《西部金￣）２０１１年第８期 银行信贷、财政支出与区域经济增长 张富祥 （中国人民银行西安分行，陕西西安７１００７５） 摘要：本文基于索洛经济增长模型，利用面板数据模型对我国３０个省区银行信贷、财政支出与经济增长之间的 关系进行研究。实证研究结果表明：各省区自发经济增长存在显著的差异，银行信贷与财政支出对经济增长有着明显的 正向效应，银行信贷对经济增长的贡献要大于财政支出。本文还就如何提高资金配置效率。促进区域经济均衡发展提出 了参考建议。 关键词：银行信贷；财政支出；区域经济增长 中图分类号：Ｆ８３０．３１ 一文献标识码：Ｂ 文章编号：１６７４－００１７—２０１１（８）一００７９—０２ 、计量分析 关于银行信贷、财政支出与经济增长之间的关系，已有大量的学者进行了深人的研究。本文选择全国３Ｏ 个省区（重庆１９９７年成为中国第四个直辖市，考虑到数据的一致性，仍然把其归人四川省）１９９１—２００９年的 数据，指标包括国内生产总值、银行信贷、财政支出、资本形成总额与劳动力投入。为消除序列的非平稳性， 对各变量进行取对数处理。模型以ｃ—Ｄ函数为基础，基本模型设定如下： ＲＩ ６＇２ 朋Ｒ４ Ｑ＝Ａ（１ｏａｎ） （ｇｏｖ）（ｃａｐｉ） （ｅｍｐ１） ………………（１） （一）单位根检验。由于采用的数据时间跨度为１９年，因此有必要对数据进行平稳性检验，以解决数据 的非平稳性所导致的虚假回归等问题。本文采用Ｂｒｅｉｔｕｎｇ检验法分别对各个变量进行单位根检验，检验结果 显示，各地区变量均在５％显著水平下拒绝具有单位根，各变量均通过了平稳性检验。 （二）模型的识别。面板数据模型（ｐａｎｅｌ ｄａｔａ ｍｏｄｅ１）的一般形式可以表达如下： ＝ 概 ＋ ，ｉ＝１，２，……，Ｎ，ｔ＝ｌ，２…Ｔ …………（２） 按参数的变化情况又可将模型分为如下三种类型：（１）变系数模型： ≠ ， ≠ ，假设观测个体既存在 个体影响，又存在结构的变化。（２）变截距模型： ≠ ，屈＝ ， ＝ 慨 ＋ ，假设观测个体之间存在个体影响， 但不存在结构的变化。（３）混合数据模型：Ｏ／产 ，， ＝筋， ＝ ＋ ，假设观测个体既无个体影响，也无结构．１生 的变化，相当于将多个时期的截面数据放在一起作为样本数据。因此，要进行面板数据模型的分析，必须先 确定模型的形式，经常使用的检验是协方差分析检验，主要检验如下两个假设： Ｈ１： １＝ ＝…＝ ；Ｈ２： ｌ＝ ２ …＝Ｏｔ ａｎｄ』Ｂｌ＝ ＝…＝ 如果接受假设Ｈ２，那么可以认为样本数据符合模型３，否则需进一步检验假设Ｈｌ，如果接受Ｈｌ，则采 用模型２，否则采用模型１。假设的检验可以通过Ｆ统计量的方法进行： Ｆ＝［（ＳＳＥｒ—ＳＳＥｕ）／［（Ｎ一１）（Ｋ＋１）］／［ＳＳＥｕ／（ＮＴ—Ｎ（ｋ＋１））］…………（３） 其中，ＳＳＥｒ，ＳＳＥｕ分别表示约束模型和非约束模型的残差平方和（Ｓｕｍ ｓｑｕａｒｅｄ ｒｅｓｉｄ）。利用上述形式计 算，得到两个Ｆ统计量如下：Ｆ２＝３．７１６６２９：Ｆ１＝１．１４ 查Ｆ分布表，在给定的５％的显著性水平下，相应的临界值为：Ｆ（１１６，３３０）＝１．２７，Ｆ（８７，３３０）＝１．３２，由于Ｆ２＞ １．２７，拒绝Ｈ２；ＦＩ＜Ｉ．３２，不能拒绝Ｈ１假设，因此模型选择为变截距模型。 （三）选择固定效应或随机效应。需要确定模型是固定效应模型还是随机效应模型．不同的选择对模型 的估计具有非常显著的影响。如果从单纯的实际操作角度来考虑，当数据中所包含的个体成员是所研究总 体的所有单位时，即个体成员单位之间的差异可以看作回归系数的参数变动时，应该选择固定效应模型：当 个体单位是随机地抽自一个大的总体时，固定效应仅适用于所抽到的个体，要适用样本之外的其他单位时 须选择随机效应模型。本文采用ｒｅｄｕｎｄａｎｔ ｆｉｘｅｄ ｅｆｆｅｃｔｓ ｔｅｓｔ，检验的结果拒绝了随机效应的假设。因而采用固 收稿日期：２０１１—６ 作者简介：张富祥（１９７９一），男，湖南邵阳人，现供职于中国人民银行西安分行。 ７９ 《西部金融｝２０１１年第８期 定效应模型是合理的选择。 （四）主要结果。鉴于１９９１—２００９期间，随着我国改革深化，经济发展的结构也在发生着深刻的变化，为 了研究各地区增长差异的同时能够考察各个时期的情况，因此把模型扩展成为含时期（ｒｔ）影响的变截距模 型：ｌｎｇｄｐ“＝ＯＬ＋Ｏｔ ８１１ｎｌｏ￣ ｆ １ｎｇｏｖ 坞ｌｎｃａｐｉｎ １ｎｅｘｐ／ｉ ＋ｒ【＋ ｎ 不存在序列相关，模型整体效果较好。 二、实证结论 ………（４） 从结果看，各变量系数较为显著，且调整后的Ｒ平方达０．９９，模型拟合度较高，Ｄ—ｗ值１．９３，说明残差 （一）资金运用效率较低，信贷资金对经济增长的贡献大于财政资金。由计量结果可知，银行信贷、财政 支出的系数分别为０．２２和Ｏ．１５，即银行信贷、财政支出分别增长１％，经济增长分别增长Ｏ．２２％和０．１５％，银 行信贷效率显著高于财政支出。劳动就业的系数为０．１７，小于资本形成额的系数０．２４，这在一定程度上说明 我国资本对经济的贡献大于劳动，这与我国资本收益过分压低劳动报酬的现象是吻合的。 （二）各省区自发经济增长存在明显差距。个体固定效应系数（ ）衡量的是各省区自发经济增长对平均 自发经济增长的偏离。最高的江苏、广东分别为０．５７与Ｏ．４７，最低的西藏、青海分别为一０．９ｌ与一０．７１。总体上 看，江苏、广东、山东、浙江、上海等东部沿海地区自发增长能力较强，而西藏、青海、宁夏、甘肃等西部地区自 发增长能力较弱。自发经济增长的差异来自资金、劳动以外的因素，比如地理区位、制度与技术进步等，这些 生产要素在各区域问配置与流动状况及其动因，在过去若干年主导了区域间经济相对变化的趋势。 （三）我国经济结构发生了根本性改变，内生经济增长能力逐步提升。从反应时期增长差异的来看，１９９１ 年至２００９年，全国自发经济增长整体呈现逐年提高的态势，这充分验证了我国改革所取得的成果，也说明 我国的经济结构随时间的变化发生了深刻的变化，产业结构不断优化升级，经济增长方式逐步转变，经济增 长能力稳步提高 三、政策建议 （－￣）Ｄｌａ强信贷资金、财政支出的区域问平衡配置。在东部持续发展、西部大开发、东北振兴、中部崛起的 发展大格局下，在继续保持东部地区发展所需资金的同时，要充分发挥资金在当前发展阶段调节区域经济 发展不平衡的重要作用。促进金融机构的合理布局，打破阻碍生产要素流动的各种壁垒，促进资金向欠发达 地区流动。采取较为灵活的区域差异性货币政策，实施有所区别的金融监管措施，以此提高中西部欠发达区 域自主性信贷资金投放比例，促进信贷资金的区域均衡配置。 （二）着力提高金融资源配置效率。一方面进一步深化金融改革，减少政府对信贷资源配置的干预，切实 提高其市场化运作水平，提高信贷资金的效率。另一方面继续深化财政体制改革，优化政府支出的结构，切 实发挥政府这只“看得见的手”在解决市场失灵中的作用，提高财政资金使用效率。 （三）加强信贷政策与财政政策的协调配合。建立和完善财政政策、货币政策的配合协调机制，进一步优 化国家宏观调控体系．提高宏观调控效果，促进区域经济均衡发展。财政政策必须加快其公共财政职能的转 型和建设，释放社会保障体制和收入分配结构对居民消费需求的压制，充分发挥优化经济结构和调节收入 分配方面的重要功能。货币政策要在总量调控上下功夫，在结构优化上做文章，支持各区域主导产业发展， 充分发挥在缩小区域经济差距的重要作用。 参考文献 【１］Ｄａｒ Ａｎｄ Ａｍｉｒｋｈａｌｋｈａｌｉ，Ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ Ｓｉｚｅ，Ｆａｃｔｏｒ Ａｃｃｕｍｕｌａｔｉｏｎ，ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｇｒｏｗｔｈ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅ ｆｒｏｍ ＯＥＣＤ Ｃｏｕｎｔｒｉｅｓ ２００２（２４）． 【２ｊ Ｋ．Ｇｒｉｅｒ，Ｇ．Ｔｕｌｌｏｃｋ．Ａｎ Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｃｒｏｓｓ－Ｎａｔｉｏｎａｌ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ｇｒｏｗｔｈ，１９５１—１９８０［ＪＪ．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｍｏｎｅｔａｒｙ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９８７，（２４）． ［３】Ｔａｎｎｉｎｅｎ Ｈ．（１９９９）”Ｆｉｓｃａｌ Ｐｏｌｉｃｙ Ａｐｐｒｏａｃｈ：Ｓｏｍｅ Ｆｕｒｔｈｅｒ Ｒｅｓｕｌｔｓ Ｃｏｎｃｅｒｎｉｎｇ Ｐｏｌｉｔｉｃａｌ Ｍｅｃｈａｎｉｓｍ．“Ｐｒｏｃｅｅｄｉｎｇｓ ｏｆ ｔｈｅ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｖａａｓａ．Ｄｉｓｃｕｓｓｉｏｎ Ｐａｐｅｒｓ ２５５． 【４】人行西安分行研究处译，《重新审视＜社区再投资法＞的框架》，《西部金融》，２００９年第１ １期。 【５】孙天琦，《货币政策：统一性前提下部分内容的区域差别化研究》，《金融研究》，２００４年第５期。 责任编辑、校对：王四一
