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长三角地区金融发展对经济增长影响研究

作者:未知

  摘要:以金融发展与经济增长相关的理论为出发点,根据2006—2015年长三角地区相关数据,建立模型研究金融业的发展对经济增长的影响。研究结果表明:在长三角地区,金融发展与经济增长密切相关,很好的拉动了经济的增长。但区域内金融发展协调性有待于进一步增强。
  关键词:长三角地区;金融发展;经济增长;计量经济模型
  中图分类号:F2文献标识码:Adoi:10.19311/j.cnki.1672-3198.2019.10.007
  近年来,我国市场经济不断开放,发展速度较快,金融业在其中发挥的作用也日益凸显。金融行业的不断发展,一方面可以服务经济的所有行业,提供有利条件加快和促进他们的发展。同时金融本身作为一种服务,自身发展也会使得经济总量提升。
  1长三角地区经济发展现状
  从整体来看,长三角区域经济发展快速,其总体水平领先于国内其他地区。江苏、浙江、上海均是我国经济最发达的省巿之一。从经济总量上看,2016年江苏、浙江GDP分列我国第二、四位;从人均GDP看,上海、江苏、浙江分列第三、四、五位;从产业结构占比来看,长三角产业结构整体水平明显优于全国水平。经济发展较均衡,整体实力明显。各省市在产业结构上优势互补。其中上海第二、三产业极为发达,尤其是服务业,约占经济份额的57%,表明其拥有强大的经济服务功能;浙江、江苏都是传统的制造业大省,第二产业发达,在经济中的占比很大,尤其是江苏省,吸引外资能力较强,已成功吸引大规模的外商投资,处于领先地位。产业结构相互互补,奠定产业基础,利于展开深层次的合作。
  2长三角地区金融发展现状
  2.1整体水平
  长三角地区经济发展活跃,是全国金融业发展最快、发展环境最好、最具活力的地区之一。整体而言,长三角地区金融市场发展规模较大、发展速度较快,在逐步走向成熟,已基本形成完善的市场机制、竞争机制,也具备一定的信息、资金条件,这为本地区经济结构的调整和转型提供了较好的环境,有助于推进产业结构的优化升级,推动经济可持续发展。
  2.2内部差异化
  从城市发展实力看,上海处于绝对领先地位,是全国的金融中心,其拥有强大的金融实力。从金融竞争力来看,各种指标显示内部差异较大,如金融系统存款余额,上海是南京的4倍左右,与泰州等体系末端的城市相比差距更大,达到了60-70倍。从对外开放程度来说,上海在外商投资额方面也处于遥遥领先的地位;从融资结构来看,上海直接融资规模较大,已接近30%,而江浙均不足10%;在资本巿场上,虽然浙江、江苏两省的企业数量远超上海,融资却远不如上海。
  3模型建立
  3.1指标选取
  经济发展水平概念较大,其涵盖的内容非常广,参考相关研究并以最具代表性为标准,本文将选取人均国内生产总值这个代表性指标来衡量长三角区域的经济发展水平。关于金融发展水平,为了数据的可获得性与代表性,通常从银行、股票、保险三大行业选取指标,本文选取银行业对经济贡献率、股票市场发展程度、保险市场发展程度三大指标进行模型建立。本文收集2006-2015年经济和金融相关数据,最终选取四个核心指标,实证分析长三角地区金融发展对经济增长的作用机制。这四个衡量指标分别为:
  (1)Y(GRE)——地区经济增长。本文选取该地区人均生产总值作为衡量指标,由于该指标数值较大,故取对数处理。
  (2)X2(BCE)——银行业对经济贡献率。以存贷款均值与GDP的比值来衡量。
  (3)X3(DSM)——股票市场发展程度。选取股票市场筹资额来表示股票市场发展水平。
  (4)X4(DIM)——保险市场发展程度。保费收入易获得,能直观反映一个地区保险市场的发展水平,选取保费收入衡量保险市场发展程度。
  各指标计算公式:Y(GRE)=In(人均 GDP);X2(BCE)=[(金融机构存款余额+金融机构货款余额)/2]/ GDP;X3(DSM)=股票市场筹资总额/GDP;X4(DIM)=保费收入/GDP。
  3.2数据收集与分析
  从数据的可获得性与代表性出发,收集数据对其加以整理分析。经过一系列的计算和处理后得到如表1。
  3.3模型建立
  利用选取的四个指标,建立模型:Y=β1+β2X2+β3X3+β4X4+u,进行回归得到如下结果:Y=3.542184+0.078473X2+3.299200X3-14.73003X4。
  4模型分析
  4.1经济意义检验
  先看银行业的影响:回归结果表明银行业与经济增长存在正相关关系,这说明银行业的发展为总体经济增长提供充足的资金。再看证券市场:证券市场发展整体上对经济增长的作用效果明显。直接利用证券市场融资,是企业发展的有效途径之一。最后来看保险市场:保险市场的发展有一个过程,在经济发展到一定阶段时,关注于保险市场将会有效促进经济增长。
  4.2统计检验
  拟合优度:R2=0.953341, 修正的可决系数为0925346。这充分说明模型对样本的拟合很好。F检验:由于F=34.05383>F(3,6)=4.76,说明回归方程显著,三个因素对经济增长有显著影響。t检验:在显著性水平a=0.05的前提下,自由度为6的t的临界值为2.447。与系数相对应的t统计量的绝对值不全大于ta/2(n-k)=2.447,这说明各变量对经济增长不全具有显著影响,这可能是多重共线性的影响。
  4.3计量经济学检验
  我们采用逐步回归的处理方式,去验证和解决多重共线性。分别作Y对X2,X3,X4的一元回归,加入X3的修正可决系数最大,以X3为基础,顺次加入其他变量回归。经过比较,新加入的X2的方程改进最大,保留X2,剔除X4。最后修正多重共线性后的回归结果为:Y=3.031899+0.167630X2+4.2880674X3。
  这说明,在其他因素不变的情况下,银行业和股票市场的发展程度对经济发展起着促进作用,保险市场在经济发展一定程度时才会发挥明显的促进作用。
  5促进长三角地区金融与经济协调发展的建议
  5.1推动金融产品和体制创新
  在产品创新的道路上,要着眼于实际需求,建立一个系统的共享金融产品数据库,同时要有充足的资金用于金融产品的研发投入,吸引金融人才,推动共同产品市场建立并完善。应借鉴先进经验并结合自身特点,推进金融体制创新,进一步发挥金融对经济增长的推动作用。
  5.2优化金融合作机制
  长三角地区应加强合作形成良好的合作机制。各方应建立信息交流和共享机制,共同分析金融发展形势,共同应对潜在的风险。加强机构合作既要实现金融机构的合作,也要促进监管机构在内的相关政府主体的合作。在宏观层面,要推动合作,打破行政区域的界限,发挥监管机构的主体作用,提高整体监管的水平,合理利用资源。
  5.3完善长三角金融共同市场
  深化长三角地区金融合作,必须发挥市场的主体作用,完善共同市场。政府支持引导,多方参与,形成以企业为主体的市场体系,调动各方的积极性。共同市场的建立也有利于地区内资金的顺畅流转,有利于技术、人力等资源的合理流动,提高资源配置效率;有利于战略性新兴产业蓬勃发展,为经济增长注入活力。
  参考文献
  [1]岳燕.我国金融发展与经济增长关系的实证分析[D].长春:吉林财经大学,2016.
  [2]张珣.山东省金融发展与经济增长关系研究[D].泰安:山东农业大学,2015.
  [3]王瑶.金融发展对我国经济增长的影响探究[J].现代商贸工业,2017.
  [4]周德才.我国金融发展与经济增长周期关系的实证分析[D].南昌:南昌大学,2015.
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