新疆金融發展質量與經濟增長關系研究
——基于VECM模型的實證分析

朱金鶴 郭東升

（石河子大學經濟與管理學院，新疆石河子 832000）

一、引言

自習近平主席于2013年9月、10月分別提出共建“絲綢之路經濟帶”、共建“21世紀海上絲綢之路”的暢想以來，二者共同構成的“一帶一路”重大倡議引起了沿線各國的廣泛共鳴和積極參與，基于這一偉大倡議所提出的一系列區域經濟發展新戰略的實施，為我國經濟社會的發展注入新的活力。十九大報告指出：“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，建設現代經濟體系，必須把發展經濟的著力點放在實體經濟上，把提高供給體系質量作為主攻方向，顯著增強我國經濟質量優勢”。這表明高質量發展業已成為建設現代經濟體系的主旋律。金融是經濟發展的核心，金融發展質量的優劣在很大程度上影響著經濟的增長，同時經濟高質量增長對金融服務實體經濟、提質增效也提出了更高的要求。新疆作為絲綢之路經濟帶的核心區，在積極響應“一帶一路”偉大倡議的背景下，探究新疆金融發展質量與經濟增長之間的關系，對推動經濟高質量增長，促進經濟、金融的協調發展，增強金融服務實體經濟能力和服務“絲綢之路經濟帶”的建設具有重要的借鑒意義。

二、文獻評述

金融發展與經濟增長關系的研究歷來是經濟學界探索的熱點問題，同時也是存在諸多爭執的難點問題。國外早在20世紀初就在金融發展和經濟增長方面做了開創性的研究，其中Schumpeter［1］指出一個國家運行良好的金融系統對該國人均收入水平和增長率具有積極的效應。就二者關系分析，主要是探究二者相關性和因果關系兩大核心內容。從相關性來看，無論是理論研究成果中 Mckinnon 和 Shaw［2］的“金融深化”“金融抑制”理論，還是 Goldsmith［3］《金融結構與金融發展》一書中的論證，均表明潛在前提是金融發展與經濟增長之間的確具有相關性。對于因果關系的研究，主要起源于早期的“需求追隨型①需求追隨型：強調隨著經濟增長會產生對金融服務的更多需求，從而使金融不斷發展?！焙汀肮┙o領導型②供給領導型：強調金融服務的供給先于需求，金融服務的供給促進經濟增長?！眱煞N假說［4］。此后隨著1987年格蘭杰因果檢驗的出現，大量的學者進行了二者因果關系的實證研究。由于King和Levin［5］、Demetriad［6］對時間段進行不同的劃分，Rioja et al.［7］區分了國家類型差異，Rousseau 和 Wachtel［8］、Levine和Beck［9］將研究對象的內涵做了不同解釋，從而導致了研究結論的差異性。其中，Jalil和Feridwn［10］認為二者存在雙向的因果關系，Ang和 Mckibbin［11］、Rao 和 Tamazian［12］認為金融發展與經濟增長僅存在單向因果關系；而Hurli和Venety［13］則認為二者之間存在一定的反饋作用，簡單的格蘭杰因果檢驗無法準確反映二者的因果關系。

由于金融發展的相對滯后，國內金融發展與經濟增長關系的研究要晚于國外。在此背景下，國內學者對于二者相關性的研究基本相同，主要研究重點是探究二者的因果關系，并進行了大量的實證研究。由于金融結構視角、影響因素、發展階段、區域范圍的不同導致學者們的研究區域、方法、結論方面各有側重。一是從研究區域范圍劃分看，談儒勇［14］、王志強和孫剛［16］、武志［16］、楊友才［17］從國家整體層面展開探究，冉光和等［18］、周立等［19］、馬宏［20］從各區域之間甚至各省份之間進行二者的關系分析，張富田［21］、田暉［22］等從單一省域層面對二者關系進行研究。二是從實證方法看，為克服使用普通最小二乘法時樣本數據異質性導致的遺漏變量問題、小樣本帶來的檢測性偏誤問題，學者們積極尋找合適的工具變量。虞文美等［4］運用GMM、2SLS以及系統方程建模等方法來更加準確進行二者關系的探究；陸靜［23］認為廣義矩估計（GMM）要求的數據類型是面板數據，對于時間序列數據則不適用，2SLS則對于工具變量的要求較高，若可選指標較少，合理內生解釋變量的選用則成為難題；馬軼群等［24］、郭志儀等［25］認為系統方程建模若選用時間序列數據時，可以運用VAR模型、向量誤差修正模型（VECM），并且使用格蘭杰因果檢驗進行二者關系的論證。三是從研究結論看，可以分為不存在因果關系、存在單向的因果關系和互為因果關系三種模式。其中李澤廣等［26］研究發現：20世紀60年代到1978年這一階段，我國的金融發展與經濟增長的關系模式為“雙向因果”；1978－1994年轉變為“互不為因果”；1994年之后為金融發展導致經濟增長的“單向因果”模式。四是田衛明［27］、江春［28］認為由于考慮的前提條件不同、資源配置和發展程度差異以及二者影響渠道、機制不同導致了金融發展抑制或促進經濟增長的結論同時存在。本文認同金融發展與經濟增長之間存在“雙向因果”的關系，即同時符合“需求追隨”和“供給領導”的理論，而具體更符合哪種類型取決于經濟發展所處的階段和金融發展程度。

已有的文獻為本文提供了參考和借鑒，但是還存在以下三個方面的不足：一是研究區域范圍的選擇方面，學者大都選擇國家、區域或者省份之間比較研究，而對于國家、區域和省份之間的差異性、可比性沒有做出合理的解釋。此外，對于單一省份的研究較少，而新疆地區的分析非常罕見，理論基礎的缺乏將不利于新疆的金融發展和經濟建設。二是因果關系分析層面，大多數文獻都是對二者的長期關系采用了協整分析和格蘭杰因果檢驗方法進行探究，但就二者短期的影響、因果關系則鮮有涉及。三是指標的選取方面，現有文獻中金融發展的測度多以“量”（金融規模）或者“質”（金融效率）的某一方面進行評價，鮮有文獻同時結合規模和效率兩個方面在金融發展與經濟增長的關系領域進行測度，這為本文的研究提供了創新的可能?；谝延醒芯砍晒?，本文嘗試構造一個同時考慮金融發展“量”與“質”的指標（金融發展質量指數），結合經濟增長數據進行協整分析，并借助格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解方法，探究金融發展和經濟增長之之間的關系，為提升新疆金融發展質量和協調金融發展與經濟增長的關系提供理論參考。

三、研究方法與數據處理

（一）研究方法

金融發展質量的好壞不僅對其自身發展產生顯著的影響，而且對經濟的發展也會造成一定的影響，從而影響經濟增長?；诙哌@種復雜的作用關系，本文運用協整分析，同時結合基于VAR模型的格蘭杰因果檢驗、脈沖響應分析和方差分解法來厘清二者的因果關系及相互作用程度。

格蘭杰因果檢驗。時間序列X、Y之間的格蘭杰因果關系定義為，若在包含了變量X、Y的過去信息的條件下，對變量Y的預測效果要優于只單獨由Y的過去信息對Y進行的預測效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來變化，則認為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

脈沖響應函數方法。該方法是分析模型受到某種沖擊對系統的動態影響。它所描述的是某個內生變量的隨機誤差項施加一個標準差大小的沖擊后對所有內生變量的當期值和未來值產生所產生的影響。

方差分解。方差分解是通過分析每個結構沖擊對于內生變量變化的貢獻度（通常用方差百分比形式度量）來揭示變量之間相互影響，進一步評價不同結構沖擊的重要性，即分析系統內各分量對內生變量的貢獻值，從而反映出各信息對模型內生變量的相對重要性，為分析經濟問題提供重要的信息。

（二）變量選取

文中采用兩個指標來探究金融發展質量和經濟增長之間關系。第一個指標是金融發展指數（FDI），計算方式為：FDI＝FIR*FE，將其作為解釋變量來衡量金融發展質量。其中，FIR表示金融相關率；FE表示金融效率。根據Goldsmith的基本思想，陶春生［29］指出金融相關率（FIR）是指區域金融資產市場總值與區域經濟活動總量的比值，但現實中金融資產市場總值的衡量較為困難，因此，本文借鑒目前學者普遍使用的金融機構存款余額與貸款余額總和與GDP的比值來作為衡量金融發展的替代指標變量。然而，周天蕓［30］認為單純只用金融相關率只能體現區域內金融資產的相對存量，無法衡量存量中有效資產的比率。為了能夠對金融資產存量中使區域經濟產生作用和影響的部分進行有效的衡量，文章進一步選取金融機構存款和貸款的比值作為金融效率（FE），它表示金融機構對資金配置的處理速度，即金融機構將儲蓄轉換為投資的效率。由此，金融相關率（FDI）和金融效率（FE）的乘積可以看作有效衡量金融資產的相對存量中真正有效資產運作的部分。因此，使用二者乘積表示的金融發展指數可以更加科學地衡量金融發展程度，較金融發展規模FIR值更具合理性。第二個指標是全區人均實際GDP（SADGP），作為被解釋變量來衡量新疆地區經濟增長水平。選擇這一指標的目的是為了消除勞動力規模擴張引起的經濟增長和物價上漲因素的影響［7］。

（三）數據處理

本文以新疆金融發展質量與經濟增長關系為研究對象，利用1984－2015年新疆金融機構存貸款余額、新疆地區總人口數、新疆地區生產總值數據和地區生產總值指數數據，分別測算出新疆地區金融相關率FIR、金融效率FE、金融發展指數FDI和人均實際GDP（SAGDP）。文中數據來源于《新疆統計年鑒》《中國統計年鑒》，中國人民銀行發布的各年份《新疆維吾爾自治區金融運行報告》，國家統計局官網，中國經濟社會大數據研究平臺。為了剔除個別變量間存在的異常關系、平滑時間序列指數關系以及消除異方差，對金融相關率、金融效率、金融發展指數和人均實際GDP取自然對數來進行檢驗和分析，分別表示為LnFIR、LnFE、LnFDI和 LnSAGDP。具體原數據和測算結果見表1。

表1 變量的平穩性檢驗

四、實證分析

（一）模型的穩定性檢驗

1.單位根檢驗和協整檢驗。自變量金融發展指數FDI和因變量人均實際GDP（SAGDP）都是由時間序列數據測算得出，因此首先要對這兩列時間序列進行平穩性檢驗。對各變量及其一階差分進行ADF單位根檢驗，借助計量經濟學軟件Stata14.0輸出檢驗結果如表2所示。

表2 殘差e的單位根檢驗結果

通過表中結果可以看出，LnFDI和LnSAGDP的ADF值在1%、5%、10%的水平上都大于臨界值，即認為兩個序列含有單位根，也就是不平穩序列。而其一階差分序列的ADF值在1%、5%、10%的水平上都小于臨界值，即認為兩個時間序列不存在單位根，即平穩序列。意味著自變量和因變量在1%的置信水平下皆為一階單整，故可以進行協整檢驗。

2.協整檢驗。由于因變量和自變量滿足一階單整的情況，因此可以進行協整檢驗。本文使用EG－ADF兩步法對變量進行協整檢驗。首先以LnFDI作為自變量，以LnSAGDP作為因變量用普通最小二乘法進行協整回歸，得到協整方程：

從回歸的結果可以看出，變量的各個系數值很顯著，擬合程度較高為0.8612，整體方程的F值為186.22遠高于臨界值，同樣表明了模型擬合結果符合統計意義的檢驗，較為顯著。金融發展質量的系數值為1.7383，表明金融發展質量每變動1%，經濟增長變動1.7383%，二者存在顯著的正相關關系。

繼續生成殘差序列e，并對殘差序列e進行ADF檢驗，確定其是否為平穩序列。檢驗結果如表2所示。從表中可以看出，在5%的置信水平下，殘差序列e的ADF值小于臨界值，可以判定殘差序列是平穩的，故金融發展指數和人均實際GDP存在長期穩定的協整關系。

（二）Granger因果檢驗

由于自變量和因變量滿足一階單整且協整，因此，本文運用變量一階差分形式的格蘭杰方法來分析檢驗金融發展質量和經濟增長孰為因，孰為果。使用統計軟件Stata14.0對自變量和因變量選取不同的滯后期進行Granger因果檢驗，檢驗結果如表3所示。

由檢驗結果可以看出，新疆的金融發展質量與經濟增長之間存在著一定時期的滯后，二者存在著不對稱的格蘭杰因果關系。經濟增長始終是金融發展質量的格蘭杰原因，而金融發展質量則在不同時期于經濟增長而言并不總是其格蘭杰原因（除中期外，短期和長期均是經濟增長的格蘭杰原因）。這是因為：（1）在短期（1年以內），LnSAGDP在10%的置信水平上可以拒絕LnFDI不是其格蘭杰原因的原假設，證明LnFDI是LnSAGDP的格蘭杰原因，即金融發展質量變化是引起經濟增長變化的格蘭杰原因；（2）在中長期（2～3年），LnSAGDP無法拒絕LnFDI不是其格蘭杰原因的原假設，無法證明LnFDI是LnSAGDP的格蘭杰原因，即金融發展質量的變化不是引起經濟增長的格蘭杰原因；（3）在長期（3年及以上），LnSAGDP分別在10%和5%的置信水平上可以拒絕LnFDI不是其格蘭杰原因的原假設，證明LnFDI是LnSAGDP的格蘭杰原因，即金融發展質量變化是引起經濟增長變化的格蘭杰原因；（4）不論是短期、中期還是長期，LnFDIP均能夠拒絕LnSAGDP不是其格蘭杰原因的原假設，因此可以證明LnSAGDP是LnFDI的格蘭杰原因，即經濟增長始終是金融發展質量變化的格蘭杰原因。

表3 Granger因果檢驗表

新疆金融業發展落后導致金融發展質量與經濟增長之間存在著一定時滯，短期和長期二者互為因果，中長期經濟增長是金融發展質量的格蘭杰單向原因。說明經濟增長始終是金融發展的基礎，并產生了對金融服務的更多需求，促使金融業不斷發展，金融發展質量不斷提升，而金融發展的供給并不總能作用于經濟，二者的關系較為符合“需求追隨”理論。具體作用機制如下：在短期，金融發展質量的提升能夠很好地影響經濟的增長，表明金融發展質量的提升會在資金的有效配置方面起顯著的作用；在中長期，經過一定時期的發展后，金融對于經濟增長的支持則變得乏力，在統計意義上影響效果不顯著，變為經濟增長的非格蘭杰原因，說明金融發展質量的提升在資金資源的中長期配置方面并不能直接對經濟增長產生顯著影響，同時也說明了二者之間存在不協調性；在長期，這種支持效果逐漸顯現并愈發明顯，說明隨著金融發展質量的提升，前期對于其調整的效果逐漸顯現，資金資源配置的能力不斷增強，同時很大程度上在經濟增長的過程中成為中堅力量。

（三）脈沖響應和方差分解分析

1.脈沖響應分析。運用Stata14.0統計軟件得到金融發展質量指數和經濟增長指數沖擊的響應軌跡，并進行變量的脈沖響應分析，結果如圖1所示。

圖1 脈沖響應圖

圖1中響應圖A、B給出的分別是金融發展質量對其自身和經濟增長的沖擊響應。由圖1可知：（1）金融發展的質量對自身沖擊具有正向沖擊響應，這種作用隨時間的推移逐漸減弱，最終在第七期逐漸趨于穩定；（2）金融發展質量對于經濟增長具有正向沖擊響應，并且這種作用逐漸增強，但效果并不明顯，沖擊響應較為平緩，最終在第五期之后趨于平穩。以上兩點說明了金融發展質量的變動對其自身和經濟都有正向刺激作用。隨著金融系統的日益完善，其自身帶來的正向沖擊會被漸漸分散，而對于經濟系統的沖擊則會漸漸被擴大，這也從另一個側面說明了金融在經濟當中的影響力日益增強。

圖中響應圖C、D分別給出的是經濟增長對其自身和金融發展質量的沖擊響應。由圖可知：（1）經濟增長對于金融發展質量具有正向沖擊效應，這種響應作用不斷增強，并于第六期趨于0.5這一定值；（2）經濟增長對于其自身沖擊具有正向沖擊響應，這種作用有略微的減弱但幅度不大，并且于第三期開始趨于平穩。上述兩點說明經濟增長的變動對其自身和金融都有正向支撐作用。其中，經濟增長一個標準差大小的沖擊會對金融發展造成0.5單位的變化程度并且保持這一定值水平，說明經濟增長對金融的發展具有持續且明顯的促進作用。相比較于金融發展質量對于二者的影響，經濟增長的沖擊效應更加明顯。

通過響應圖B和響應圖C可以明顯看出，同樣在一個標準差大小的沖擊下，經濟增長對于金融發展質量的沖擊明顯大于金融發展質量對于經濟增長的影響，說明了經濟增長的沖擊對金融發展質量的影響更加顯著。

2.方差分解分析。將解釋變量和被解釋變量進行方差分解得到第1～5期、第10期和第15期的方差分解結果，如表4所示。

表4 方差分解結果

由表4可以得出：經濟增長和金融發展對于各自變動的承載力度（解釋力度）較強，維持在80%左右，對于互相之間變動的承載力度（解釋力度）較弱，維持在20%左右。其中金融發展對于經濟增長變動的解釋力度不斷增強，金融發展的作用越發顯著。具體分析如下：（1）經濟增長和金融發展質量主要受到自身的影響，分別承載了各自影響的77.72%和79.79%，并且在長期二者對于沖擊的解釋力度基本趨于一致；（2）金融發展對于經濟增長變動的承載力度（解釋力度）較小但始終不斷增長，在第2期為1.59%，到第15期時達到22.27%；（3）經濟增長對于金融發展質量變動的承載力度（解釋力度）數值呈現“U”形特征，但始終維持在20%左右。可以看出，在第一期時經濟增長對于金融發展質量的解釋力度為21.63%，但在第5期下降為17.71%，而在第15期又增長為20.21%。

五、結論與建議

（一）主要結論

本文結合1984－2015年新疆金融發展質量和經濟增長的數據，構建了金融發展質量指數這一指標，運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應和方差分解分析，對新疆的金融發展質量提升和經濟增長的關系進行了實證探究。與已有的研究不同，文中對金融發展的測度做了相應的改進，同時結合金融規模（量）和金融效率（質）并構造金融發展質量指數，更加科學地衡量了金融發展的狀況，最終得出如下結論：

1.新疆金融發展質量與人均實際GDP之間存在顯著的長期協整關系，金融發展質量的提升對于經濟增長具有正向推動作用。從協整檢驗結果來看，金融發展質量每變動1%，經濟增長變動1.7383%。

2.從格蘭杰因果檢驗來看，新疆金融發展質量與經濟增長的關系符合“需求追隨”理論。經濟增長對于金融的發展始終起到支撐作用，而金融發展質量對于經濟增長的促進存在時滯性。這是因為新疆金融體系的不完善、基礎薄弱導致其對于資金配置效率低下，從而使得對于經濟發展的促進產生了時滯現象。

3.從金融發展質量和經濟增長對各自變動的反映效果來看，二者對其自身的正向刺激作用大于對彼此的正向刺激作用。方差分解分析顯示，金融發展質量和經濟增長對于各自變動的承載力度（解釋力度80%）大于對互相之間變動的承載力度（解釋力度20%左右），表明金融發展對于經濟增長變動的解釋力度不斷增強，金融在經濟發展過程中的地位不斷上升。

4.從金融發展質量和經濟增長對相互變動的反映效果來看，經濟增長的沖擊對金融發展質量的影響更加顯著；金融發展質量對于經濟增長變動的解釋力度不斷增強。說明經濟發展是金融發展的堅實基礎，同時金融發展在經濟發展過程中地位愈發重要。

（二）政策建議

為促進新疆金融發展質量與經濟增長的協調發展，提出以下三點建議：

1.提高金融資源配置效率，充分發揮金融發展質量提升對經濟增長的強力助推作用。新疆應搶抓絲綢之路經濟帶核心區建設機遇，靈活運用信貸政策和產業政策，加強對“三去一降一補”的支持力度，逐步發揮出金融業對經濟增長的帶動作用，形成金融與經濟之間協調發展的良性互動機制。從金融資源配置的速率而言，要合理利用互聯網平臺便利性完善信貸需求的有效對接，切實解決信息不對稱矛盾，促進信貸資源優化配置；從金融資源配置的有效性而言，要準確把握國家政策，引導社會資金和民間資本積極流向具備資源優勢、區域經濟特色、經營穩健等特征的優質企業，以達到金融資源配置最優，經濟效益最大的目的，間接調整經濟結構，實現經濟發展方式的轉變。

2.推進金融產品創新，深化金融標準化戰略，促進金融產品和金融服務“脫虛向實”。隨著絲綢之路經濟帶核心區金融服務中心建設提速，國內外金融機構將加快布局新疆，加速資金流通。因此新疆的金融機構應當加快金融產品創新步伐，豐富資本市場產品，深化金融標準化戰略，提升金融服務能力，更好地服務于實體經濟。對于金融產品創新而言，一是加快金融機構對金融工具的創新，不斷完善金融期貨，金融期權等金融衍生工具產品市場；二是金融機構在對中小企業的支持上，要從有形資產向虛擬資產轉變，尤其是對于一些高新技術的中小企業，要從一般的金融產品向技術含量高的金融產品轉變。對于提升金融服務而言，一是建立金融科技創新管理機制，明確創新管理準則、目標和流程，制定創新驗證與風險評估規程，引導金融科技創新正確應用；二是建立健全系統重要性金融機構和金融控股公司的監管標準，金融基礎設施建設、運營和管理標準，金融資產管理產品等跨市場交叉性金融產品標準。

3.加大金融業監管力度，積極防控金融風險，促進金融系統穩定運轉。互聯網支付、網絡借貸、股權眾籌融資和網絡金融產品銷售等新興金融業態快速發展，高杠桿率、債務違約、互聯網金融等風險有所積累，需對銀行信貸資產質量、金融穩定等方面重點關注。因此，首先建立涵蓋金融產品與服務、金融基礎設施、金融統計、金融監管與風險防控的新型金融業標準體系，加強金融運行監測和風險分析；其次建立并完善銀行間市場風險協調機制，加強債券兌付風險預警與防控管理；最后把握好支持實體經濟和防范金融風險的平衡點，形成逆周期監管的風險控制模式，重點加大對系統性風險的監測和控制，保障金融系統穩定運轉。