供給側結構性改革視角下廣西銀行業存貸款增量與 經濟增長的實證分析

麥峰華 謝筱琳 陳沿年 謝在森

摘 要：加強供給側財政體制改革，提高金融能力，為實體經濟服務，成為現代研究的先驅。銀行業作為金融供給側結構性改革的重要組成之一，其質量關系到實體經濟運行的好壞，能較為直觀地反映我國經濟增長能力強弱程度。本文采用廣西銀行業存貸款余額增量與GDP的相關數據，運用格蘭杰因果檢驗模型進行實證研究分析，得出廣西GDP經濟發展與銀行的存貸款余額增量兩者間存在相互影響的因果關系結論，從而提出根據金融部門角度推動經濟發展，可以采取擴大對金融部門資金支持、關注調節存貸款結構、防治風險增加、增加金融效力等措施。

關鍵詞：廣西;銀行業存貸款增量;經濟增長

一、前言

存貸款量作為銀行業的主要業務，給社會經濟發展帶來巨大動力，因此銀行業優化自身存貸款結構也應該成為供給側結構性改革之一。優化存貸款結構有利于銀行業增加公用事業供給，減少無用事業供給，合理配置儲蓄信貸資源。在結構性供給改革的背景下，我國銀行業存貸結構、經營模式、管理方式將面臨新的機遇和挑戰。

作為金融供給側結構性改革重要標志的銀行業質量關系到經濟運行好壞，能直觀反映我國經濟增長能力的強弱程度。然而眾多目前學界對銀行存貸款余額對經濟發展方面研究還尚未形成系統的理論，主要從理論基礎和實證方面進行闡述。如熊紅鐵，張先峰（2006）通過分析，得出GDP與廣義貨幣存在單向聯系;楊紹孫（2009）通過分析，得出存貸款量對經濟發展存在正向相關性。以上文獻闡述中得出金融結構變化與調整對經濟發展有著明顯促進作用，同時經濟發展又推動金融業結構完善。用格蘭杰因果檢驗模型對二者關系進行進一步研究分析，該檢驗采用了廣西銀行業的存貸款增量及GDP經濟增長的數據。

二、研究方法

1.數據及模型描述

本文以廣西銀行存貸款余額與廣西GDP增長率的時間序列季度數據作為研究對象，樣本區間為2012年3月至2019年9月，數據均來自《廣西統計年鑒》和《中國人民銀行南寧中心支行金融數據》（原始數據見表1）。

本文借鑒國內外較常用的檢驗了格蘭杰與廣西銀行業存貸款余額和經濟增長的因果關系。該檢驗首先能直觀反映所采用的數據具有平穩性，若數據不平穩則可能出現虛假回歸問題;其次該檢驗可以區分正向與負向影響因果影響，對筆者得出文章結果更為簡便、直白。本文使用單一整合、統一方法可以測試變量之間的長期平衡，在糾錯模型中建立經濟變量鏈接，并合理地使用格蘭杰因果關系測試。

格蘭杰因果關系測試模型：

2.變量說明

變量參數Y是指廣西的季度GDP，用該指標衡量廣西的經濟增長和發展水平;可變參數X1是指廣西銀行年度存款余額，是指本行截至指定日期的存款總額，包括公司活期存款、定期存款、存放其他銀行存款和存放中央銀行存款等;可變參數X2是指廣西銀行的年度貸款余額，即借款人在指定日期尚未歸還貸款人的貸款總額。未償余額等于貸款總額減去已償還的銀行貸款;可變參數X3是指銀行機構增量存貸款（英文簡稱ICD），是變量參數X1存款余額與變量參數X2貸款余額總和，以每季度存貸款量的增長為研究。

根據計量經濟學理論知變量參數間可進行回歸分析，運用專業計量回歸軟件stata通過輸入變量參數運行得到模型。建立模型前要選定自可變參數和因可變參數，本文將可變參數X1、X2、X3作為自變量，可變參數Y作為被因變量，數據模型會根據自變量和被因變量選擇的不同而不同。

在對模型進行回歸檢驗前，作者提出了兩條假設。假設1：廣西經濟發展對銀行存貸款余額具有上升趨勢線性關系。假設2：銀行存貸款增長對廣西經濟發展呈現良好促進作用。

通過對數據模型回歸、作圖得出經濟現狀為：銀行存貸款余額增量與經濟增長呈線性相關，并表現出逐年上升趨勢，增速也是逐年加快，以2019年為基礎近兩年存貸款余額對經濟增長影響相對穩定、變動幅度小。

三、模型穩健性分析

1.單位根檢驗

根據Granger因果檢驗模型，因果檢驗只能在證明隨機變量是一個永久序列后進行。因此，首先對研究參數進行單位根檢驗。

（1）由上表可知，GDP趨勢的統計檢驗為-2.678，明顯高于10%的臨界值，因此，原假設不成立，即單位周期序列存在非平穩性，同樣，轉移GDP項目的統計數據和隨機T檢驗序列均顯著高于10%的臨界值。

（2）存款余額和貸款余額趨勢元素檢驗的T統計量分別為-3.306和-3.325。雖然結果低于10%顯著性水平的臨界值，但大于1%和5%顯著性水平的臨界值，因此結論并不否定原來存在根單位的假設，根單位不是平穩的。存款余額、貸款余額和隨機序列證明的結果T統計量都比顯著性水平為10%臨界值大。

（3）ICD趨勢元素檢驗的T統計量為-2.876，大于10%顯著性水平的臨界值，故不否定原假設，即序列中存在單位根，且不是平穩的。同樣，ICD趨勢元素和隨機序列的T統計量大于10%顯著性水平的臨界值。

在上述情況下，在Lagged differences的選項改為ADF檢驗滯后一階，檢驗結果如下：

根據表3可以看出，GDP趨勢項檢驗T的統計量為-6.293、存款余額趨勢項檢驗T的統計量為-5.234、貸款余額趨勢項檢驗T的統計量為-5.264，ICD趨勢項檢測T的統計量為-6.357，均小于臨界值1%。因此，原假設被否定，一階差分被認為是穩定的，因此它是一階的單序列。同理GDP、存款余額、貸款余額、ICD漂移項和序列隨機檢驗T統計量都小于各自1%的臨界值，拒絕原假設，一階差分平穩。

2.異方差檢驗和修正

異方差性，收集多項不同的樣本點，整合數據中的因變量并作出比較，找出不同之處，根據不同的隨機干擾項之間進行比較。得到檢驗的異方差，結論為隨機干擾項的變動與因變量觀測值之間具有相關性。

為了考察銀行業存款余額和貸款余額對廣西生產總值增量的影響，可使用如下雙對數模型：

從模型的正態最小二乘回歸得到的方差e^2和lnX1片段表明，可能存在漸進的異質性。

普通回歸模型的殘余平方元素e^2和lnX2的三點圖表，可能存著遞增型異方差。

再進一步的統計檢驗。采用B-P檢驗。

將原模型普通最小二乘估計的殘差e平方后關于lnX1做回歸：

5%的顯著是自由度（1，26）F分布的臨界值F0.05=4.22，和自由度為1時的自由度（1，26）F分布的臨界值χ^20.05=3.84。因此，在5%的顯著水平上，拒絕原模型具有相同隨機干擾變化的假設。

將原模型普通最小二乘估計的殘差e平方后關于lnX2回歸：

5%的顯著水平是自由度（1，26）F分布的臨界值F0.05=4.22，和自由度為1時的自由度（1，26）F分布的臨界值χ^20.05=3.84。因此，在5%的顯著水平上，拒絕原模型具有相同隨機干擾變化的假設。

結論：由于模型異方差性拒絕原假設，則說明模型不存在異方差性。存款余額和貸款余額都對廣西生產總值增量有影響，但從F統計量、LM統計量的值觀察得出存款余額X1影響力度更大些。

四、實證結果分析

構建合理回歸模型：Y=4081.906+0.4393X1+0.1464X2

1.對數據進行回歸觀察得出經濟意義檢驗：當截距項4081.906表示當存款余額和貸款余額為0時廣西生產總值增量，這個數據沒有實際意義;斜率項0.4393表示存款余額與生產總值增量正相關，0.1464表示貸款余額與生產總值增量正相關，當存款余額每上升1億元，會引起廣西生產總值增加0.4393億元;當貸款余額每上升1億元，會引起廣西生產總值增加0.1464億元。根據上述經濟意義檢驗得知：銀行存款余額對廣西經濟發展的影響大于銀行貸款余額對廣西經濟發展的影響。

2.統計檢驗：對解釋變量進行回歸后系數仍大于0，因此檢驗通過;

3.產生的經濟意義：從經濟檢驗、統計檢驗可知，廣西銀行業存貸款余額增量與其廣西地區經濟增長均有帶動作用。

構建合理回歸模型：X3=-13080.55+3.3648Y

4.對數據進行回歸觀察得出經濟意義檢驗：當截距項-13080.55表示當廣西生產總值增量為0時存款余額和貸款余額，這個數據沒有實際意義;斜率項3.3648表示存貸款余額與生產總值增量正相關，當廣西總產值每上升1億元，會引起銀行存貸款余額增加3.3648億元。

5.統計檢驗：對解釋變量進行回歸后系數仍大于0，因此檢驗通過;

6.產生的經濟意義：從經濟檢驗、統計檢驗可知，廣西地區經濟增長對廣西銀行業存貸款余額增量增長有促進作用。

五、結論

在金融供給側結構性改革背景下，廣西銀行業不斷堅持服務廣西經濟發展理念，始終圍繞自治區發展戰略和政策，持續發揮資金杠桿作用，支持廣西經濟高速發展。

本文通過研究存貸款增量與廣西經濟發展總量之間的關系，舉出廣西實例更能有力地證實了兩者緊密的聯系。經過一系列檢驗，可以發現廣西GDP經濟發展與銀行存貸款增量互為因果關系，即銀行存款和貸款余額數量的增加助推了廣西的GDP經濟發展，而廣西GDP經濟增長拉動了銀行存款和貸款余額數量的增長。

所列出的數據分析得出廣西經濟發展不平穩波動幅度大，但總體趨勢呈現上升狀態，這也給我們一個啟示：增加中央銀行調控力度，能夠促進經濟更快更平穩的發展。貨幣政策在實體經濟中的作用也越來越突出，充分證實了廣西貨幣政策對宏觀經濟調控的有效性，說明通過增加銀行信貸渠道供給對經濟增長的促進作用。

綜上所述，金融供給側結構性改革應該杜絕單一方向發展，要做到多樣性、全面性、合理性戰略實施計劃，從而在完善的金融體系下支持蓬勃經濟發展，反過來經濟高速發展對完善金融體系也起到促進作用。

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