区域经济产出增长与民间金融发展的关系研究

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1、区域经济产出增长与民间金融发展的关系研究　　20世纪70年代，Ronald.I.Mckinnon就提出金融抑制理论和金融深化理论来解释民间金融产生的体制性根源；Eddash;道格拉斯生产函数出发，同时引入金融发展水平作为一个独立影响因素，用于表示资本的有效利用系数，即把金融发展水平F当作一项投入用于生产过程。同时设K=K0F，F=F1F2，F1和F2分别表示正规金融资本与民间金融资本的有效利用系数，那么柯布道格拉斯生产函数将变换为如下形式：　　其中αi，为截距项，代表个体效应，εi,t为随机扰动项，&al

2、pha;i和i,t独立同分布；p1和p2为变量所选取的滞后阶数。　　式中，LnGDP，用于表示区域经济增长，用取了对数的国民收入来度量，数据于各省不同年份的《统计年鉴》；LnIF用于表示民间金融发展，对其规模和发展水平也无法进行精确的统计，本文笔者选取了各省份不同年份的《非国有经济年鉴》中非国有投资指标中的自筹及其他资金两部分的数据作为民间金融规模的值。鉴于2000年金融环境相对开放，因此本文数据以20002012年为样本期。另外，因不可避免地会存在内生性造成的估计偏差，因此，本文采用系统广义矩估计方法（SGMM方法）来对模型（6）

3、进行估计。　　二、民间金融推动经济增长的区域实证　　1、系统广义矩估计结果　　为研究不同地区民间金融发展水平对区域经济增长的差异影响，首先依据本文所建的动态面板回归模型（6）将全国作为一个整体面板进行分析，接着将全国31个省市自治区份划分为东、中、西三个区域，1然后分别建立子动态面板回归模型进行估计。目前在动态的面板回归模型中，得到变量的滞后阶数为P1=P2=3。结果见表1。　　　　2、模型检验　　考虑到仅仅依据T统计量的显着性来确定滞后阶数可能存在不科学性，为了证明变量的滞后阶数选择是否合理，采用Sargan统计量来检验模型是否存

4、在过度识别的问题，以说明滞后阶数选择的稳健性和参数估计的一致性。检验结果如表2所示：　　由表2中得知，利用SGMM方法建立的动态面板回归模型可以揭示我国民间金融对区域经济增长的差异动态效应。　　　　3、结果分析　　根据表2的估计结果可知：民间金融对区域经济增长有着显着的正向影响。民间金融规模每增加1%，可以导致经济增长0.2562%；就各区域来分析，其中东部地区本年度民间金融规模每增加1%，经济增长0.2623%，表明东部民间金融发展对经济增长的促进作用已超过对全国的整体影响，而中、西部地区的民间金融发展对经济增长的促进作用依然低于

5、对全国的整体影响，本年度民间金融规模每增加1%，中、西部地区经济分别增长0.2138%和0.1944%。　　不论是全国还是其他不同区域的和值均为正且高度显着，说明民间金融发展对区域经济增长都有一定的正向滞后作用，上一年度民间金融规模每增加1%，可以导致全国经济增长0.3409%，使东、中、西部地区区域经济分别增长0.2134%、0.2837%、0.3142%，上两年度民间金融规模每增加1%，可以导致全国经济增长0.4231%，东、中、西部地区区域经济分别增长0.3344%、0.3873%、0.4325%；也可反应东、中、西部三个地区

6、区域经济增长随着时间推移对民间金融的依赖大致呈现出西部地区依赖程度最大，中部地区次之，东部地区最小；影响系数的正向作用在第一年逐渐增强，在第二年则达到最大。　　度量了滞后一年的GDP对当期GDP形成的动态效应，全国以及东、中、西不同区域的值均为正且显着，说明上一年度的GDP形成对当年区域经济增长有显着正向作用，上一年度的GDP每增加1%，可以导致全国经济增长0.2120%，东部地区经济增长0.2325%、中部地区经济增长0.1837%、西部地区经济增长0.1436%，这种正向作用表现在西部地区最小，中部地区次之，东部地区最大。　　三

7、、结论与启示　　本文认为，总体上民间金融发展对区域经济增长存在影响，其正向促进作用表现得与当期不同，表现为西部地区最大、中部次之、东部最小的地区差异。同时，民间金融规模的扩大对经济增长的促进在第一年逐渐增强，在第二年则达到最大。　　结合本文研究结果，考虑到民间金融发展已成为了推动我国区域经济增长的重要力量，我们应当充分认识到其积极的一面并加以利用，对民间金融采取支持的态度，采取适当的措施加以规范和引导。目前，民间金融市场监管普遍缺位，所以，首先从制度上规范民间金融，加强政府对于民间金融的监管与引导，健全金融监管体制。其次，完善金融市

8、场体系，创新民间金融支持区域经济发展，引导民间金融机构实现合法化、规范化，使民间金融健康有序发展。