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摘 要：本文基于1978—2012年我国31个省（自治区、直辖市）的面板数据,运用包含傅里叶级数的非线性面板SP 单位根检验方法,考察了我国各地区改革开放以来区域金融发展的不平衡问题.结果表明：我国区域金融发展存在着时间和空间上的不平衡；在1978—1986年表现出明显的σ趋同,1995—2004年发生了微弱的σ趋同；而2004年之后各地区的金融发展差距逐步拉大,没有发生σ趋同.我国区域金融发展整体上不存在随机趋同,但部分区域存在着随机趋同.
关键词：金融相关比率；σ趋同；随机趋同；SP 面板单位根检验
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2015）06-0016-07
一、引言
金融是现代经济的核心,完善的金融市场体系对国民经济发展至关重要.作为实体经济的服务性行业,金融业在合理配置经济社会资源、降低社会交易成本等方面发挥着重要作用.因此,区域金融发展的不平衡问题引起了国内外学者的重视.美国学者戈德史密斯（Goldsmith,1969）最早对这个问题进行了研究,并且提出了衡量金融发展的重要指标金融相关比率.他认为,金融相关比率会随着经济发展水平的不断提高而呈现增长趋势,甚至在某一时期内出现“爆发式运动”,但当某一地区区域金融发展到一定水平之后,该值会趋于稳定.因此,就经济体内部区域金融发展水平而言,在长期中存在着收敛性或趋同性.
国内学者采用多种方法对区域金融发展差异及敛散性问题进行了研究,所得结论却不尽相同,甚至截然相反.张杰（1995）最早从理论上对这个问题进行了研究,并认为金融发展趋同、金融集聚会出现类似于经济发展的“威廉姆森倒U形”；周立、胡鞍钢（2002）通过对我国各地区1978—1999年金融相关比率和其他指标的计算,分析了我国金融发展的差距及特征,发现我国各地区金融发展差距存在扩大的趋势；陆文喜、李国平（2004）在β趋同的框架下考察了我国各地区金融发展差距,认为我国各地金融发展存在着区域性和阶段性趋同；郑长德（2008）利用我国东部、中部和西部三大区域1978—2005年的金融数据,运用泰尔指数分析了我国各地区金融发展的差异,认为我国区域金融发展的差异主要体现在省级行政区之间；龙超、张金昌（2010）运用面板单位根检验在随机趋同的框架下考察了我国各地区金融发展不平衡的问题,发现我国金融发展存在全局性发散,东部、中部和西部发展亦不同步；刘华军、鲍振（2012）利用金融相关比率指标,通过MS基尼系数对我国区域金融发展的空间非均衡进行了研究,发现区域金融发展差异总体呈扩大趋势；孙晓羽、支大林（2013）发现我国金融发展水平不断提高,各地区差异也不断扩大,并且金融发展的差距变动具有β绝对收敛趋势.
改革开放30多年来,我国区域金融取得了重要发展,在各个阶段表现出不同的特征.因而研究数据的时间跨度、研究方法的效力对研究结果会有较大的影响.国内学者常用的截面数据法和指标法虽然便于操作,但是存在各种缺陷.同时,三大类趋同检验（σ趋同、β趋同和随机趋同）中β趋同存在许多难以克服的缺陷,如检验具有不理想的规模性质,结果常出现偏倚、无法表现收敛的动态过程等.鉴于此,本文采用时间序列方法,在非线性的框架下,从σ趋同和随机趋同角度对我国区域金融发展不平衡问题进行研究.
二、数据和方法
(一)变量选择
在进行区域金融发展水平的比较时,国际上通常使用的指标是戈德史密斯（1969）在《金融结构和金融发展》一书中提出的金融相关比率（Financial Interrelations Ratio, FIR）.它是指某一时点全部金融资产的价值和国民财富（包括实物资产和对外净资产）之比,通常被简化为金融资产总量和GDP之比.它反映了经济基础结构和金融上层结构之间的规模变化关系,是金融发展的一个基本特点.一般金融体系越发达,金融相关比率越高.
鉴于我国金融发展的现状,通常使用金融机构存贷款额来衡量我国金融资产总量.因此,金融相关比率可以通过下列公式进行衡量：
[fir等于S+LGDP] （1）
其中,fir代表金融相关比率；S代表金融机构存款余额；L代表金融机构贷款余额.
(二)数据来源和区域划分
1. 数据来源.本文以我国31个省（自治区、直辖市）1978—2012年的金融相关比率（FIR）为研究对象.在计算金融相关比率的过程中涉及的变量,如金融机构存款余额（S）、金融机构贷款余额（L）和GDP,其数据均来自《新中国60年统计资料汇编》以及各地区统计年鉴（2009—2013年）.在进行单位根检验的过程中,为了在一定程度上消除异方差性,对各地区的金融相关比率进行了对数化处理.
2. 区域划分说明.为了便于和以前的研究形成对比,本文在区域划分方面采用国务院根据经济和社会发展水平拟定的三大区域划分和八大区域划分.
(三)随机趋同的SP 单位根检验方法
区域金融发展的随机趋同强调地区间金融发展水平的差距随着时间的动态变化特征.如果该差距服从平稳的随机过程,则认为存在随机趋同.检验区域金融发展的随机趋同即是检验地区间金融发展水平差距的时间序列是否存在单位根.若不存在单位根则认为区域金融发展存在随机趋同,地区之间的差距逐步缩小；反之,则区域金融发展不存在随机趋同,地区之间的差距逐步拉大.
根据伯纳德和杜尔拉夫（Bernard和Durlauf,1995）给出的趋同检验框架,随机趋同的存在只需要满足模型（2）,即：
[limt→∞（yi,t-yt）等于δi] （2）
其中,[yi,t]代表第i个地区在时间t的金融相关比率对数值；[yt等于1Ni等于1Nyi,t].若参数[δi]存在,则说明区域金融发展表现出随机趋同.令gfiri等于（[yi,t-yt]）代表各地区金融发展相对差距,即每个地区的gfir是平稳序列时,意味着区域金融发展出现随机趋同现象.传统的单位根检验,如ADF检验、PP检验在进行此类检验时表现出较低的效力.佩龙（Perron,1989）指出,忽略时间序列的结构突变会导致单位根检验的效力降低,倾向于接受存在单位根的原假设.随着单位根检验方法的不断发展,传统的单位根检验存在的缺点被一一克服.诸如变量序列非线性、存在结构突变、未能充分利用横截面数据信息等问题得到了很好的解决.科佩托纳斯等（Kapetanios等,2003）认为,许多宏观经济、金融时间序列不仅具有单位根,而且表现出非线性.因此,我国区域金融发展的收敛性研究,应该建立在一个非线性框架内.
结论：关于本文可作为相关专业不平衡论文写作研究的大学硕士与本科毕业论文发展不平衡论文开题报告范文和职称论文参考文献资料。
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