经济论坛 Ｓｅｐ．２０１０ Ｇｅｌ１．４８１ ＮＯ．０９ 总第４８１期第０９期 Ｅｅｏｆｌｏｍｉｅ Ｆｏｍｍ 中国金融发展对经济增长的溢出效应研究 ——基于因子分析的实证解读 文／宋铮蒋倩 【摘 要】本文通过选取代表实体经济发展和金融发展规模的各四个变量进行因子分析，发现所得主成分 中有一个主成分可以近似用来代表中国金融发展对经济增长的溢出效应。然后用因子得分对中国ＧＤＰ实际 增长率进行回归，得出中国目前金融发展水平对经济发展不具有溢出效应，除去金融的直接作用外甚至带 来负效应的结论。 【关键词】金融发展；经济增长；溢出效应；因子分析 【作者简介】宋铮，同济大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：资本市场；蒋倩，同济大学经济与管 理学院硕士研究生，研究方向：产业经济学。 一、引言 增长的关系，但研究中未能区分出直接贡献和问接 贡献；另一个是金融效率的研究，但这一领域的实 证分析很少，目前仍在集中理论研究阶段。本文通 过因子分析法，分离金融发展对整体经济的间接贡 献变量，从而衡量金融发展的溢出效应对经济增长 的影响。本文通过因子分析、回归分析的方法，对 中国金融发展和经济增长的情况进行实证分析，发 现我国近年来的金融发展除直接促进投资发展以 外，还未能够给经济增长带来更多贡献，未能实现 金融的‘溢出效应”，甚至带来了负面影响。 近几年，中国经济不断高速发展，中国的金融 系统在各个方面得到不断的完善。中国银行系统的 信贷规模越来越大，２００９年末，银行各项贷款余额 已经￣１１４０万亿元；股票市场越来越好地发挥着直接 融资的功能，截至２００９年末，境内上市公司数已经 达到１６２５家。金融系统通过给企业融资贷款，增加 了对实体经济的投资，扩大了产能，直接推动了整 体经济的增长。但是，金融系统的发达程度不能光 凭总量的大小来衡量，成熟金融体系应该能将资金 投向最恰当、产出效率最高的部门和企业，并且通 过帮助企业进步、影响科技创新等途径促进经济体 系更快更好的发展。 在以往的文献资料中，对因子分析的应用多局 限在按主成分中贡献度最大的几个变量确定主成分 的性质。而本文的创新之处在于，充分利用主成分 划分后变量之间的非相关性，结合具体的经济含 义，判断主成分所具有属性，来解读出因子分析中 提供的更多信息。 二、处理方法及数据指标选取 以罗斯・莱文（Ｒｏｓｓ Ｌｅｖｉｎｅ）为代表的许多经 济学家认为，较发达的金融体系能够促进经济增 长，因为运行良好的金融体系有助于降低信息成本 和交易成本，积极动员储蓄并将其配置到高效率的 生产部门，金融发展对企业技术创新、技术选择和 投资决策产生作用，进而影响到经济增长的长期趋 势。这就是本文所指的‘‘｛益出效应”，是金融发展 对经济增长的间接作用。 目前，直接考察金融溢出效应的文献很少，大 本文拟通过选取能够反映实体经济增长的指标 和反映金融发展增长状况的指标来进行因子分析， 并把主成分的因子得分作为自变量，用ＧＤＰ的实际 增长率作为因变量来进行回归，以此判断所得主成 分对ＧＤＰＪ：￣长的贡献率。本文处理的指标值均为增 长率，回归方程反映的是增长率之间的关系。增长 率用本期与前期的差值除以前期值所得。 对于实体经济发展指标，本文选取四个主要产 业指标来全面体现实体经济发展情况，分别为：工 体来看，本文的主题涉及到两个领域的研究：一个 是金融发展与经济增长的关系研究。这方面，国内 外所做的实证分析颇多，但是往往仅仅从各个角 度，利用不用的金融指标分析得出金融发展和经济 ．４８． 表１主成分方差贡献表 分析。使用主成分提取法，提 取出三个主成分，三个主成分 累计％ ３８．８９７ ６９．２０６ ８７．９４９ 成分 合计 Ｆｌ Ｆ２ Ｆ３ 提取平方和载入 方差贡献％ ５４．９４０ １９．３７４ １３．６３５ 旋转平方和载人 合计 ３．１１２ ２．４２５ １．４９９ 累计％ ５４．９４０ ７４．３１４ ８７．９４９ 方差贡献％ ３８．８９７ ３０．３０８ １８．７４３ 的旋转前后方差贡献如表１。 以上表明，三个主成分的总 ４．３９５ １．５５０ １．０９ｌ 体贡献度已经达到８７．９４９％， 三个主成分基本能够解释总 业总产值增长率（ＧＹ）；农林牧渔总产值增长率 （ＮＹ）；第三产业增加值增长率（ＤＳ）；建筑业增长 率（Ｊｚ）。 体。三个主成分的旋转成分矩阵如表２所示。 ２．对因子分析的解读。因子分析是利用相关性 得到的，每个提取出的主成分中，各指标的贡献量 都具有最大的相关性，都表达同一方面的性质，并 在金融发展的指标选择上，现在对于中国最适 用的金融发展指标仍然存在争议，比如张薄洋、牛 且各主成分之间都不相关。所以，我们可以首先用 凯龙（２００４）在分析了金融指标逻辑进程以后提出 具有最大贡献度的指标来确定主成分的性质，然后 了适于中国使用的四个指标，周富国、胡慧敏 根据其余指标的系数来判断其余指标在此主成分中 （２００７）设计了１６个指标来反映我国的金融效率。 的角色。因子分析的结果要结合不同的提取情况， 本文在综合了各文献以及考虑本文适用性及数据的 结合具体的经济含义具体解释。当然，并不是所有 可得性以后，选取以下四个指标：用货币投放量 的情况下都具有明显的经济意义。从表２可以明显 Ｍ２Ｉ：Ｌ上ＧＤＰ值的增长率（Ｍ）来表示货币经济化程 看出，三个主成分各具意义，且这三个主成分互不 度；用贷款余额比上ＧＤＰ值的增长率（Ｌ）来表示 相关，并且Ｆ１、Ｆ２具有各四项正、四项负的特征， 贷款情况；用存款余额比上ＧＤＰ的值的增长率 通过三者相互之间的比较我们可以获取更多的信 （Ｄ）来表示金融机构存款规模；用股票筹资额的 息。 增长率（Ｓ）来表示股票市场发展情况。 首先，Ｆ１中，Ｍ２和Ｄ的系数最大，股票市场ｓ 考虑到我国股票市场从１９９１年才开始成立，并 的贡献度较小，所以这个变量可以看成是由除去证 且２００９年部分数据尚不可得，本文选取数据样本为 券市场外金融发展增长主导的变量，尤其是金融中 １９９２至２００８年。另外，由于股票市场建立以后， 介的发展而主导的变量。在主成分Ｆｌ中，实体经 １９９２年股票的筹资额比１９９１年有跳跃式发展，属于 济增长的贡献都是负值，绝对值也稍大。根据主成 异常情况，将其用正常值取代，避免由于一个样本 分的性质可知，在Ｆ１中所提取出的贡献必定与金 点的过大的方差对整体产生影响。本文全部数据来 融发展存在较大的相关性，这说明这个变量当中扣 自《中国统计年鉴》各期。 除了与金融中介发展直接相关的实体经济的增长成 三、实证结果及分析 分，所以基本只剩下金融发展对经济增长带来的间 １．因子分析。因子分析是利用降维的思想，根 接作用因素。 据相关性大小把原始变量分组，把多个指标转化为 Ｆ２中，全部实体经济指标值为正，且ＮＹ、 几个综合指标的多元统计方法，通常把转化生成的 ＤＳ、ＪＺ的指标值贡献度均较大，所以这个指标是 综合指标称为公共因子，其中每个公共因子都是原 由实体经济发展情况主导的变量。并且可以推测， 始变量的线性组合，且各个公共因子之问不相关。 因为在Ｆｌ当中已经包含了绝大多数的金融中介的 因为本文采用主成分法提取公共因子，所以所得因 发展成分，所以在Ｆ２中应该已经去除掉了会导致 子也可以称为主成分。 两个主成分相关的大部分金融中介发展因素，否则 本文首先采用ＳＰＳＳ１７．０软件对数据进行因子分 两个变量将肯定存在一定相关性。显然，由金融发 析。将反映实体经济和金融发展的八个指标选人变 展指标全部为负数可以看出，Ｆ２中已经剔除了一 量，采用主成分法对因子进行抽取。为了更好地解 定的金融发展的成分。当然，由Ｆ２代表实体经济 释公共因子的实际意义， 用方差最大化方法对公共 表２旋转成分矩阵 因子进行正交旋转。 ＧＹ ＮＹ ＤＳ ＪＺ Ｍ２ Ｓ Ｄ Ｉ 对因子分析进行ＫＭＯ Ｆ１ 一．７２８ 一．４１６ 一．２９９ 一．０ｌ６ ．９２３ ．０３５ ．９２１ ．７８２ 检验得到值为０．７４１，表明 Ｆ２ ．２５５ ．８２５ ．８７５ ．７９８ 一．１６２ 一．００６ 一．２１９ 一．４５２ 这个变量组适合进行因子 Ｆ３ ．４８８ 一．１８４ ．０２３ ．５０７ ．２３０ ．９４５ 一．１３９ ．０７０ 的发展情况反过来又可以证明，Ｆ１中也不应该包 括有实体经济的主要成分。这两点得到了相互的印 证。这里需要说明的是，变量之间相关性度量是复 长，信贷量的增加有可能导致了通胀，从而对实体 经济产生了不利的影响。或者通过其他途径影响了 经济的增长，产生了负面作用。Ｆ２作为剔除了金 杂的，而且除三个主成分外还有其他次要的变量存 在，所以此处的理解是定性理解的，是在三个主成 分主要含义明确的情况下做出的推断。 最后，主成分Ｆ３中，股票筹资额增长率的贡 献明显大于其他各指标，说明这个成分是股票市 场主导的成分。其他除工业增长率和建筑业增长 率贡献度稍大外其余都较小，说明工业和建筑行 业和股票市场发展的相关度较高，这个成分包含 了由股票市场直接促进的建筑及相关工业部门的 增长因素。 ３．回归分析。上文已经通过因子分析得出了不 相关的三个代表不同含义的变量，利用ｓｐｓｓ软件中 直接计算给出的因子得分可以刻画出每年各个主成 分的表现，就可以代表各主成分的每年增长率情 况。然后用三个因子得分作为自变量，ＧＤＰ实际增 长率作为因变量，拟合如下线性方程： Ｇ＝入＋ Ｆｌ＋ｐＦ２＋ Ｆ３ 按这个方程可以考察各主成分和经济增长率的 关系。 ４．回归结果。本文用ＥＶＩＥＷＳ软件进行线性回 归，三元回归结果如下： Ｇ＝０．１０４２０３－０．００７６９７Ｆ１＋０．０１５７３０Ｆ２＋０．００１２１９Ｆ３ ｔ值（３３．４８０２）（－２．３９６８４９）（４．８９８４３９）（０．３７９４８１） ｐ值 （０．００００） （ｏ．０３２３） （０．０００３） （０．７１０５） 此方程的整体Ｒ平方值为０．６９６８５４，ＤＷ值为 １．６１８９０２。从以上方程的Ｐ值可以看出，Ｆ３的系数 通不过检验，也就是说代表股市发展的变量与整体 经济发展之间并不存在线性关系。这个结论与许多 实证检验中股市发展对经济发展不存在促进作用的 结论吻合。讲ｒ３￣Ｊ］除出回归方程，仅对Ｆｌ和Ｆ２得 到方程如下： Ｇ＝０．１０４２０３—０．００７６９７Ｆ１＋０．０１５７３０Ｆ２ ｔ值（３４．５１９９９）（－２．４７３６６４）（５．０５５４２７） ｐ值 （０．００００） （ｏ．０２６８） （ｏ．０００２） 此方程整体Ｒ平方值为０．６９３４９６，ＤＷ值为 １．７１３３３２，此方程整体拟合效果较好，真实可信。 从系数可以看出，反映金融增长对经济增长溢出效 应的系数是负数，说明从１９９２年开始的样本数据显 示，中国目前的金融体系的溢出效应在短期还不明 显。金融增长在剔除了直接贡献以外对整体经济发 展甚至还产生了负面效果。这表示，货币供应的增 ・５Ｏ－ 融因素影响的实体经济增长变量，系数显著，与整 体经济存在较明显的线性关系，这与实际较为符 合，实证结果完全可信。 参考文献 【１］曹啸，吴军．我国金融发展和经济增长关系的格兰杰检 验和特征分析Ｕ１．财贸经济，２００２，（５）． ［２］丹易辉数据分析与ＥＶＩＥＷＳ］￣用【ＭＩ．中国人民大学出版 社．２００８ 【３ Ｊ何晓群．现代统计分析方法与应用【Ｍ］．中国人民大学出 版社．２００７． 【４】黄赛男等基于因子分析的中国金融风险研究Ⅱ１ｌ中南财 经大学研究生学报，２００７，（６） 【５ １梁莉中国股票市场与经济增长关系的实证研究 经济 经纬，２００５，（４）． ｆ ６］李兴发等．欠发达地区金融效率的现状与改进路径Ｕ１．海 南金融，２００９，（２）． 【７】马卫锋等．金融发展与经济增长：实证研究文献评述 财贸研究，２００６，（２）． 【８】马正兵．中国金融发展的经济增长效应与路径分析ⅡＪ＿经 济评论，２００８，（３）． ｆ 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