经济研究
科技经济市场金融业与经济增长关系研究
—基于全国31省市面板数据的实证研究
陈 婷1，骆雪虎2，陈 军3
（1.财经大学经济学院，北京 100081；2.长安大学，陕西 西安 7100；3.陕西凌云电器集团有限公司，陕西 宝鸡 721000）
摘 要：以1997~2014年全国31个省市自治区的金融与保险业产业增加值代表金融业，以各省国内生产总值代表经济增长，以社
会固定资产投资、进出口总额作为控制变量，研究金融业与经济增长的关系。结果表明，金融业对经济增长存在显著的促进作用。关键词：第三产业；金融业；经济增长；面板数据
1 绪论
1.1 产业结构转型
我国改革开放以来，经济稳定增长，产业结构发生了很大变化。第一产业、第二产业占GDP的比重逐渐下降并趋于稳定，第三产业占比逐步上升。2012年，我国第三产业占GDP比重首次超过第二产业占GDP比重，完成由“第二产业为主”到“第三产业为主”的产业结构转型。根据2014年的数据显示，我国三次产业之间的比例约为9.2：42.7：48.1。1.2 第三产业及金融业的发展状况
第三产业发展水平是衡量产业结构层次水平的重要指标，近几年中国的产业结构调整虽然取得一些成绩，但是与欧美等发达国家依然有较大差距。
1947年，美国第三产业占比就达到了59.3%。2015年，这一数据已达到了79.3%。从第三产业内部看：传统产业比重下降，新兴产业增长迅速。美国传统行业如批发贸易、零售贸易、运输和仓储业不断下降。新兴行业如教育服务、卫生保健和社会救助业；金融、保险、房地产及租赁业；信息业发展迅速，成为第三产业乃至国民经济增长的主要推动力。
我国第三产业增加值占GDP比重逐步上升，表面上经济结构趋于合理，并向优化和升级的方向发展。但具体分析第三产业内部具体情况时，可以发现带动我国第三产业整体产值提升的为传统服务业，新兴行业在我国GDP占比中则表现的较为落后。我国批发和零售业；金融业；房地产业分别从1978年的6.6%、2.1%、2.1%上升至9.8%、8.5%、6.1%；批发和零售业增加值占比上升，可以体现出市场经济的发展、我国开发程度的提高、劳动力廉价等因素带动了我国贸易服务业的发展，同时显示出我国第三产业技术含量较低。
金融业作为具有高附加值的产业，在第三产业占有重要的地位。金融业发展与经济增长之间存在“门槛效应”，只有在经济规模达到一定水平，金融发展才会对经济增长存在促进作用。低水平的经济发展会使金融体系发展受限，影响资源配置的效率，进而影响到经
84济增长；高水平的经济发展可以带动金融体系的充分
发展，提高资源配置效率，从而进一步推动经济增长。此外，金融业发展对经济的影响存在“时滞效应”，需要一定的时间才能显现出来其作用。而我国31个省市自治区金融业发展水平有所差异，探究金融业对我国经济增长的作用，一方面有助于了解我国金融业的水平，另一方面对制定相关有着重要的作用。
2 文献综述
麦金农（McKinnon）和肖（Shaw）分别从“金融抑制”和“金融深化”两个角度研究发展中国家的经济发展问题。他们认为，发展中国家应该全面推行金融自由化，从而促进经济增长。我国是发展中国家，结合金融业发展的“门槛效应”与“时滞效应”，我国金融业发展可能会阻碍经济发展，也可能会促进经济发展。
马瑞永（2006）以我国1980~2000金融发展与经济增长的关系证明，东、中、西部地区金融发展对经济增长有促进作用。王重润等人（2010）研究环渤海地区京、津、冀、鲁、辽五省金融发展与经济增长的关系，分析表明金融发展对经济增长具有促进作用，各省市金融发展对经济增长的影响程度存在显著差异。
李俊（2013）以全国31个省市的面板数据为研究样本，实证检验了东、中、西部地区第三产业占GDP比重的提高对区域经济增长会产生显著的负面影响，在第三产业内部，金融业的比重同经济增长互相关联，在东部与中部尤为明显。
冉光和等人（2006）基于中国东部和西部省级数据，发现在不同的区域，金融发展与经济增长之间可能无稳定一致的关系。
金融资源是现代经济增长与发展的关键性约束条件，金融资源供给与需求在空间分布上的不对称性决定了区域金融发展差异必定呈现出不同的变动趋势。刘耀彬等人（2015）从自然资源与经济增长的角度，研究金融业的门槛效应。金融业的发展情况在门槛值的前后对经济增长的影响程度显著不同。当金融发展水平越过门槛值以后，丰富的自然资源通过金融业得到
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科技经济市场最优的配置，能够真正有效地促进经济的增长。
3 实证分析
3.1 变量选取与数据来源
在本文中，选择1997-2014年全国31个省的国内生产总值（gdp）作为衡量经济增长的指标，以金融保险业（finance）产业增加值为衡量金融业发展的指标，选择社会固定资产投资（gdzc）、进出口总额（ei）作为控制变量。固定资产投资以及进出口是支持各地区经济增长的两个重要因素，因此选取这两个变量作为控制变量。所有数据在分析时均使用对数处理（lgdp，lfinance，lgdzc，lei）。
其中产业增加值指一定时期（通常为一年）内生产的产品或提供的劳务的货币总额中减去消耗的产品与劳务的货币额后的余额，为增量概念。国民经济各产业（或各部门）的总增加值之和，即为国内生产总值。国内生产总值是一定时期内新创造的最终产品和服务，也是增量概念。
国内生产总值和金融保险业国内生产总值来自于万得数据库，社会固定资产投资进出口总额来自于国泰安数据库。3.2 描述性统计
北京、上海、江苏等地金融保险业发展迅速，而、陕西、甘肃、青海、宁夏、等地金融保险业发展较慢。由此可以看出，我国金融保险业发展存在地区差异。3.3 模型选择
表1 面板数据分析结果
（1）（2）（3）（4）lfinance0.154***0.160***0.163***0.160**（0.024）（0.013）（0.015）（0.042）lgdzc0.574
***
0.397
***
0.412
***
0.397***（0.020）（0.016）（0.016）（0.060）lei0.134***0.187***0.180***0.187***（0.013）（0.014）（0.013）（0.048）_cons1.365***1.962***1.929***1.963***
（0.121）
（0.104）
（0.103）
（0.340）
（一）混合回归模型
表1（1）为混合回归模型，可以看出所有系数均显著。混合回归模型拟合度高，R2=0.9536。（二）固定效应模型
由于每个省份金融行业发展不同，可能存在不随时间变动的变量，因此考虑使用固定效应模型。表1（2）为固定效应所有变量系数均显著。rho=0.7，故复合扰动项的方差主要来自个体效应的变动。对于混合回归和固定效应模型的选取，由F检验可知，p=0.0000，认为固定效应明显优于混合效应，应允许每
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个省拥有自己的截距项。
由于上述F检验未使用聚类稳健标准误，因此使用LSDV法来考察，结果表明：变量均很显著（p值均小于0.01），故可认为存在个体效应，拒绝使用混合回归。（三）随机效应模型
以上结果已确认个体效应的存在，但是个体效应仍可能以随机效应的方式存在。表1（3）为随机效应模型，所有系数均显著。
使用豪斯曼检验，结果表明：chi2（4）=172.26，p=0.0000，故认为应该使用固定效应模型。（四）内生性检验与异方差检验对面板数据使用内生性检验，由DM检验可知
DM=2.12，p=0.15，不存在内生性。对面板数据进行异方差检验chi2（31）=3030.43，p=0.0000，方程存在异方差性，因此应当使用聚类稳健标准误的固定效应模型。表1（4）为聚类稳健标准误的固定效应模型。
估计得到的模型为lngdp=1.96+0.16lnfinance+0.40lngdzc+0.19lnei，所有变量均在0.001水平上显著。使用固定效应模型，说明各省金融业发展水平不一致，各省份截距不相同。固定资产投资、进出口总额与经济增长均为显著的正向关系。金融业发展系数为0.16，系数为正，说明金融业对经济有促进作用。
4 结论及建议
本文以1997-2014年31个省市的金融保险业产业增加值代表金融业，以各省国内生产总值代表经济增长，以社会固定资产投资、进出口总额作为控制变量，研究金融业与经济增长的关系。结果表明，金融业对经济增长存在显著的促进作用。
根据对我国金融业与经济增长的关系研究，提出以下建议：
一是促进第三产业中金融业的发展。金融业在我国无论是数量还是品种方面，相对于发达国家仍处于较低水平，高水平的金融业与经济增长有相互促进的作用，因此对金融业仍需重视，从上进行扶持，但仍需严控金融风险，促进金融业向着合理化、高级化方向发展。
二是促进第三产业中其他高附加值行业。如房地产业、科学研究、技术服务等高附加值行业的发展，这些行业发展潜力巨大，对经济增长的潜在拉动作用十分可观。
参考文献：马瑞永.中国区域金融发展与经济增长关系的实证分析［J］.金融教学与研究,2006（2）:2-5.李俊.第三产业结构调整与区域经济增长—基于东、中、西部面板数据的实证研究［J］.区域经济,2013（22）:88-90.
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