泰州市金融發展與經濟增長關系的實證分析

陳智昊　冉錦成

[摘要]文章以泰州市為研究對象，圍繞泰州市金融發展與經濟增長之間的關系這一問題，結合泰州市金融發展的相關數據和經濟增長的相關數據展開定量與定性分析、理論研究和實證檢驗。文章開頭對國內外的研究文獻進行了整理，然后選取泰州市1996—2014年各年度的GDP數據作為衡量經濟增長的指標，分別選取FIR、SAV和SS三個指標來衡量泰州市金融發展的狀況，從不同的角度去分析泰州市金融發展和經濟增長的現狀，同時運用ADF檢驗、協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗對金融發展與經濟增長兩者之間的關系進行實證分析，得出實證結論，最后提出相應的政策建議。本課題既有助于泰州市的金融發展與經濟增長規劃的制定，也可為其他省市金融發展與經濟增長方式提供經驗與參考。

[關鍵詞]金融發展；經濟增長；協整關系；因果關系；泰州市

[DOI]1013939/jcnkizgsc201716031

1泰州市金融發展與經濟增長的現狀分析

11泰州市金融發展現狀

隨著經濟的發展，江蘇省泰州市金融業得到了空前的發展。金融結構布局日益完備，金融業務領域進一步擴展，金融服務項目更加多樣，運營效益逐步提升。金融機構存貸款及城鄉居民儲蓄存款余額呈現逐步上升的趨勢。

12泰州市經濟發展現狀

沐浴著改革開放的春風，泰州市經濟發展較為迅速，GDP總量和人均GDP都位于全國領先水平，泰州市儼然成為蘇中地區經濟較為發達的地區之一。國內生產總值GDP不斷增長，從1996年28417億元增長到了2014年的337089億元，人均GDP從1996年的5925元增長到2014年的72706元。

資本的形成是決定區域長期經濟增長的核心力量，泰州市的固定資產從1996—2014年迅速增長，其投資規模從1996年的6882億元到2014年的220019億元。17年間增加了25倍。

總而言之，改革開放以來，泰州市經濟實現了持續快速增長，GDP總量不斷上升，經濟發展結構持續優化，金融發展的程度持續提高。但在現在的經濟社會中，金融發展與經濟增長這兩者之間究竟哪一個是決定性因素，學者們還不能夠達成一致的意見。

2金融發展與經濟增長的實證分析

21數據的來源與模型的構建

211數據的來源

本文樣本考察區間為泰州市1996—2014年經濟增長和金融發展狀況，采用年度頻率數據。數據來源于《泰州市統計年鑒》（1996—2014年），泰州市統計局部分統計資料，本文分析通過計量軟件Eviews 72來實現。

212變量的選擇

當前，時間序列分析和面板數據模型分析是國內學者對二者關系進行實證研究的兩種常用方法，由于國內學者較少采用面板數據模型分析方法較多采用時間序列數據進行實證分析，故本文對泰州市1996—2014年的時間序列數據進行分析。

現實生活中的時間序列往往都是非平穩的。對于這類問題，一般是首先對變量進行差分，等差分序列平穩后再對差分序列實行回歸分析，但是如此操作可能會對所研究的變量間的長期關系信息造成丟失，這些長期關系的信息對分析解決問題又是至關重要的。鑒于此，本文的分析也運用協整分析的方法，而后還使用格蘭杰因果檢驗來檢驗變量與變量之間的因果關系。

居民儲蓄水平是指居民納稅之后的現期消費額與居民個人可支配收入之間的差額。正是由于居民延遲了現期消費，所以才形成了居民儲蓄。儲蓄水平（SAV）往往是用區域存款規模與地區生產總值的比率表示。

基于以上分析，我們定義實證分析的回歸方程為：

LGDP=C+α1FIR+α2SAV+α3SS+u（1）

22指標變量的平穩性檢驗

在進行時間序列的分析時，一般要求必須采用平穩的時間序列來進行分析，也就是沒有隨機趨勢或者確定性的趨勢，如果不這樣做，那么檢驗結果將會出現“偽回歸”的現象。所以我們要對數據進行差分，然后實行回歸，但是這樣做會忽視原時間序列中的對分析問題有用的信息。DF方法、PP方法、ADF等方法是進行單位根檢驗的常用方法。如果經過檢驗之后全部數據都是同階平穩，那么就可以對數據進行協整檢驗。

文章將運用ADF檢驗方法對各時間序列變量進行平穩性識別。測試結果如表1所示。

由表1的檢驗結果可以看出，LGDP、FIR、SAV、SS這四個指標的原序列是不平穩的，經過一階差分之后LGDP、FIR、SAV、SS都變成了平穩的時間序列。所以，它們都是一階單整序列。因此，可以對原數列進行協整分析。

23協整檢驗

雖然影響金融發展與經濟增長的指標是非平穩的一階單整序列，但是這些指標可能存在某種平穩的線性組合。這個組合反映出變量間的長期穩定關系，即協整關系。

由于我們已經檢驗得知待分析變量都是一階單整的，因此可以對它們進行協整分析。

LGDP=128540-33185FIR+52878SAV-97919SS

T=（124133）（-52072）（53434）（-124254）

R2=09630F=1127323DW=18943

此方程表示，當FIR每增長1%，會導致GDP平均降低332%；當SAV每增長1%，會導致GDP平均增長529%；當SS每增長1%，會導致GDP平均降低979%。FIR、SS與GDP呈負相關的關系，SAV與GDP呈正相關關系。

接下來我們對方程的殘差et進行平穩性檢驗，如果殘差平穩，就說明方程的回歸是有意義的。檢驗結果如表3所示。

由表2可以得知，殘差序列的P值為00169，故我們可認為LGDP與FIR、SAV、SS之間存在著協整關系，因此上述協整回歸方程是有意義的。

24因果關系檢驗

前面我們所做的協整檢驗表明，泰州市金融發展和經濟增長之間存在長期穩定的均衡關系，但它們之間的因果關系，以及因果關系的方向我們還無從知曉。即我們不能僅僅從協整檢驗獲得的結果知曉是金融發展促進經濟增長，抑或是經濟增長促進金融發展。接下來我們將運用Granger因果關系檢驗法來檢驗它們之間的因果關系。由檢驗結果可知：

（1）考慮滯后一期的情形，根據原檢驗結果可知，原假設金融相關比率、儲蓄水平不是經濟增長格蘭杰原因的概率為07238、03026均大于10%的顯著性水平，則應接受原假設，那么可以認為金融相關比率、儲蓄水平帶動經濟增長的水平是有限的；金融儲蓄結構不是格蘭杰原因的概率為00732小于10%的顯著性水平。

（2）考慮滯后二期的情形，根據檢驗結果可知，原假設金融相關比率、儲蓄率和金融儲蓄結構都不是經濟增長的格蘭杰原因的概率00389、00293和00134均小于10%的顯著性水平，那么應該拒絕原假設，即金融相關比率、儲蓄水平和金融儲蓄結構是經濟增長的格蘭杰原因。同時，經濟增長是金融相關比率、儲蓄率和金融儲蓄結構的格蘭杰原因。

綜上所述，金融相關比率、儲蓄率和金融儲蓄結構與經濟增長互為因果關系。因此，從某一個方面來說，金融發展是經濟增長的原因，兩者之間存在長期穩定的均衡關系。

25實證分析結論

通過上述實證分析，我們發現泰州市的金融發展和經濟增長之間存在長期而穩定的關系，分析主要結論如下：

泰州市的經濟增長與金融相關比率、金融儲蓄結構、儲蓄水平之間存在著長期穩定的均衡關系，經濟增長與儲蓄水平呈正相關關系，經濟增長與金融相關比率、金融儲蓄結構呈負相關的關系。經濟增長與金融發展之間的相互促進的作用不是非常明顯。

3泰州市金融發展的政策性建議

提升金融機構建設水平，提高金融運作效率。金融機構一定要樹立為區域經濟增長服務的意識。首先，增強超前意識，金融機構要時刻關注國內外的經濟走勢的發展，增強超前意識，時刻掌握經濟發展的變化，努力提高金融服務與經濟的建設、社會發展的水平。其次，面對越來越激烈的挑戰，金融機構自身要不斷適應來自各方面的需求，不斷將金融工具提升發展層次，將金融服務開拓更加廣闊的空間，提高金融服務的核心競爭力。最后，金融機構要提高自身服務水平，充分利用現代化科技手段，提高服務能力。

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