／， 金融与经济 ２０１５．０８ ｏｕ￣ａｌ ｏｆ Ｆｉｎａｎｃｅ ａｎｄ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ 金融深度、金融宽度与经济增长的实证研究 基于中国省际面板数据 ■汪金花，熊学萍 金融深度和金融宽度是金融发展的两个重要维度，本文运用动态面板数据模型，实证分析了我国３１个 省（市）２００４－２０１２年期间金融深度和金融宽度对经济增长的作用。研究发现：在金融深度方面．货币化程 度、证券化程度和保险深度对经济增长的影响表现为先上升后下降再上升的Ｎ型曲线关系：在金融宽度方 面，金融从业人数和保险密度与经济增长之间也存在Ｎ型关系，金融机构密度与经济增长则呈正向线性关 系。以上结果说明，金融深度和金融宽度对经济增长的作用并非完全一致；在不同阶段保持适度的金融发展 规模是促进经济增长的关键 ［关键词】金融深度；金融宽度；经济增长；最适金融规模 【中图分类号】Ｆ８３０．２ 【文献标识码】Ａ 【文章编号］１００６—１６９Ｘ（２０１５）０８—００２６—０５ 基金项目：本文得到了国家自然科学基金“农村金融服务水平测度与经济福利效应研究”（７１１０３０６９）的 资助。 汪金花（１９８８一），湖北荆门人，华中农业大学经济管理学院硕士，研究方向为金融学；熊学萍（１９７１～），湖 北天门人，华中农业大学经济管理学院教授，博士，博士生导师，研究方向为金融学。（湖北武汉４３００７０） 一、引言 一个内涵和外延十分丰富的概念．学术界对这一概 金融发展与经济增长之间的关系是金融发展理 念的界定和测度并未完全达成一致，从绝大多数实 论所研究的核心问题。自熊彼特最早从企业家创新 证文献来看，研究者们大多从数据的可得性和测算 视角揭示金融发展对经济增长的正向促进作用以 的便利性选取一个或几个测度指标．难以囊括金融 来．学者们对两者之间的关系进行了大量的理论和 发展的全部内涵，从而导致研究结论不一；第二，在 实证研究。主流观点认为，金融发展促进了经济增 经济发展的不同阶段，以及各国（地区）金融结构的 长。但也有相当一部分文献得出了不同的结论。部 差异。金融发展对经济增长的影响是不相同的：第 分学者认为，金融发展与经济增长无显著关系 三，金融发展与经济增长之间存在理论上的最优搭 （Ｌｕｃａｓ，１９８８；Ｆａｖａｒａ，２００４；Ｇｒｄｆ，２００５；韩廷春，２００１； 配，即金融发展应存在与经济发展相匹配的“最优 谭艳芝等，２００３；赵振全等，２００７）；也有学者认为，在 值”。此外，相关文献均未将金融制度纳入分析模 特定情况下，金融发展对经济增长是反向的促退关 型，而不同的金融制度（）对经济增长的影响是 系，如Ｄｅ Ｇｒｅｇｏｒｉｏ（１９９５）、Ｓａｎｔｏｍｅｒｏ（２０００）、Ａｌ— 不相同的。 Ｙｏｕｓｉｆ（２００２）、米建国等（２００２）等的研究表明，若金 基于以上原因．本文将金融发展细分为金融深 融发展过度则对经济增长反而产生不利的影响；还 度和金融宽度两个维度。金融深度是指金融资产的 有部分学者认为，金融发展对经济增长的影响不是 数量的增加，反映的是一个地区金融不断深化的过 简单的促退或促进关系，在不同时空，金融发展对经 程；金融宽度是指经济发展进程中金融服务的可得 济增长的影响会呈现出互不相同的特点（Ｇｏｌｄｓｍｉｔｈ， 性、丰富度和覆盖面（姚星垣，２０１３）。按照这一划分 １９６９；Ｂａｉｌｌｉｕ，２０００；吴信如，２００６；苏基溶等，２０１０； 框架，不难看出，以往研究中，学者们大多只关注金 姚耀军，２０１３）。 融深度对经济增长的作用，金融宽度对经济增长的 为什么相同的命题会得出不同甚至截然相反的 影响则有意无意被忽视了。本文拟在现有研究的基 结论？本文认为，主要原因有三：第一，金融发展是 础上．借鉴ＥＫＣ模型的实证思想。结合中国经济金 金融深度、金融宽度与经济增长的实证研究——基于中国省际面板数据 融发展的实际情况，以２００４～２０１２年中国省际面板 成本的情形下，金融规模并非越大越好，即存在一 数据为研究样本，分别从金融发展的两个维度—— 个与经济发展匹配的“最优值”。 金融深度和金融宽度出发，分析其对经济增长的影 三、模型与数据 响。并在此基础上进一步求解适应经济发展阶段的 （一）研究假设与模型设定 最优金融规模。 本文借鉴ＥＫＣ及包群（２００５）的研究模型，构建 二、理论基础 回归模型如下： （一）金融结构论。金融结构论由戈德史密斯于 ｅｃｏｎｇｒｏｗｔｈ＝ａ＋１３ｌＦＤ＋１３：ＦＤ２＋１３３ＦＤ ＋１３４Ｚ＋／ｘ （１） １９６９年提出。该理论认为，第一，世界各国金融规模 其中ｅｃｏｎｇｒｏｗｔｈ为实际国内生产总值；ＦＤ代表 存量是不同的，也就是说，各国在金融工具、金融机 金融发展维度水平：Ｚ代表影响经济增长的其他控 构的设立、各种类型金融机构和金融工具的实际特 制变量：Ｕ为随机扰动项。 征和相对规模、各种金融中介分支机构的密集度、金 根据模型回归结果我们可以提出以下三个假 融工具数量和金融机构资金量与经济总量的相互 设： 关系等方面都存在着区别，这种区别造成金融发展 假设一：如果ｐ ≠０、ｐ２＜Ｏ且１３３＞０，则为三次曲 和经济发展的不同特征。第二，金融发展的增长效 线关系或者说呈Ｎ型曲线关系；反之，如果Ｂ，≠０、 应与经济发展的阶段有关。在各国不同经济发展阶 １３２＞ｏ且Ｂ ＜０，则为倒Ｎ型曲线关系。 段．不同类型的金融工具和金融机构会出现在经济 假设二：如果ｐｔ＞０、ｐ２＜Ｏ且ｐ３＝Ｏ，则为二次曲线 中．且已存在金融规模的相对增长速度有所不同，导 关系即呈库兹涅茨倒Ｕ型曲线关系；反之，如果Ｂ，＜ 致其适应经济发展不同阶段的增长速度也是不同 ０、Ｂ２＞０且ｐ３＝Ｏ，则为Ｕ型曲线关系； 的。这些不同决定了经济发展不同阶段对金融规模 假设三：如果ｐ，≠０，且ｐ：＝０、Ｂ，：０，则金融发展 需求层次的差异，因此在金融供给方面要求存在一 与经济增长之间为线性关系。 个最适“量”的供给。 此外，如果假设一成立，则还可计算出金融发展 （二）金融成本论。该理论认为，金融是一种稀 的Ｎ型曲线的转折点（ＴＰ１为曲线顶点值。 缺性资源（白钦先，１９９８；张荔，２０１１；Ｓａｎｔｏｍｅｒｏ， （二）变量选择与数据来源 ２０００），因此金融发展是有成本的，主要体现在两个 本文变量选取指标如下： 方面：从金融深度来看，由于存在挤出效应，如果资 １．金融深度。包括：（ａ）货币化程度（ＭＯＮ），金 本过量流入金融领域，则实体经济发展将因资本供 融体系（包括了银行机构和非银行机构）中的存款 给不足而萎缩；同时，过量资本流入金融领域将导致 和贷款之和占ＧＤＰ的比重，表示金融深度中资产市 资产价格膨胀，甚至泡沫化；且金融投机活动会使资 场的规模。（ｂ）证券化程度（ＳＥＣ），金融体系中股票 产价格进一步膨胀并吸引资金更多的流入金融领 总市值和证券总交易额之和占ＧＤＰ的比重．表示金 域，最后导致泡沫化的资产价格与实体经济资产价 融深度中证券市场的规模。（ｃ）保险深度（ＰＲＥＤ），金 值严重背离，经济衰退（（胡宗义等，２０１３）。从金融宽 融体系中保费收入占ＧＤＰ的比重．反映金融深度中 度来看．金融机构过度扩张的沉没成本会对资源造 保险市场发展程度。 成浪费。金融部门的发展要吸收一部分社会资源， ２．金融宽度。包括：（ｄ）万人金融从业人员数 比如物质资本和人力资本。特别是现代金融发展是 （ＬＡＢ），每万人金融从业人员数，表示每万人金融从 一个高度技术密集型的经济发展活动，成熟的金融 业人员覆盖度，反映了金融宽度中的人员规模。（ｅ） 体系吸收了相当一部分高技能人才。如果金融部门 金融机构密度（ＩＮＳ），金融机构总数与总人口的比 过度发展，从实体经济部门转移出人力资本的机会 重，表示金融机构的密度，反映了金融宽度中的网 成本可能超过了金融发展促进增长的潜在收益，阻 点空间规模。（ｆ）保险密度（ＰＲＥＷ），金融体系中保费 碍了经济的长期增长（苏基溶，２ＯＬＯ）。因此，在金融 收入占总人口的比重，反映了金融宽度中保险市场 发展不足时．金融对经济的促进作用明显，边际效应 的规模。 为正；但在经济和金融发展的某个阶段，边际成本可 ３．经济增长。采用实际ＧＤＰ来表示。本文用以 能高于收益。由该理论可以推论，在金融发展存在 ２０ｏ４年基期价格计算的除去价格因素的实际ＧＤＰ 丽２７ 金融与经济２０１点０８ 来表不。 滑趋势的范围；在其他投入不变的情况下。由于当 ４．控制变量。金融发展并不是影响经济增长的 前经济发展水平的，使得超过２．９６７的部分属 唯一变量，为了控制其他因素的影响，本文参考以往 于过度投入，投入规模过大而导致的规模不经济。 相关文献，选取以下四个控制变量：（ａ）物质资本 由统计数据可知，目前我国货币化程度过度投入的 （ＰＨＫ），以固定资本投资额来表示；（ｂ）人力资本 省份有北京、天津、上海、浙江、广东等东部沿海地 （ＨＵＫ），以财政支出中教育支出额来表示；（ｃ）制度 区。 、 因素（ｓＹｓ）。以非国有企业总产值占工业总产值比重 表１ 金融深度与经济增长回归结果 来表示，反映了市场化经济发展程度。（ｄ）技术进步 金融深度变量 ＬＭＯＮ ＥＣ ＬＰＲＥＤ （ＳＴＤ），以财政支出中科学技术支出额来表示。以上 Ｃ ５．０２２６ ５．１５１ ４．９７５ 变量均取对数形式以消除异方差的影响。 ｒ６３．１５３） ｝ ０９．４４９） （７５．９２７） ＦＤ Ｏ＿３４２ －０．０１５ ０．１９５ 本文研究的时间跨度为２００４—２０１２年．各省 （４．３８８） ｝ （一１．９１９） ｆ３．５６１） （市）金融深度、金融宽度及经济增长的数据分别取 ＦＤ －０．２８９ －０．ｏｏ１ －０．２６２ （－３ ９２８） （－０．２６９） （－３ ４７６） 自于中国人民银行公布的《中国区域金融运行报 ＦＤ ０．０８０ Ｏ．００５ ０．０８０ 告》、《中国金融年鉴》和各个省（市）统计年鉴。 ｆ４．３８６） ｆ３．３６２） ｆ２．２１７） ＬＰＨＫ ０．２２１ ０．２３５ ０．２５２ 四、实证分析 ｆ１４．５９９） ｆ１０．６２０） ｝ ｆ１８．８９１）＊ 为了检验金融发展各维度对经济增长的影响， ＬＨＵＫ Ｏ．２４５ Ｏ．２４７ ０．２３９ （１４．２８２） ｆ１２．５４４） （１４．７５４） 我们在金融与经济简约式关系模型基础上增加了 ＬＳＹｓ －０．Ｏ２８ 一Ｏ．０２７ －０．０１７ 时间固定效应，具体模型设定如下： ｆ－３．１８８） （一１．６１ ９） （一１．９２６】 ＬＳＴＤ Ｏ．０１１ ０．Ｏ２２ ０．０１５ ｅｃｏｎｇｒｏｗｔｈｉｔ＝ｏｔ＋［３１ＦＤｉ，＋￣２ＦＤｉ【２＋Ｂ３ＦＤｉ，３＋Ｉ３ａＺ －ｖｔ＋８ｈ ｒｌ＿７７２） ｆ２．７１６） ｆ２．５０９） ， （２） Ａｄｊ—Ｒ２ ０．９９８ ０．９９７５８６ ０．９９９Ｏ４３ 其中ｅｃｏｎｇｒｏｗｔ 代表第ｉ（ｉ＝ｌ，２，…，３１）个省市在 Ｆ－ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ６２８７．０９７ ２４２４．５２５ ７５６４．１９３ 第ｔ（ｔ＝ｌ，２，…９）年的国内生产总值增长率；ＦＤＩｔ代 Ｈａｕｓｍａｎｔｅｓｔ ３３６．５５３ １７３．６９５３ ３１７．９８９３ 表第ｉ个省市在第ｔ年的金融深度和金融宽度；Ｚ 关系曲线 Ｎ型曲线 Ｎ型曲线 Ｎ型曲线 代表影响经济增长的其他控制变量，ｖｌ为时间固定 ｒ－Ｐ ２．９６７ ０．３８２ １．６１０ 效应，∈ 为随机扰动项，分别把金融深度、金融宽度 ６个变量纳人模型进行回归。估计步骤是：首先同时 注：１．Ｌ表示对变量取自然对数；２．表中括号内 对各变量的平方项和立方项的方程进行估计，并根 为估计系数的ｔ统计值； 、料、料￥分别表示１Ｏ％、 据估计系数的ｔ统计值判断是否存在Ｎ曲线或倒Ｎ ５％、１％的水平上显著。 曲线关系，若立方项不显著，则剔除后重新进行估 ２．证券化程度与实际ＧＤＰ。如表１所示，证券 计。 化程度与实际ＧＤＰ之间存在着Ｎ型关系。根据估 （一）金融深度对经济增长作用的假设检验 计结果可以计算出Ｎ型曲线的两个转折点分别为 考虑到本文采用的是宽面板数据，不同地区样 ０．３８２和３．１４５。表明样本期间我国证券化程度与经 本截面异方差问题可能对估计有效性有一定影响， 济增长的关系呈现出先上升后下降再上升的趋势， 所以固定效应模型均采用截面加权回归法以消除 这说明适度发展证券市场是刺激经济增长的关键。 截面异方差问题。回归结果见表ｌ： ３．保险深度与实际ＧＤＰ。如表１所示，保险深 １．货币化程度与实际ＧＤＰ。由表１可以看出， 度与实际ＧＤＰ之间存在Ｎ型关系。根据回归结果， 货币化程度与实际ＧＤＰ之间存在显著的Ｎ型曲线 可进一步计算出保险深度与实际ＧＤＰ增长曲线的 关系。根据回归结果可以计算得出货币化程度与实 两个转折点：１．６１０和５．５０ｏ。这一估计结果的经济意 际ＧＤＰ增长曲线的两个转折点：２．９６７和３．６７４临 义是：初期随着风险保障水平的上升，实际ＧＤＰ也 界点处。当前我国货币化程度均值为３．２６，超出了 呈上升趋势；当保险深度达到转折点１．６１０时，实际 经济增长率为零的临界点２．９６７，又低于使经济回升 ＧＤＰ达到最大值：当保险深度处于两个转折点区间 的临界点３．６７４，即我国的货币化程度正处于经济下 时。实际．ＧＤＰ则处于下降态势，达到并突破５．５００ ２８丽 金融深度、金融宽度与经济增长的实证研究——基于中国省际面板数据 临界点水平后，实际ＧＤＰ又开始上升。这说明在经 明金融业就业人员对经济增长的边际贡献在逐渐 济增长的不同阶段，过大或过小的保险深度对经济 降低。在金融行业占据过度人力资本的前提下，如 增长的影响有所减弱。该结论与邵全权（２０１２）的观 果与经济发展阶段并不匹配，则金融发展将陷入低 点一致，即发展保险业必须考虑其与经济发展的匹 效率格局。 配程度。 ２．金融机构密度与实际ＧＤＰ。由表２可知，金 （二－．）金融宽度对经济增长作用的假设检验 融机构密度与实际ＧＤＰ之间并不存在Ｎ型曲线关 金融宽度的三个测量指标与经济增长之间的回 系，也不存在倒Ｕ型曲线关系，在固定效应的估计 归结果见表２。 结果中金融机构密度平方项和立方项的ｔ统计值均 表２金融深度与经济增长回归结果 没有通过显著性水平检验，说明金融机构密度与实 金融宽度变量 ＬＬＡＢ ＵＮＳ ＬＰＲＥＷ 际ＧＤＰ之间没有出现有规律的曲线关系。分析上式 Ｃ ０．７４８ ５．０１４ ０．３９７ 的回归系数可以发现。金融机构网点数与实际ＧＤＰ （０．４３５） （８３．９９４） （ｏ．５４７） 之间存在正效应，即随着金融机构网点数每万人增 ＦＤ ４．６２９ ０．０３４ ２．４８１ （２．６６２） ｆ３．３６５） （６．９ｌ １ 加３个网点。能够促进实际ＧＤＰ上升１亿元。当然。 ＦＤ －１．７２５ －０．４４８ （－２ ９６５） ｆ－７．４０９） 本文仅就网点数量进行了分析．未考虑网点的空间 ＦＤ０ Ｏ．２１９ ０．０２７ 分布。 ｆ３．３９７） ８．０５２） ３．保险密度与实际ＧＤＰ。由表２可知，保险密 ＬＰＨＫ ０．２５４ ０．２３９ ０．２６９ ｆ１８．２５６） （１８．５９２） （１７ ６７５） 度与实际ＧＤＰ之间存在Ｎ型曲线关系，同样，根据 ＬＨＵＫ ０．２２１ ０．２５７ ０．２０７ ｒ１４．７３６７７） ｒ１５．８６４） （１４ ７０６） 回归结果可计算出保险密度与实际ＧＤＰ增长曲线 ＬＳＹＳ －０．０３６ －０．Ｏ１８ －０．０２８ 存在两个转折点：１０６．８２７和９０３．７５４０这一估计结果 ｒ－４．１７５） （一２．ｏ５ １） ｆ－３．４９８） 的经济意义是：当保险密度未达到第一个转折点 ＩＳＴＤ Ｏ．００９ Ｏ．００８ －０．０ｏＯ５ （１．７３ｌ （１．３９１） （－ｏ．０９５） １０６．８２７时，随着保险密度的提高。实际ＧＤＰ将出现 Ａｄｊ－Ｒ ０．９９８９８３ ０．９９８８４１ ０．９９９２６９ 上升趋势；当保险密度处于１０６．８２７—９０３．７５４区间 Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ ７１ １４．２７９ ６６ｏ２．４０７ ９９０４．４２ 时，随着保险密度的进一步加深，经济总量出现下 Ｉ－Ｉａｕｓｍａｎｔｅｓｔ １８９．９Ｏ４２ １５８．７６５７ ４０１．２７１８ 降趋势；但当保险密度突破第二个转折点９０３．７５４ 关系曲线 Ｎ型曲线 线性 Ｎ型曲线 时，将出现新一轮经济增长态势。 五、结论与启示 Ｔ—Ｐ １１．１０８ ＮＡ １ｏ６．８２７ 本文主要结论如下： 注：（１）Ｌ表示对变量取自然对数；（２）表中括号 表３金融深度、金融宽度与实际ＧＤＰ关系曲线 内列出的数据是系数的ｔ统计值；（３） 、料、｛ 分别 金融发展维度 金融发展指标 曲线形状 转折点 表示ｌ０％、５％、１％的水平上显著。 货币化程度 Ｎ型 ２．９６７ １．金融机构人员数与实际ＧＤＰ。由表２的估计 金融深度 证券化程度 Ｎ型 ０．３８２ 结果可以看到，金融机构从业人员数与实际ＧＤＰ之 保险深度 Ｎ型 １．６１０ 间存在Ｎ型曲线关系。根据估计结果可以计算出该 金融从业人员数 Ｎ型 １１．１０８ Ｎ型曲线的两个转折点分别为１２和１８．这一估计 结果的经济意义是：当每万人金融机构从业人员数 金融宽度 金融机构密度 线性（递增） ＮＡ 低于ｌ２人时，实际ＧＤＰ随着从业人数的增加而增 保险密度 Ｎ型 １ｏ６．８２７ 加；当从业人员数处于１２ １８人之间时，实际ＧＤＰ 第一，在不同时空，金融深度、金融宽度对经济 开始呈下降趋势；当突破１８人时，实际ＧＤＰ则又随 增长的影响既不是单纯的促进作用，也不是单纯的 着从业人数的增加而上升。 促退作用，两者对经济增长的影响大体表现为Ｎ型 我国金融业就业人员数平均每万人高达２４人 曲线关系。其中，货币化程度、证券化程度、保险深 （见表２），远超过第一临界点，但在就业层次、专业 度、金融从业人数、保险密度对经济增长的作用表 技能胜任和金融服务上略显不足。以上结果间接说 现为先上升后下降而后再上升的Ｎ型曲线关系：而 而２９ 金融与经济２０７ ５．０８ 金融机构密度对经济增长的作用表现为正向线性 关系。具体见表３。 从我国金融发展实际情况来看，金融行业趋利 性使得银行资产及存贷款规模、机构及人员规模存 在盲目扩张，从而导致金融规模不经济（刘艳， ２０１３）。以上结论的含义是：金融发展规模并不 是越大越好．应存在一个与经济增长相匹配的最适 规模，从而使金融资源得到最有效的利用，该结论对 宏观金融发展的制定具有重要的启发意义。 第二，金融深度、金融宽度在不同时空的发展程 度及其对经济增长的作用不尽相同：相关部门在制 定金融发展时需既有统一性又有差异性。对于 促进经济增长的金融深度、金融宽度指标，我们要鼓 励相关市场的发展。从样本期间的相关数据来看． 目前我国大部分地区在金融深度、金融宽度上的投 入与经济发展水平并不十分匹配。因此地方在 金融发展制定上必须考虑当地经济发展需求： 另一方面．从长期来看，我们可以通过改善经济增长 的外部条件，如完善金融自由发展的制度、提高创新 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