從增速來看，吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)貸款和存款的增速增量均高于GDP增速增量，分別高1.6個百分點和1.84個百分點，這與前面的實證分析相吻合。

圖1 吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)2000-2014年GDP和同比增長情況

圖2 吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)2000-2014年貸款和同比增長情況

圖3 吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)2000-2014年存款和同比增長情況

延邊是國內享受民族區(qū)域自治政策、振興東北老工業(yè)基地優(yōu)惠政策的少數(shù)民族地區(qū)，優(yōu)惠政策的實施有助于民族經(jīng)濟的發(fā)展，民族經(jīng)濟的發(fā)展有助于民族地區(qū)金融的發(fā)展。同時，少數(shù)民族地區(qū)金融機構在資金管理方式如資金的來回調撥、管理專項資金方面，對利潤的核算方法、國家金融政策的執(zhí)行，根據(jù)當?shù)氐那闆r可適度調整，信貸業(yè)務準入門檻大大降低，可及時發(fā)放貸款，同時，對于一些大的項目或企業(yè)則根據(jù)實施效果計劃給予及時支持。在國家實施節(jié)能減排和產(chǎn)業(yè)結構調整政策下，銀行業(yè)對一些好的項目如電動汽車、教育業(yè)能及時給予支持；對少數(shù)民族專項貸款給予優(yōu)惠利率，對少數(shù)民族地區(qū)貸款，適當放寬貸款條件；優(yōu)惠條件向民族地區(qū)傾斜，如開發(fā)性貸款、扶貧貼息貸款以及在保證有效益、能還貸的前提下，對其他專項貼息貸款也適當放寬。這些政策的調整也有利于金融業(yè)的發(fā)展，進而帶動民族經(jīng)濟的發(fā)展。以上分析與實證結果一致。

五、研究結論與政策建議

（一）結論

本文利用協(xié)整檢驗、Grangr因果關系檢驗和ECM模型進行分析，結果表明：從1995年到2014年間，少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在一種長期均衡關系。少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長有顯著的促進作用，少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的正向影響強于經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的拉動作用，以吉林省的延邊少數(shù)民族地區(qū)為例驗證了實證結果，由于篇幅原因不能一一進行舉例，與實證結果相吻合。通過分析得出：國家應加大對少數(shù)民族地區(qū)的政策、資金幫扶，努力縮小民族地區(qū)與發(fā)達地區(qū)以及民族地區(qū)內部的差距。同時，有關金融部門應加大監(jiān)管力度，保證資金不外流，確保?？顚Ｓ?。2010年至2014年期間，中國共投入逾2500億元人民幣支持民族地區(qū)的公路和水路建設，投入專項資金逾450億元，用于改善民族地區(qū)的基層醫(yī)療衛(wèi)生條件。截至2014年，中國民族八省區(qū)(內蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū))國內生產(chǎn)總值年均增長13.1%。同時，少數(shù)民族地區(qū)金融發(fā)展狀況隨著少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟的增長而發(fā)生相應的變化，少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟的增長也有利于少數(shù)民族地區(qū)金融的發(fā)展。

（二）政策建議

1、提高少數(shù)民族地區(qū)金融機構辦事效率。少數(shù)民族地區(qū)現(xiàn)有金融體系雖然一直以來為少數(shù)民族地區(qū)經(jīng)濟增長、儲蓄融資等作出了卓越的貢獻，但是也依然掩蓋不了少數(shù)民族地區(qū)金融效率低于全國平均水平的事實。因此，民族地區(qū)應提高金融企業(yè)辦事效率，建立健全完善的金融服務體系，升級優(yōu)化其功能，鼓勵金融機構把業(yè)務重點放在創(chuàng)新貸款品種、拓寬擔保渠道、放寬貸款期限、擴大服務范圍、實行優(yōu)惠利率和保險政策等方面。

政府應出臺相應支持金融機構的政策。著重考慮降低金融機構如銀行、保險和證券公司的準入門檻，鼓勵創(chuàng)新型和民間活躍金融機構的發(fā)展，使得民間資本流動諸如中小額的貸款機構、農(nóng)業(yè)貸款機構等發(fā)展起來，將金融體系變得多層次、多競爭、秩序井然，為金融機構注入新的血液，重新明確銀行、保險及證券公司的市場定位和立足點，推進金融發(fā)展。

2、積極鼓勵少數(shù)民族地區(qū)企業(yè)發(fā)展。積極推進少數(shù)民族地區(qū)企業(yè)改革創(chuàng)新，提高企業(yè)文化，加強員工素質培訓。創(chuàng)新為改革之動力，沒有改革不能發(fā)展，只有結合實際進行有特色的創(chuàng)新，才能走出企業(yè)特有的文化。少數(shù)民族地區(qū)企業(yè)應提高自身綜合素質，企業(yè)自身綜合素質是在社會生產(chǎn)經(jīng)營活動中所應有的基本要素的有機結合。企業(yè)素質本身是一個企業(yè)文化的體現(xiàn)，沒有良好的企業(yè)素質會制約企業(yè)本身的發(fā)展。當今社會企業(yè)之間的競爭如此之激烈，沒有良好的企業(yè)素質難以保障企業(yè)持久的活力。鼓勵少數(shù)民族地區(qū)企業(yè)擴大規(guī)模，一些具有相當實力的企業(yè)應根據(jù)自身情況，量身定制一套企業(yè)擴建的計劃。經(jīng)濟要發(fā)展，企業(yè)為中流砥柱。而小企業(yè)要制定合理的發(fā)展計劃，不要盲目擴張，應避免造成資金鏈斷裂、破產(chǎn)倒閉的局面。相關部門應做好企業(yè)長期發(fā)展的規(guī)劃，形成合理的發(fā)展體系，同時監(jiān)管層要高瞻遠矚，隨時應對變化的經(jīng)濟發(fā)展局面。

（本文系2015年國家自然科學基金項目 “有效風險管控策略對產(chǎn)業(yè)安全維護效應研究：基于遠景理論的微觀分析”〈71473137〉的階段性研究成果）

（作者單位：寧波大學商學院）

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：延邊州2014年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

1.Levine Ross,Sara Zervos.1996.Stock Market Development and Long-Run Growth[J].The World Bank Economic Review，9.

2.陳黎敏.2011.中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系分析[J].浙江金融，8。

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（本欄目責任編輯：鄭潔、王光?。?/p>