彭巖

[摘 要]通過選取江蘇省1995—2015年的金融發(fā)展和經濟發(fā)展數據指標，利用因子分析得出金融發(fā)展與經濟發(fā)展綜合得分，再利用模糊數學中的隸屬度函數構建金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調度測度模型，對金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調性進行分析，實證結果表明：1995—2015年江蘇省金融發(fā)展與經濟發(fā)展長期處在協(xié)調程度較好的狀態(tài)上下波動。

[關鍵詞]金融發(fā)展；經濟發(fā)展；協(xié)調性

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2018.02.038

1 引 言

近年來，金融發(fā)展在各國經濟發(fā)展中占有越來越重要的地位，金融發(fā)展作為現代市場經濟發(fā)展的最重要構成內容之一，已越來越受到人們的重視。金融作為經濟發(fā)展的催化劑，在當代經濟發(fā)展中處于核心地位，從各國經濟發(fā)展的現實經驗來看，經濟快速增長時期一般都伴隨著金融的高水平發(fā)展。因此，如何使得經濟與金融相互協(xié)調發(fā)展是現階段需要解決的重要課題，對經濟與金融的協(xié)調發(fā)展具有重要的現實意義。韓廷春、夏金霞（2005）一文運用中國1981—2002年的時間序列數據襯中國金融發(fā)展與經濟增長之間的關系進行了Granger因果檢驗分析結果顯示，在1981—1991年，金融發(fā)展和經濟增長之間的因果關系并不明顯；而當金融體系發(fā)展到一定程度時，這種因果效果才明顯地體現出來，即在1992—2002年，金融發(fā)展成為經濟增長的直接原因。[1]韓俊才、何友玉、張振（2006）分別對中國東、中、西部地區(qū)的上海、廣東等六省份的金融發(fā)展和經濟增長的關系進行了實證分析，發(fā)現金融發(fā)展差距可部分解釋經濟增長的差距。[2]張云（2009）采用動態(tài)均衡模型對區(qū)域金融發(fā)展與經濟發(fā)展的均衡狀態(tài)進行了分析，得出我國東部地區(qū)經濟發(fā)展水平較高，投資風險和利率成本較西部地區(qū)低，經濟增長率指標與金融發(fā)展水平指標呈正相關關系，經濟發(fā)展與金融發(fā)展相互促進，而中西部地區(qū)則相反。[3]袁博（2010）通過對陜西1990—2008年的金融發(fā)展和經濟發(fā)展水平的協(xié)調程度進行了實證研究，通過分析得出了，陜西金融與經濟發(fā)展協(xié)調度近年來緩慢上升，并處于基本協(xié)調的程度，整體水平不是十分理想，還有很大的提升空間。[4]黃智淋、董志勇（2013）運用我國31個省份1979—2008年的年度面板數據，以通貨膨脹率為門限變量，運用動態(tài)面板數據門限模型，探討金融發(fā)展與經濟增長之間的非線性關系。研究結果表明：金融發(fā)展與經濟增長之間的關系存在通貨膨脹率門限效應。[5]李苗苗、肖洪鈞、趙爽（2015）利用中國31個省份2000—2011年的數據，依次運用面板數據的單位根檢驗、協(xié)整檢驗和因果有向無環(huán)圖（DAU）等分析方法，旨在探討金融發(fā)展、技術創(chuàng)新與經濟增長之間的影響關系。研究結果表明：金融發(fā)展、技術創(chuàng)新與經濟增長兩兩之間存在長期均衡的協(xié)整關系。[6]目前我國學者對于經濟與金融之間的關系的研究較多，但對于經濟與金融的協(xié)調發(fā)展的研究卻很少，本文旨在研究金融與經濟之間的協(xié)調發(fā)展，為金融與經濟的協(xié)調發(fā)展提供一些參考價值。

2 江蘇省金融發(fā)展與經濟發(fā)展的現狀分析

2.1 金融發(fā)展現狀

近幾年，國際市場經濟競爭環(huán)境日趨激烈，江蘇省金融服務實體發(fā)展基本保持平穩(wěn)，并且呈上升趨勢。在2015年，江蘇省金融機構人民幣存款余額平均增長14.96%，比上年增加28528億元，其中居民儲蓄存款比上年增加8085.87億元。2015年年末，省金融機構人民幣貸款余額平均增長12.65%，比上年增加17973.37億元。截至2015年年末，金融機構數為13024家，同比增長2.66%，金融機構就業(yè)人數為236576人，同比增長4.59%。

保險業(yè)規(guī)模擴大。2015年年末，江蘇省共有保險公司95家，同比增長2.15%，保險公司分支機構為5894家，近些年，江蘇省保險業(yè)規(guī)模不斷發(fā)展壯大，保險收入由去年的1683.76億元增加到1989.91億元，同比增加18.18%，而各項賠款和給付由去年的616.78億元增加到732.59億元，同比增加18.78%。保險從業(yè)人數總體上呈上升趨勢，從業(yè)人員數達到39.64萬人，同比增長44.99%。

證券市場交易穩(wěn)定。截至2015年年底，江蘇省境內上市公司由上年末的254家增加到276家，同比增長8.66%。上市公司募集資金總額由上年末的701.45億元增加到1213.98億元，同比增長73.07%。2015年年底，市價總值由上年末的19630.99億元增加到36720.48億元。證券從業(yè)人數和期貨從業(yè)人數總體上呈上升趨勢，證券從業(yè)人數在2014年和2015年分別達到9391人和10908人，期貨從業(yè)人數在2014年和2015年為2468人和2279人。

2.2 經濟發(fā)展現狀

改革開放以來，江蘇經濟增長取得了很大的進步。具體來說，據統(tǒng)計從1979年開始江蘇省GDP所占比重已達到7%的水平，到1994年GDP比重已達到8.3%。經過十年努力，江蘇省的經濟有了大幅提升。在2003年，江蘇省的GDP占全國的比重達到了9.1%的界限。經過七年時間，2010年此比重高達10%。2015年江蘇地區(qū)生產總值達到70116.38億元，占全國生產總值比重的10.2%。

從人均水平層面上分析，1952年江蘇省人均GDP僅為131元，位列上海、黑龍江、浙江、廣東、北京之后。改革開放以后，江蘇經濟增長得到了長足發(fā)展。在1987年， 提前實現了人均國內生產總值比1980年翻一番的目標，而僅僅過了五年多的時間，人均GDP又翻了一番，到2015年年底江蘇省人均地區(qū)生產總值達到87995元，同比增長7.5%。

截至2014年，江蘇省一、二、三產業(yè)占比分別為5.6%、47.4%以及47.0%，第三產業(yè)仍低于第二產業(yè)，到2015年年底第二、三產業(yè)分別為45.7%以及48.6%，第三產業(yè)高于第二產業(yè)，但與發(fā)達國家相比，江蘇省第三產業(yè)占比稍低。endprint

3 金融發(fā)展與經濟增長的因子分析

3.1 金融發(fā)展和經濟發(fā)展指標選取

3.1.1 金融發(fā)展

反映地區(qū)金融發(fā)展的因素有很多，但是考慮到資料的可獲得性和地區(qū)經濟發(fā)展的實際，我們除了將金融機構存貸款和居民儲蓄存款作為衡量金融發(fā)展的指標外，主要還選取了以下因素作為反映地區(qū)金融發(fā)展的重要指標。

第一，金融相關率（FIR）：金融相關率（FIR）是Goldsmith在1969年提出的，他指出金融相關比率的變動反映的是金觸上層結構與經濟基礎結構之間在規(guī)模上的變化關系 [7]，如下公式表示：

金融相關率（FIR）=（金融機構存款余額+金融機構貸款余額）/GDP

第二，金融發(fā)展效率（FAE）：金融發(fā)展效率（FAE）一般用以反映金融系統(tǒng)配置資本的效率或金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率[8]，如下公式表示：

金融發(fā)展效率（FAE）=金融機構貸款余額/金融機構存款余額

第三，金融儲蓄結構（FSS）：金融儲蓄結構（FSS）主要用來衡量金融機構吸引居民儲蓄的能力，如下表示：

金融儲蓄結構（FSS）=城鄉(xiāng)居民儲蓄存款/金融機構全部存款

3.1.2 經濟發(fā)展

在反映區(qū)域經濟發(fā)展指標各因素的選取上，我們從實際出發(fā)，借鑒其他文獻，本文選取了經濟總量、經濟增長、經濟效益以及經濟結構四個方面來衡量江蘇省的經濟發(fā)展，其中經濟總量選取了國內生產總值、財政收入、對外貿易總額以及全社會固定資產投資總額；經濟增長選取了GDP增長率、出口總額增長率以及財政收入增長率；經濟效益選取了人均GDP、人均財政收入以及城鎮(zhèn)居民人均收入；經濟結構選取了第二產業(yè)占GDP比重和第三產業(yè)占GDP比重。

3.2 金融發(fā)展綜合指標

本研究是基于江蘇省1995—2015年的指標數據來研究江蘇省的金融發(fā)展水平，數據來源于《江蘇省統(tǒng)計年鑒》，鑒于數據的可得性，選取了1995—2015年的數據應用全局主成分分析方法對江蘇省金融發(fā)展水平進行研究。

首先將江蘇省1995—2015年各個指標數據輸入到SPSS19.0軟件中，對各項指標進行分析處理，其中各項指標的KMO和Bartletts檢驗，檢驗所得的KMO檢驗值為0.777，適合做主成分分析，Barlett的球形度檢驗近似卡方值為317.156，自由度是15。另外，Sig.的值為0，這表示數據來自正態(tài)分布總體，適合進一步地分析。

根據分析結果，只有1個特征值大于1，則選取前1個主成分來代替6個指標進行分析，通過研究1個主成分來對新型城鎮(zhèn)化發(fā)展水平進行研究，通過研究1個主成分來對金融發(fā)展水平進行研究，主因子FAC1_1的特征值為4.781，金融機構存貸款、居民儲蓄存款、金融相關率、金融發(fā)展效率以及金融儲蓄結構在第一主成分上載荷較大，所以提取1個主成分是可以基本反映全部指標的信息，所以決定用1個新變量來代替原來的6個變量。詳見表1。

提取方法：主成分分析。

根據成分的分系數矩陣可以算出各因子的得分，由于只有一個主成分，因此算出的因子得分即是綜合得分，即：

通過綜合得分模型可以算出江蘇省金融發(fā)展水平的綜合得分，如表2所示。

3.3 經濟發(fā)展綜合指標

同上節(jié)一樣，通過因子分析所得的KMO檢驗值為0.716，適合做主成分分析，Barlett的球形度檢驗近似卡方值為743.752，自由度是66。另外，Sig.的值為0，這表示數據來自正態(tài)分布總體，適合進一步地分析。

通過分析結果，第二主成分的累計值達到89.871%，因此可以確定有兩個主成分，然后根據成分的分系數矩陣可以算出各個主成分的得分，然后根據各因子方差貢獻率的權重為各個主成分的系數，得出綜合得分模型為：

通過綜合得分模型可以算出江蘇省經濟發(fā)展水平的綜合得分，如表3所示：

4 金融發(fā)展與經濟增長協(xié)調實證分析

4.1 金融發(fā)展與經濟發(fā)展的回歸分析

根據上節(jié)算出的經濟發(fā)展綜合指數與金融發(fā)展綜合指數，以經濟發(fā)展綜合指數為因變量，金融發(fā)展綜合指數為自變量，建立回歸模型，從因變量散點圖可以看出應建立一元三次回歸模型：Y=β0+β1×X+β1×X2+β2×X3+ε

其中，X代表金融發(fā)展綜合水平，Y代表經濟發(fā)展綜合水平，β0，β1代表模型的參數，ε表示隨機誤差項；利用回歸方法可以計算出江蘇金融發(fā)展和經濟發(fā)展綜合水平的協(xié)調值，X代表金融發(fā)展綜合水平的協(xié)調值，Y代表經濟發(fā)展綜合水平的協(xié)調值，具體如表4所。

4.2 金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調度測度

協(xié)調發(fā)展是一個內涵明確而外延不明確的模糊概念，因此，可采用模糊數學中隸屬度概念對其進行描述，隸屬度變化規(guī)律可以通過隸屬度函數來反映，建立協(xié)調度函數，[9]計算公式為：

其中，U表示適應度，x表示實際值，x′表示協(xié)調值，s表示各時點上實際值組成的數列的方差。

協(xié)調適應度包括金融發(fā)展對經濟發(fā)展的適應度U（X/Y），以及經濟發(fā)展對金融發(fā)展的適應度U（Y/X）。

兩系統(tǒng)之間的靜態(tài)協(xié)調度計算公式為：

當U（X/Y）與U（Y/X）的值越接近，C（i，j）的值就越大，說明金融發(fā)展與經濟發(fā)展之間的協(xié)調發(fā)展程度越高；反之，當U（X/Y）與U（Y/X）的值相差越大，C（i，j）的值就越小，說明金融發(fā)展與經濟發(fā)展之間的協(xié)調發(fā)展程度越低。[10]

從時序看，金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調狀態(tài)是金融與經濟在發(fā)展過程中不斷協(xié)調的結果的積累。因此，在評判金融與經濟動態(tài)協(xié)調度時，考慮金融與經濟協(xié)調狀態(tài)的連續(xù)性，金融與經濟間的動態(tài)協(xié)調度為：

其中，Cd（t）代表金融發(fā)展與經濟發(fā)展在t時間的動態(tài)協(xié)調度，Cs（t-i）為金融發(fā)展與經濟發(fā)展在各個時刻的靜態(tài)協(xié)調度。endprint

利用上述公式求得金融發(fā)展對經濟發(fā)展的適應度U（X/Y），以及經濟發(fā)展對金融發(fā)展的適應度U（Y/X），以及金融發(fā)展與經濟發(fā)展之間的靜態(tài)協(xié)調度和動態(tài)協(xié)調度，具體數值如表5所示。

金融發(fā)展與經濟發(fā)展的靜態(tài)協(xié)調度反映了在一個時點上，金融發(fā)展與經濟發(fā)展兩尾司的協(xié)調程度。通過比較分析江蘇省金融發(fā)展綜合水平與經濟發(fā)展綜合水平靜態(tài)協(xié)調度可以發(fā)現，總體上來看，金融發(fā)展與經濟發(fā)展的靜態(tài)協(xié)調性波動較大。1996年至2008年，金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調度雖然有些波動，但總體波動不大，但到2009年，金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調度下降到0.7875。但從2010年到2013年金融發(fā)展與經濟發(fā)展之間的協(xié)調度開始呈上升的趨勢，至2014年，金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調度開始下降，2015年跌至最低點。江蘇省金融發(fā)展與經濟發(fā)展的靜態(tài)協(xié)調度一直處于協(xié)調的狀態(tài)，并長期處在協(xié)調程度較好的狀態(tài)下上下波動。

金融發(fā)展與經濟發(fā)展的動態(tài)協(xié)調度可以反映較長一段時期內，金融發(fā)展與經濟發(fā)展兩者間的協(xié)調程度。從1995—2015年陜西金融發(fā)展與經濟發(fā)展動態(tài)協(xié)調度來看，金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調程度波動并不是特別大，1995—2004年間，金融發(fā)展與經濟發(fā)展的協(xié)調程度處于緩慢上升的階段，并到2004年達到最高，2004年以后，兩者之間的協(xié)調度處于緩慢下降的階段，但下降幅度很小。

參考文獻：

[1]韓廷春，夏金霞.中國金融發(fā)展與經濟增長經驗分析[J].經濟與管理研究，2005（4）：18-23.

[2]韓俊才，何友玉，張振.金融發(fā)展與經濟增長的關系——基于中國東、中、西部六省市的實證分析[J].統(tǒng)計觀察，2006（10）：78-81.

[3]張云.區(qū)域金融發(fā)展與經濟發(fā)展關系研究[J].改革與戰(zhàn)略，2009（2）：79-81.

[4]袁博.陜西金融發(fā)展與經濟發(fā)展協(xié)調度水平測度研究[D].西安：西北大學，2009.

[5]黃智淋，董志勇.我國金融發(fā)展與經濟增長的非線性關系研究—來自動態(tài)面板數據門限模型的經驗證據[J].金融研究，2013（7）：74-86.

[6]李苗苗，肖洪鈞，趙爽.金融發(fā)展、技術創(chuàng)新與經濟增長的關系研究-基于中國的省市面板數據[J].中國管理科學，2015（1）：162-169.

[7]李廣眾，陳平.金融中介發(fā)展與經濟增長：多變量VAR系統(tǒng)研究[J].管理世界，2002（3）：22-24.

[8]孫力軍.金融發(fā)展與經濟增長的因果關系——基于中國省份數據的實證檢驗[J].山西財經大學學報，2008（3）：22-27.

[9]李守偉，何建敏.金融與經濟協(xié)調發(fā)展的測度模型與實證[J].經濟縱橫，2009（19）：107-109.

[10]鐘偉，王洗塵.我國金融發(fā)展與工業(yè)經濟增長的協(xié)調性分析[J].中國軟科學，2004（12）：39-44.

[11]周立群.我國金融發(fā)展對經濟增長影響的實證分析[J].中國市場，2016（7）.

[12]王瀚晨，吳萌，吳冬悅.我國金融發(fā)展與經濟增長關系的理論分析[J].中國市場，2017（18）.endprint