| 据此，我们可以建立如下计量模型来实证检验金融市场发展效率在经济增长中的具体作用。
 表示全省人均实际GDP增长率，反映经济增长的指标；
 表示全省FDI增长率，反映外商直接投资的资本积累效应；
 表示全省金融市场发展效率指标，出于研究问题的方便，本文只考虑信贷市场发展状况，等于金融机构贷款余额占GDP比重；
GFND= 表示全省金融市场发展对于FDI吸收能力产生作用的指标；
 表示省内投资比重，等于全省固定资产投资扣除外商直接投资后的余额与全省GDP之比；
 表示平均受教育年限，其计算过程如下：
 0
 表示政府支出占全省GDP的比重，反映政策变量对经济增长的影响；
 表示全省进出口总额占其GDP比重，反映贸易开放程度。
由于统计资料显示，湖北省引入FDI始于1986年。因此，本文选取数据均始于1986年，其源于《新中国55年统计资料汇编》和每年《湖北省国民经济和社会发展统计公报》，经过笔者整理如下表1和表2所示。
表11986-2009年湖北省各年统计变量检验值
|
年份
|
GROWTH
|
GFDI
|
FIND
|
GFND
|
年份
|
GROWTH
|
GFDI
|
FIND
|
GFND
|
|
1986
|
10.27%
|
-
|
0.8990
|
—
|
1998
|
6.61%
|
0.1670
|
0.8469
|
0.1414
|
|
1987
|
15.71%
|
0.0252
|
0.8946
|
0..0225
|
1999
|
3.58%
|
-0.0055
|
0.8222
|
-0.0045
|
|
1988
|
19.11%
|
0.8515
|
0.8287
|
0.7056
|
2000
|
10.53%
|
0.1546
|
0.7361
|
0.1138
|
|
1989
|
12.62%
|
0.0300
|
0.8354
|
0.0251
|
2001
|
8.70%
|
0.1449
|
0.8123
|
0.1177
|
|
1990
|
12.51%
|
0.6356
|
0.8889
|
0.5650
|
2002
|
15.73%
|
0.1784
|
0.8668
|
0.1546
|
|
1991
|
8.55%
|
0.7709
|
0.9309
|
0.7176
|
22003
|
8.32%
|
0.0907
|
0.9265
|
0.0840
|
|
1992
|
17.58%
|
3.5231
|
0.8623
|
3.0380
|
2004
|
13.08%
|
0.3300
|
0.8508
|
0.2808
|
|
1993
|
29.15%
|
1.7509
|
0.8151
|
1.4272
|
2005
|
11.44%
|
0.0295
|
0.8713
|
0.0257
|
|
1994
|
30.25%
|
0.6843
|
0.7435
|
0.5088
|
2006
|
15.97%
|
0.0858
|
0.8577
|
0.0736
|
|
1995
|
24.57%
|
0.0048
|
0.7320
|
0.0035
|
2007
|
21.92%
|
0.0636
|
0.8193
|
0.0522
|
|
1996
|
23.07%
|
0.1009
|
0.7653
|
0.0772
|
2008
|
23.58%
|
0.0895
|
0.7472
|
0.0669
|
|
1997
|
15.17%
|
0.1428
|
0.7587
|
0.1083
|
2009
|
13.06%
|
0.1249
|
0.9397
|
0.1174
|
表21986-2009年湖北省各年统计变量检验值
|
年份
|
K
|
H
|
GOV
|
OPEN
|
年份
|
K
|
H
|
GOV
|
OPEN
|
|
1986
|
0.2511
|
7.7335
|
0.1313
|
0.0681
|
1998
|
0.3118
|
7.4972
|
0.0756
|
0.0781
|
|
1987
|
0.2696
|
7.3467
|
0.1178
|
0.0801
|
1999
|
0.3179
|
7.6219
|
0.0872
|
0.0576
|
|
1988
|
0.2548
|
7.2947
|
0.1096
|
0.0811
|
2000
|
0.3119
|
7.8938
|
0.0862
|
0.0621
|
|
1989
|
0.2713
|
7.2542
|
0.1103
|
0.063
|
2001
|
0.3113
|
8.0594
|
0.1039
|
0.0635
|
|
1990
|
0.2735
|
7.277
|
0.1029
|
0.0695
|
2002
|
0.317
|
8.3313
|
0.1028
|
0.0658
|
|
1991
|
0.1814
|
7.3187
|
0.109
|
0.08
|
2003
|
0.3252
|
8.5996
|
0.1002
|
0.0784
|
|
1992
|
0.2109
|
7.3593
|
0.0909
|
0.0394
|
2004
|
0.3457
|
8.8788
|
0.1023
|
0.0887
|
|
1993
|
0.2474
|
7.3617
|
0.0804
|
0.1029
|
2005
|
0.4299
|
9.0934
|
0.1201
|
0.1132
|
|
1994
|
0.2881
|
7.3734
|
0.073
|
0.1306
|
2006
|
0.4510
|
9.7015
|
0.1397
|
0.1225
|
|
1995
|
0.3238
|
7.3796
|
0.0679
|
0.1294
|
2007
|
0.4733
|
9.364
|
0.1393
|
0.1196
|
|
1996
|
0.3121
|
7.3977
|
0.0665
|
0.0899
|
2008
|
0.4922
|
9.3864
|
0.1457
|
0.1242
|
|
1997
|
0.2951
|
7.5261
|
0.0648
|
0.0789
|
2009
|
0.5205
|
9.405
|
0.1462
|
0.0917
|
四、结果分析
根据上表1和2中数据，运用Eviews6.0计量分析软件得到下述结果：
(1)平稳性检验
表3ADF检验结果
|
变量
|
ADF统计量
|
1%临界值
|
5%临界值
|
10%临界值
|
|
GROWTH
|
-2.8563
|
-4.4679
|
-3.6450
|
-3.2615
|
|
GROWTH一阶差分
|
-3.7883
|
-4.4407
|
-3.6329
|
-3.2547
|
|
GFDI
|
-3.0556
|
-4.4163
|
-3.6220
|
-3.2486
|
|
GFDI一阶差分
|
-10.1140
|
-4.6162
|
-3.7105
|
-3.2978
|
|
FIND
|
-2.5732
|
-4.4163
|
-3.6220
|
-3.2486
|
|
FIND一阶差分
|
-4.0835
|
-4.4407
|
-3.6329
|
-3.2547
|
|
GFND
|
-3.0565
|
-4.4163
|
-3.6220
|
-3.2486
|
|
GFND一阶差分
|
-10.1861
|
-4.6162
|
-3.7105
|
-3.2978
|
|
K
|
-1.2272
|
-4.4163
|
-3.6220
|
-3.2486
|
|
K一阶差分
|
-4.1307
|
-4.4407
|
-3.6329
|
-3.2547
|
|
H
|
-2.6879
|
-4.4163
|
-3.6220
|
-3.2486
|
|
H一阶差分
|
-4.6624
|
-4.4407
|
-3.6329
|
-3.2547
|
|
GOV
|
-1.4720
|
-4.4163
|
-3.6220
|
-3.2486
|
|
GOV一阶差分
|
-4.2269
|
-4.4407
|
-3.6329
|
-3.2547
|
|
OPEN
|
-2.3794
|
-4.4163
|
-3.6220
|
-3.2486
|
|
OPEN一阶差分
|
-4.3400
|
-4.4407
|
-3.6329
|
-3.2547
|
注：在对上述时间序列数据变量进行ADF单位根检验时，由于变量既有非零值，又具有较为明显的趋势。因此，选择包括有截距项和趋势项的模型。由表3中ADF检验结果可知，在5%的显著性水平上，GROWTH、GFDI等7个变量的一阶差分序列是平稳的，满足进行协整检验的条件。
(2)协整检验
由于在5%的显著性水平上，GROWTH、GFDI等8个变量的一阶差分序列是平稳的，满足协整检验的条件。于是，笔者利用Johanson协整检验分析方法，检验各变量之间的长期动态关系，检验结果如表4所示。
表4Johanson协整检验结果
|
|
常数项
|
GFDI
|
FIND
|
GFND
|
K
|
H
|
GOV
|
OPEN
|
|
系数
|
0.3645
|
0.6027
|
-0.2730
|
-0.6563
|
0.0929
|
0.0320
|
0.6648
|
1.8009
|
|
修正
|
0.7325
|
|
F统计量P
|
0.0000
|
|
D-W统计量
|
1.6223
|
上图是残差序列图，显然，该残差序列既有非零值，也具有较为明显的趋势。因此，选择包括有截距项和趋势项的模型。对残差水平序列进行ADF单位根检验，ADF统计量为-3.6881，1%、5%和10%的临界值分别为-4.4163、-3.6220和-3.2486，D-W统计量为1.8492,表明残差水平序列不仅平稳，而且不存在序列自相关现象。
根据上述分析可知，
 t=(2.1777)(1.8889)(-1.4891)(-1.7540)(0.3811)(-1.3011)(1.3297)(4.3504)
p=(0.0447)(0.0072)(0.0559)(0.0986)(0.0081)(0.0117)（0.0023）（0.0005）
上述回归结果表明模型拟合度较好，而且D-W统计量表明残差序列不存在自相关。从回归结果中各先决变量的系数可知，在过去24年中，流入湖北省的FDI对该省的经济增长起过推动作用，这说明吸引外资发展当地经济的政策实践是正确的。但是，金融市场发展效率及其与外商直接投资的交叉项还有人力资本存量的系数均为负值，这一方面说明湖北省信贷市场发展效率低下，不仅直接对经济增长存在抑制作用，而且还间接地阻碍着外商直接投资对经济增长的促进作用，另一方面也说明当前湖北省的人力资本存量相对不足或者利用效率低下，结合该省实际，笔者认为后者应当是最主要的原因，特别是湖北省人才流失严重，并没有充分有效利用高等院校和科研院所相对集中的人才优势。此外，省内投资、政府支出和进出口贸易对该省经济增长也起到一定的促进作用，这不仅与经济增长理论中强调投资的作用一致，而且符合我省地处中部地区九省通衢的地理特征，除了劳动力廉价外，交通极其便利，发达的公路、铁路和海上运输系统对我省经济增长起到至关重要的推动作用。
五、政策启示
根据上述分析，笔者认为湖北省可以从以下三个方面促进金融市场发展对FDI吸收能力的作用进而推动我省经济持续快速发展：
第一，继续完善信贷市场，不断提高信贷市场效率。由于我国信贷市场一直引来存在着较为严重的“信贷配给”现象，这导致国有大中型企业凭借其强大的资金实力和国家信用后盾而具有优先获取银行贷款的比较优势。相比之下，那些民营中小企业和外商直接投资企业由于在资金实力和信用等级无法与国有大中型企业相抗衡而难以获取银行贷款。这种现象实质上扭曲了信贷资金真实的供求关系毫无疑问，这降低了我省信贷资源的合理配置从而最终降低了经济增长率。因此，继续完善信贷市场和不断提高信贷市场效率仍然是我省今后较长一段时期的重要任务之一。
第二，成立专门的科技开发银行，并在各金融中介机构中专设处理科技创新信贷业务的部门，为科技创新项目提高快速便捷的融资渠道。 2/3 首页 上一页 1 2 3 下一页 尾页 |
