區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

一、研究背景

理論界關(guān)于金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系有著不同的觀點(diǎn)，解決金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系對識別經(jīng)濟(jì)模型非常重要，而且對政策制定者設(shè)計有效的經(jīng)濟(jì)金融政策推動增長有著非同一般的意義。從歷年相關(guān)文獻(xiàn)看，國家層面的金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究結(jié)果占比居多，而對區(qū)域金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究相對較少。我國目前的社會發(fā)展現(xiàn)狀是不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展情況有較大的差異，所以本文采用安徽省的數(shù)據(jù)為樣本，研究中部省域的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間是否存在因果關(guān)系。

二、安徽省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析

本文從安徽省的實際情況出發(fā)選取金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的代表指標(biāo)作為變量，構(gòu)建金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系檢驗?zāi)Ｐ停唧w分析檢驗金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)關(guān)系。

GDP作為衡量一國或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的指標(biāo)，已經(jīng)得到了世界各國經(jīng)濟(jì)學(xué)家的普遍認(rèn)可。本文選擇消除了通貨膨脹因素的按不變價格計算的安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)來衡量安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平，并且由于自然對數(shù)轉(zhuǎn)換不會改變變量間原有的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差，所以對GDP指數(shù)取自然對數(shù)，用LGDP表示。

對于金融發(fā)展程度的衡量，理論上應(yīng)該從金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三方面全面展開，但在實際上受到地區(qū)數(shù)據(jù)可獲得性等種種因素的限制，不同的學(xué)者往往會根據(jù)具體情況展開研究，直接導(dǎo)致他們的研究指標(biāo)存在顯著地差異。比較權(quán)威的是西方學(xué)者Goldsmith提出的衡量一國金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展水平的存量和流量的系列指標(biāo)，其中最主要的是金融相關(guān)比率（FIR），它是某一時點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國民財富之比，通常被人們簡化為金融資產(chǎn)總量與GDP之比，主要用來衡量區(qū)域金融工具整體增長狀況。

我們用區(qū)域金融機(jī)構(gòu)存貸款的數(shù)據(jù)作為金融資產(chǎn)的近似衡量指標(biāo)，用安徽省所有金融機(jī)構(gòu)年末存款和貸款余額之和與GDP的比率，作為衡量安徽省金融發(fā)展水平的總體指標(biāo)，基本上可以揭示出安徽省金融發(fā)展?fàn)顩r，并從總體上衡量金融深化水平。因此，定義金融相關(guān)比率為全部金融機(jī)構(gòu)存貸款之和與名義GDP之比，即：FIR=（S+L）/名義GDP，其中S表示安徽省金融機(jī)構(gòu)存款合計，L表示安徽省金融機(jī)構(gòu)貸款合計。為了消除時間序列的異方差，對FIR指標(biāo)取自然對數(shù)，記為LFIR。

整體的樣本空間選擇在1990年到2010年，所有數(shù)據(jù)均來源于《安徽省統(tǒng)計年鑒》相關(guān)各期，本文分析軟件為Eviews6.0。

（一）平穩(wěn)性檢驗

在計量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，非平穩(wěn)時間序列不具備平穩(wěn)時間序列的統(tǒng)計特征，因而有必要在建立模型之前對有關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，如果檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)其不是平穩(wěn)序列，則進(jìn)行一階差分或二階差分繼續(xù)檢驗，直到通過檢驗后才能進(jìn)行后續(xù)分析。本文運(yùn)用Augmented Dickey-Fuller方法分別對LGDP和LFIR進(jìn)行單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表1。

表1 對LGDP和LFIR序列單位根檢驗的最終結(jié)果

注：（C，T，K）表示ADF檢驗式是否包含常數(shù)項、時間趨勢項，以及滯后期數(shù)

由表1的檢驗結(jié)果可知，在5％的顯著性水平下，LGDP原數(shù)列不平穩(wěn)，一次差分序列是平穩(wěn)的，即LGDP是一階單整，記為I（1）；LFIR原數(shù)列不平穩(wěn)，但經(jīng)過一次差分后序列變?yōu)槠椒€(wěn)序列，所以LFIR是一階單整，記為I（1）。

（二）協(xié)整檢驗

協(xié)整是指兩個或兩個以上同階單整的非平穩(wěn)時間序列的線性組合是平穩(wěn)時間序列，則這些變量之間的關(guān)系就是協(xié)整。協(xié)整的經(jīng)濟(jì)意義在于：兩個經(jīng)濟(jì)變量，雖然它們各自具有各自的長期波動規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在著長期穩(wěn)定的比例關(guān)系。存在協(xié)整關(guān)系在多數(shù)時候是時間序列接受進(jìn)一步檢驗的基礎(chǔ)。進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提是時間序列是同階單整序列，有單位根檢驗知LGDP和LFIR是同階單整的非平穩(wěn)時間序列，所以這兩個變量可以接受進(jìn)一步的協(xié)整檢驗。

表2 約翰森協(xié)整檢驗結(jié)果（Johansen Cointeration Test）

注：（1）根據(jù)赤池準(zhǔn)則，對于變量組選的滯后期為2；（2）表中的協(xié)整不包含趨勢項，但有截距項

通過計量軟件Eviews6.0進(jìn)行約翰森協(xié)整檢驗得到結(jié)果如表2所示，跡統(tǒng)計量Trace Statistic等于24.72305，大于5％顯著水平臨界值20.26184，表明在5％顯著性水平下LGDP和LFIR存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果檢驗旨在判斷一個變量變化是否是另一個變量變化的原因，本文采用格蘭杰檢驗法對各指標(biāo)進(jìn)行檢驗，以驗證金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長是否存在格蘭杰因果關(guān)系。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

注：（1）根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，選擇的滯后期為2；

（2）*表示在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)；**表示在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

檢驗結(jié)果如表3所示，對于滯后2期，經(jīng)濟(jì)增長（LGDP）在1%的顯著性水平上都是金融發(fā)展（LFIR）的格蘭杰原因；金融發(fā)展（LFIR）在10%的顯著性水平上是經(jīng)濟(jì)增長（LGDP）的格蘭杰原因。所以金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

（四）向量自回歸模型

格蘭杰檢驗代表著變量在統(tǒng)計學(xué)意義上的因果關(guān)系，但對于變量間影響程度和影響方向的確認(rèn)是無能為力的。1980年Sims提出向量自回歸模型（VAR模型），這是一種非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，它基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR模型在建模中要明確兩件事情：一是共有哪些變量是相互聯(lián)系的，二是確定滯后期k，使模型能反映出變量間相互影響的絕大部分，一般用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則確定滯后期的最優(yōu)期數(shù)。

探討金融發(fā)展（LFIR）和經(jīng)濟(jì)增長（LGDP）的關(guān)系問題，假設(shè)兩個變量相互影響，則可建立如下VAR模型：

LGDPt=a+aLGDP+aLGDP+…+aLGDP+ bLFIR+bLFIR+…+bLFIR+εLFIR=c+cLFIR+cLFIR+…+cLFIR+ dLGDP+dLGDP+…+dLGDP+γ

式中，a0…ak，b1…bk，c0…ck，d1…dk是待估參數(shù)；εt，γt是隨機(jī)擾動項。

通過計量軟件建立滯后一期和滯后二期的VAR模型得到的AIC值和SC值，兩個準(zhǔn)則在滯后二期時同時達(dá)到最小（AIC=-7.73364，SC=-7.23657），因此選擇的最優(yōu)滯后期為2。

選擇滯后2期后得到的VAR模型為：

LGDP=0.4912+1.4156 LGDP-0.4925 LGDP+ 0.2065 LFIR-0.0153 LFIR ① AdjR=0.9977 F=1969.55 AIC=-4.1260 SC=-3.8775 LFIR=-0.6726+0.6450 LFIR-0.0493 LFIR- 0.5252 LGDP+0.6669 LGDP ② AdjR=0.9659 F=128.33 AIC=-3.5357 SC=-3.2872

兩個方程的修正可決系數(shù)R2分別達(dá)到0.9977和0.9659，F(xiàn)值分別為1969.55和128.33，說明模型的擬合效果在整體上比較好。由向量自回歸估計結(jié)果可見，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響在統(tǒng)計學(xué)上是顯著地，而且影響比較明顯（長期回歸的估計系數(shù)為2.8093），意味著金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有著正向的促進(jìn)作用；經(jīng)濟(jì)增長對金融發(fā)展的影響在統(tǒng)計學(xué)上也是顯著地，但影響比較微弱（長期回歸的估計系數(shù)為0.2829）。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

利用做完的VAR模型，可以考慮用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析變量間的相互影響關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來取值的影響。

如上圖所示：變量LGDP的變化對LFIR的沖擊影響開始值達(dá)到一個高點(diǎn)，作用力迅速下降，第二期作用力方向為負(fù)，到第三期達(dá)到負(fù)向作用力的最大值，然后負(fù)向作用力減弱，至0點(diǎn)后方向變?yōu)檎饔昧β哟螅_(dá)到一個高點(diǎn)后又下降，直至第十期仍有下降趨勢；變量LFIR的變化對LGDP的沖擊影響開始值為零，作用力慢慢上升，到第五期達(dá)到?jīng)_擊的峰值，隨著時間的推移逐漸減弱趨于平穩(wěn)。整體表明，變量LGDP對LFIR的沖擊方向有正有負(fù)，且其沖擊力度不具有持久性，顯示經(jīng)濟(jì)增長對金融發(fā)展的作用方向和大小均不穩(wěn)定；變量LFIR對LGDP的沖擊持久，且力度先增加后保持平穩(wěn)，顯示金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有顯著地促進(jìn)作用和較長的持續(xù)效用。

三、研究結(jié)論

本文利用1990～2010年的數(shù)據(jù)，對安徽省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行檢驗，得到如下結(jié)論：（1）從地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）與金融相關(guān)比率（FIR）上看，安徽省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；（2）金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長是雙向的格蘭杰因果關(guān)系，表明經(jīng)濟(jì)增長會不斷地擴(kuò)大對金融的需求、深化金融創(chuàng)新，進(jìn)而推動金融發(fā)展，同時金融市場的發(fā)展也會加快經(jīng)濟(jì)增長的步伐；（3）模型實證結(jié)果顯示，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響較強(qiáng)，且持續(xù)力平穩(wěn)且長，經(jīng)濟(jì)增長對金融發(fā)展的影響較弱，持續(xù)力和作用方向都顯示出不穩(wěn)定的跡象。

從以上研究結(jié)果可看出，一方面雖然安徽省的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長相互促進(jìn)，但省內(nèi)的金融市場發(fā)展并沒有跟上經(jīng)濟(jì)增長的步伐，經(jīng)濟(jì)增長帶動金融發(fā)展的力量較弱；另一方面，雖然金融市場的擴(kuò)大對經(jīng)濟(jì)有一定的影響，與理論上金融對經(jīng)濟(jì)的支持力度相差甚遠(yuǎn)，沒有發(fā)揮金融應(yīng)有的作用力。究其原因，區(qū)域金融市場體制不完善是最大的問題。為改變這種現(xiàn)狀，安徽省要深入持續(xù)的對金融體系進(jìn)行改革，提高其開放程度，政府應(yīng)加大對金融市場的扶持力度，爭取通過金融市場的發(fā)展支持安徽省“十二五”建設(shè)中對流動性的強(qiáng)盛需求。

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作者簡介：白玉靜（1989-），女，安徽阜陽人，安徽大學(xué)2011級金融學(xué)專業(yè)碩士研究生，研究方向：貨幣銀行學(xué)。