金融深化與經濟發展關系的實證研究
——以烏魯木齊為例

盧 超

一、 引言

新疆維吾爾自治區人民政府于2017 年11 月29 日印發了《絲綢之路經濟帶核心區區域金融中心建設規劃(2016 ～2030 年)》，規劃明確建設“一核兩翼”的絲綢之路經濟帶核心區區域金融中心，并且將烏魯木齊建設成絲綢之路經濟帶核心區區域金融中心中央區。 在建設絲綢之路經濟帶核心區區域金融背景下，金融深化與地區經濟的關系越來越成為人們關注的焦點。

金融是現代市場經濟的核心，20 世紀70 年代初，美國經濟學家麥金農和肖以發展中國家為研究對象，探討了金融深化與經濟發展之間的關系，研究表明金融發展與經濟增長存在著密切關系。 金融深化的本質要求是金融自由化，要求政府不要過度干預金融市場并且堅持對金融制度深化改革，從而讓地區經濟與金融協調發展。 對烏魯木齊金融深化與經濟增長的關系研究，有助于優化金融資源配置及提升烏魯木齊地區競爭力，促進絲綢之路經濟帶核心區經濟與金融協調發展具有重要意義。

為探究金融深化與經濟發展之間的關系，本文采用ADF 檢驗、E-G 兩步法協整檢驗、格蘭杰果檢驗、脈沖響應函數，方差分解等方法，對烏魯木齊金融規模指標、金融中介效率指標與經濟增長間的關系及影響進行實證研究。

二、 指標選取和數據說明

(一)指標選取

1. 金融深化水平指標

金融規模指標：由于西部地區的金融市場發展緩慢，存在著“金融二元結構”，即地區社會融資來源主要依靠銀行的貸款，所以本文以其他學者的研究為基礎，選取金融規模指標作為代表金融深化的一個指標，即以烏魯木齊地區金融機構各項貸款余額和各項存款余額占名義GDP 的比重作為衡量金融深化程度。

金融中介效率指標：貸款余額/存款余額，金融中介效率指標介于0 到1 之間，指標值越接近于1，表示金融中介效率越高。

2. 經濟發展指標

地區生產總值：選取烏魯木齊地區名義GDP 作為衡量地區經濟發展指標。

表1 變量選取說明

(二)數據說明

本文選取的數據均來源于《烏魯木齊統計年鑒》，選取烏魯木齊市金融機構年末各項存款余額、各項存款余額以及地區生產總值構建相關指標，樣本區間為1986 ～2016 年，總共31 個時間點。 在下文中，為消除異方差的影響，并使數據線性，對實際GDP、FIR、FAE 取自然對數。 分別用LNGDP，LNFIR，LNFAE 表示，D(LNGDP)、D(LNFIR)、D(LNFAE)則表示經差分平穩化后的數據。

三、 金融深化與經濟發展關系的實證分析

(一)單變量回歸模型分析

1. ADF 單位根檢驗

表2 數據序列ADF 單位檢驗結果

用非平穩的時間序列建立回歸模型，可能會出現偽回歸的情況。 同時在上文的描述分析中，GDP 和金融規模存在明顯的上升趨勢。 為避免出現偽回歸，需要對變量做單位根檢驗。

如表2 平穩性檢驗顯示，LNGDP、LNFIR、LNFAE 均為非平穩的序列(取對數處理不影響原變量的協整關系)，繼續對各變量進行差分后進行檢驗。 結果顯示，在10%的顯著水平下，經過一階差分后得到的D(LNGDP)、D(LNFIR)和D(LNFAE)序列，均通過檢驗。 可知，LNGDP 與LNFIR、LNFAE 均屬于一階單整序列I。 經調整的地區生產總值和金融規模具有大致相同的增長趨勢，說明LNGDP 與LNFIR 之間可能存在長期的協整關系。

2. 協整檢驗

本文采用EG 兩步法對LNGDP 與LNFIR、LNGDP 與LNFAE 的協整關系進行檢驗。 協整檢驗用來檢驗非平穩變量間是否存在長期均衡關系，協整關系可以避免“偽回歸”現象。 它要求各個變量必須是同階單整的。

為了研究金融規模對GDP 是否具有影響，故將LNGDP作為因變量，LNFIR 作為自變量建立相應模型。 然后對殘差進行ADF 檢驗。

表3 殘差平穩性檢驗

由表3 可知，殘差的ADF 檢驗統計量為-3.211227，小于顯著水平為0.01 時的臨界值-2.644302，可認為殘差序列為平穩序列，進而可以得出LNGDP 和LNFIR 具有協整關系，即烏魯木齊市的金融規模與經濟水平之間存在長期平穩的均衡關系。

得出協整方程：

從以上的協整方程可以看出，地區金融規模與地區GDP之間具有長期的均衡關系(系數均通過檢驗，LNGDP 與LNFIR 是(1，1)階協整)。 從長期來看，在其他條件不變情況下，金融規模每上升1 個百分點，國內生產總值平均增長1.25個百分點。 說明地區金融規模對地區GDP 具有正向的影響。

為了研究金融中介效率對GDP 是否具有影響，將LNGDP 作為因變量，LNFAE 作為自變量建立相應模型。 然后對殘差進行ADF 檢驗。

表4 殘差的平穩性檢驗

由表4 可知，殘差的ADF 檢驗的統計量為-1.91447，小于顯著水平為0.1 時的臨界值-1.6098，可認為殘差序列為平穩序列，進而可以得出LNGDP 和LNFAE 具有協整關系，即烏魯木齊市的金融中介效率與經濟水平之間存在長期平穩的均衡關系。

得出協整方程：

從以上的協整方程可以看出，地區金融中介效率與地區GDP 之間具有長期的均衡關系(系數均通過檢驗，LNGDP 與LNFAE 是(1，1)階協整)。 從長期來看，在其他條件不變情況下，金融中介效率每上升一個百分點，國內生產總值平均下降4.79 個百分點。 說明地區金融中介效率對地區GDP 具有負向的影響。

造成這種現象的原因可能是金融中介效率的定義是貸款余額比上存款余額，當金融中介效率降低時意味著金融機構的存款增加要大于貸款的增加，根據新古典經濟學理論，儲蓄的增加是經濟增長的重要來源，當儲蓄增加時，投資也會相應地增多，最后對經濟增長起到促進作用。

(二)多變量回歸模型分析

由表2 可知，變量LNGDP、LNFIR、LNFAE 在進行一階差分后為平穩的時間序列，且變量之間相互影響，相互制約，故我們將以上變量加入，構建VAR 模型。

1. VAR 模型的構建

建立無約束的VAR 模型，確定滯后階數，建立由非平穩變量LNGDP、LNFIR、LNFAE 構成的VAR 模型，并確定滯后期k。 通過對AIC、SC 、LR、FPE、HQ 綜合考量，確定最優滯后階數P，不僅要有足夠的滯后項，還需考慮足夠的自由度。P值太小時，可能出現殘差自相關，P 值過大時，待估參數增多而模型自由度減少，將直接影響模型參數估計效果。

VAR 模型階數如表5 所示。 采用AIC、SC、LR 等準則判斷滯后階數，此時AIC 準則選擇滯后階數為5 階，和SC 準則選擇的1 階并未對應同一滯后階數，只能采用LR 檢驗值來判斷。 LR 準則顯示選擇滯后2 期，最終確定模型中的最佳滯后期k為2。 最終建立的VAR(2)模型。

表5 VAR 模型階數

同時為防止誤差項之間存在相關性，還要進行VAR 平穩性檢驗，如果VAR 模型不穩定，將不能構建VAR 模型，在脈沖響應分析中也將得出無效的結果。 為檢驗VAR(2)模型的穩定性，需檢驗模型所有根的倒數小于1，均位于單位圓內即可判定為穩定。

圖1 VAR 平穩性檢驗結果

由圖1 的穩定性檢驗結果顯示，無特征根在單位圓外，表明該VAR(2)模型是穩定的。

2. 格蘭杰因果關系檢驗

協整關系檢驗顯示LNGDP 和LNFIR 之間、LNGDP 和LNFAE 之間均存在長期均衡關系。 進一步考慮變量之間是否構成格蘭杰因果以及格蘭杰因果關系的方向還需進行檢驗。 滯后階數選擇p＝2，對LNGDP、LNFIR、LNFAE 兩兩成對進行Granger 因果檢驗。 結果如表6。

表6 格蘭杰檢驗結果

從表6 所列出的成對變量間的因果關系檢驗結果可以看出，在5%的顯著水平下，LNGDP 是LNFIR 的Granger 原因，即地區生產總值是金融規模的格蘭杰原因，反之則不成立。 表明從長期來看，地區的金融規模與經濟發展存在著非對稱關系：金融機構規模的擴大不會拉動經濟發展，而社會經濟發展確可以推動金融機構金融規模的增加。 這是因為經濟發達的地方金融深化程度越高，但是在經濟不發達的地方，金融深化水平對經濟的促進作用微乎其微。

在5%的顯著性水平下，LNGDP 和LNFAE 之間不存在格蘭杰因果關系。 即經濟發展并不會直接影響金融中介效率。

同樣在5%的顯著性水平下，LNFIR 和LNFAE 之間不存在格蘭杰因果關系。 表明金融中介效率不是金融規模的格蘭杰原因。

3. 脈沖響應函數

圖2 LNGDP 對LNGDP 一個標準差新息的響應

圖3 LNGDP 對LNFIR 一個標準差新息的響應

圖4 LNGDP 對LNFAE 一個標準差新息的響應

從圖2 可以看出，地區生產總值對自身的脈沖響應圖有縱向的截距，說明地區生產總值對自身的沖擊有即期響應，響應在第一期時為0.047，當給地區生產總值一個正沖擊后，GDP 的反映路徑從第一期開始緩慢上升，當上升到第四期的最大值0.079 后逐漸趨于平穩。 表明地區生產總值對其自身有著一定的長期影響，但是反映程度非常微弱，反應系數最高為0.079 個標準差。

從圖3 可以看出，金融規模對地區生產總值的脈沖響應沒有縱向的截距，說明地區生產總值對金融規模的沖擊沒有即時的反應，但是隨著滯后期的增加，GDP 的反映路徑也開始慢慢上升，在第四期反應系數達到最高0.04 個標準差。 從第五期開始，反應系數逐漸開始收斂維持在0.035 的水平，說明金融規模對地區生產總值在長期上會有一個持續正面的效應，但會在中期內達到峰值并趨于平穩的態勢

從圖4 可以看出，金融中介效率對地區生產總值的脈沖響應也沒有縱向的截距，說明地區生產總值對金融中介效率的沖擊沒有即期反應。 在第二期給定一個標準差的金融中介效率沖擊，GDP 的反應路徑在第五期開始呈現負影響，隨著滯后期的增加，負向影響在第六期達到最大值-0.04，隨后反應系數區域平穩，但一直為負。 說明金融中介效率對地區生產總值有著長期負向影響，這與協整檢驗分析結論相同。

綜上，所有變量對GDP 的脈沖響應都收斂，金融中介效率對GDP 的沖擊效應為負，金融規模與GDP 對GDP 的有長期的正向沖擊。 金融中介效率的負向影響與前文分析一致，即金融中介效率提高，可能意味著儲蓄的減少，這對經濟的發展是不利的。 同時金融規模的擴大能在總量上能夠有效地帶動經濟增長。 這也符合經濟規律。

4. 方差分解

圖5 LNGDP 進行方差分解的輸出結果

從圖5 可以看出LNGDP 進行方差輸出的結果表明，GDP 對自身的預測誤差貢獻率的最大，貢獻率一到七期緩慢下降，在第七期達到最低70%，然后保持平穩。 金融規模和金融中介效率對GDP 的貢獻基本保持一致，都在第九期達到最高15%，隨后開始收斂，金融規模和金融中介效率對GDP 預測誤差總的貢獻率達到30%。

因此，在考慮GDP 對自身的預測誤差貢獻率的情況下，金融規模和金融中介效率同等重要，這表明隨著地區經濟的發展，不僅要擴大金融規模來更好地促進經濟發展，同時還要保持合適的金融中介效率。

四、 結論

本文通過構建向量自回歸模型(VAR)，研究了金融深化與經濟發展之間的因果關系、長期動態均衡關系以及短期波動情況，得到如下結論。

從協整檢驗可以得出，金融規模的擴大對地區經濟發展具有促進作用，具體來說就是金融規模每上升1 個百分點，國內生產總值平均增長1.25 個百分點；金融中介效率提高對經濟發展具有抑制作用，具體來說就是金融中介效率每上升1 個百分點，國內生產總值平均下降4.79 個百分點。 造成這種現象的原因可能是當金融中介效率降低時意味著金融機構的存款增加要大于貸款的增加，當儲蓄增加時，投資也會相應地增加，最后對經濟增長起到促進作用。

從格蘭杰因果關系檢驗可以得出，地區生產總值是金融規模的格蘭杰原因，反之則不成立。 表明從長期來看，地區的金融規模與經濟發展存在著非對稱關系。

從脈沖響應函數圖可以看出，金融規模對GDP 產生正的影響，且兩者之間具有長期均衡關系。 金融中介效率對GDP 的沖擊效應為負，金融中介效率的負向影響與前文分析一致，即金融中介效率提高，可能意味著儲蓄的減少，這對經濟的發展是不利的。

從方差分解中可以看出，金融規模和金融中介效率對GDP 的貢獻率基本一致， 金融規模和金融中介效率同等重要，隨著地區經濟的發展，不僅要擴大金融規模，同時還要保持合適的金融中介效率。

綜上所述，烏魯木齊地區金融深化對經濟增長的影響顯著。 擴大金融規模的同時，也要減少政府對金融市場的干預程度，讓金融資源由市場配置，更好的發揮金融對經濟的促進作用，讓金融和經濟發展就可以形成一種互相促進和互相推動的良性循環狀態。