新時期區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究_基于廣西壯族自治區(qū)的

1、-45-新時期區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究基于廣西壯族自治區(qū)的實證分析岑樹田(廣西壯族自治區(qū)人民政府發(fā)展研究中心,廣西 南寧 530012摘 要:本文運用協(xié)整、格蘭杰因果檢驗和 VAR模型等對廣西金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了深層的實證研究,得出了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有緊密關(guān)系、廣西的金融發(fā)展能有效地促進經(jīng)濟增長但廣西的經(jīng)濟增長促進金融發(fā)展的效應(yīng)并不明顯的結(jié)論。關(guān)鍵詞:金融發(fā)展;經(jīng)濟增長;實證研究中圖分類號:F830.9文獻標識碼:A文章編號:1002-6452(20089-0045-04一、問題的提出2008年1月,廣西北部灣經(jīng)濟區(qū)發(fā)展規(guī)劃獲得國家批準,目前正在組織實施。在多區(qū)域合作

2、的新形勢下,中國東盟自由貿(mào)易區(qū)建設(shè)及其諸多的次區(qū)域合作日益升級,廣西“金融先行”的呼聲越來越高,構(gòu)建南寧區(qū)域性金融中心的條件也越來越成熟。廣西必須審時度勢、高瞻遠矚,避免“金融抑制”現(xiàn)象在廣西發(fā)生(即金融抑制對經(jīng)濟增長的阻礙作用。然而,要不斷推進金融深化、完善區(qū)域金融市場,首先必須對廣西區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系有一個全面、深刻的了解,因此,開展此項研究極具理論與現(xiàn)實意義。金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系問題的研究源于戈德史密斯和麥金農(nóng)與肖,戈德史密斯通過分析35 個最具代表性國家的金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展問題,得出了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有推動作用的統(tǒng)計結(jié)論?，F(xiàn)代經(jīng)濟中的許多分析,都證實了金融深化與經(jīng)濟增長

3、存在顯著正相關(guān)關(guān)系。在國內(nèi),對區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究也有不少,談儒勇(2000研究了中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相關(guān)性問題;周立、王子明(2002進行了中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證分析;張兵、胡俊偉(2003做了區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究等。但是,針對廣西的區(qū)域金融與其經(jīng)濟增長關(guān)系的研究相對較少。因此,對廣西區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究有待進一步深入。二、變量選取和數(shù)據(jù)來源通過選取1978-2006年的相關(guān)年度數(shù)據(jù),運用Eviews5.0計量經(jīng)濟軟件進行分析。地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平指標的選取:我們選取了廣西的人均地區(qū)生產(chǎn)總值環(huán)比增長指數(shù)作為衡量廣西經(jīng)濟發(fā)展水平的指標(按

4、可比價格計算,以上年為100,數(shù)據(jù)主要來自2007年的廣西統(tǒng)計年鑒。金融發(fā)展水平指標的選取:我們選用金融相關(guān)比率(FIR作為衡量廣西金融發(fā)展水平的指標。金融相關(guān)比率(FIR的計算,由于廣西區(qū)域金融的M2等數(shù)據(jù)缺失,采用通常的處理辦法,用各期期末金融機構(gòu)的存貸款額除以當期名義GDP來替代真實的金融相關(guān)比率(名義GDP各年數(shù)據(jù)主要來自2007年的廣西統(tǒng)計年鑒。我們對金融機構(gòu)的存貸款數(shù)據(jù)選取的口徑范圍是全社會金融機構(gòu)的年末存貸款余額。但由于1995年以前,廣西除國有銀行以外的其他商業(yè)銀行發(fā)展比較落后,并且部分數(shù)據(jù)存在不一致,比如,在中國金融年鑒中廣西全社會金融機構(gòu)的各期年末存貸款余額與新中國50年統(tǒng)

5、計資料匯編中的廣西國家銀行各期年末存貸款余額是一樣的,廣西廣 西 金 融 研 究Journal of Guangxi Financial Research2008年第9期(總426期No.9,2008General No.426收稿日期:2008-06-30作者簡介:岑樹田(1977-,男,廣西桂林人,經(jīng)濟師、經(jīng)濟學(xué)碩士,供職于廣西壯族自治區(qū)人民政府發(fā)展研究中心。統(tǒng)計年鑒中的有關(guān)數(shù)據(jù)與同一口徑的新中國50年統(tǒng)計資料匯編上的數(shù)據(jù)存在不一致等。所以,我們對數(shù)據(jù)進行了變通:1988年以前,全社會金融機構(gòu)的年末存貸款余額只包括人行和四大國有銀行;1989年后,還包括交通銀行、農(nóng)村信用社、信托投資機構(gòu)和

6、城市信用社;從1995年后,由于銀行信貸平衡表改為全社會金融機構(gòu)信貸平衡表,數(shù)據(jù)真正地變?yōu)槿鐣鹑跈C構(gòu)的年末存貸款余額。上述一些數(shù)據(jù)主要來自新中國50年統(tǒng)計資料匯編和相應(yīng)年份的廣西統(tǒng)計年鑒,1981年廣西的貸款數(shù)缺失,我們用前后兩年增長率的平均來推算。三、實證分析根據(jù)全部金融機構(gòu)各年末的存款總額和貸款總額,我們計算出全部金融機構(gòu)存貸款總額,然后根據(jù)公式:金融相關(guān)比率FIR=(存款總額+貸款總額/ GDP ,計算出FIR。為減少異方差,我們對人均GDP環(huán)比增長率(乘以100后及FIR(乘以100后取自然對數(shù),分別記lnGDP和lnFIR,經(jīng)處理后的數(shù)據(jù)如下表: 表1:1978-2006年廣西的

7、經(jīng)濟增長與金融發(fā)展指標(一進行單位根檢驗采用ADF辦法進行單位根檢驗,運用AIC準則確定最佳滯后階數(shù),根據(jù)原序列的時序圖、一階差分序列圖等確定檢驗的類型。檢驗結(jié)果如下: 表2:單位根的ADF檢驗表從結(jié)果可知:lnGDPI(1;lnFIRI(1。由于lnGDP與lnFIR均為1階單整,是非平穩(wěn)序列,我們不能用傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟學(xué)建模的結(jié)構(gòu)法進行回歸分析,而需要運用協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗以及向量自回歸模型等“數(shù)據(jù)驅(qū)動”方法進行分析與檢驗。(二進行協(xié)整檢驗為了分析廣西區(qū)域金融發(fā)展和經(jīng)濟發(fā)展之間是否存在長期的均衡關(guān)系,下面對lnHGDP和lnFIR進行協(xié)整分析。通過上表我們可知:lnGDPI(1; ln

8、FIRI(1,所以,其滿足協(xié)整檢驗前提。用Engel-Granger兩步法進行協(xié)調(diào)檢驗。第一,用OLS方法估計 lnGDP對 lnFIR的長期均衡方程(協(xié)整回歸,結(jié)果如下(方程下面括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量:LNGDP t=1.435081+1.041131*LNFIR t+U t(0.749838 (2.677256R2=0.209780 Adjusted R2=0.180513 F= 7.167690 DW=1.760631第二,采用ADF單位根檢驗第一步回歸的殘差項(serE的平穩(wěn)性,結(jié)果如下: 表3:serE 殘差的ADF單位根檢驗結(jié)果第三,由于在第一步的回歸中,常數(shù)項的t檢驗不顯著,去掉

9、常數(shù)項重新進行協(xié)調(diào)回歸,結(jié)果如下: LNGDP t=1.332231*LNFIR t+U t(59.18305R2= 0.193324 Adjusted R2= 0.193324 DW= 1.718834決定系數(shù)較小是由于方程中遺漏了一些重要的解釋變量所致,但這不影響我們的分析。殘差項的平穩(wěn)性檢驗如下: 表4:殘差的ADF單位根檢驗結(jié)果由此可知,殘差均通過10%、5%、1%三個水平的顯著性檢驗,是平穩(wěn)序列,因此,lnGDP和lnFIR通過協(xié)整檢驗,說明廣西的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間具有長期均衡關(guān)系。由于協(xié)整方程的變量都是對數(shù)形式,所以協(xié)整回歸方程的斜率實際意義是各地區(qū)人均 GDP對金融發(fā)展水平的

10、彈性系數(shù),從協(xié)整回歸方程可以看出,在長期均衡關(guān)系中,廣西廣西金融研究2008年第9期金融與經(jīng)濟-46-廣西金融研究2008年第9期金融與經(jīng)濟的金融相關(guān)比率每增加1%,實際人均GDP將增長1.332231%。(三建立誤差修正模型由于上面已經(jīng)證明了lnGDP與lnFIR之間存在協(xié)整的關(guān)系,故可建立誤差修正模型ECM,分析結(jié)果如下(方程下面括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量:LNGDP= -0.03044666636 + 1.223040281*LNFIR- 0.9107982762*E(-1(-0.251033 (0.769587 (-4.669413R2=0.483135 F= 11.68425 DW=1.

11、645754結(jié)果表明:由于LNFIR系數(shù)的t檢驗不顯著,我們不能確定其短期變動對LNGDP存在影響。但是,由于短期調(diào)整系數(shù)E(-1的系數(shù)是顯著的,表明每年實際發(fā)生的LNGDP與其長期均衡值的偏差中的91%(0.9107982762已被修正。(四廣西金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的格蘭杰(Grange因果關(guān)系檢驗上述協(xié)整檢驗結(jié)果告訴我們變量間存在長期的均衡關(guān)系, 但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系,哪個是因?哪個是果?還是互為因果?還是沒有因果?需要進一步驗證。運用Granger Causality Test,采用6個滯后期分別進行檢驗,結(jié)果如下: 表5:格蘭杰(Grange因果關(guān)系檢驗結(jié)果從上表我們可以看出,

12、在滯后1期至4期內(nèi), LnFIR在滯后1期和4期是 LnGDP格蘭杰原因,但LNDGDP一直不是LNDFIR格蘭杰原因;在滯后5期和6期,LnFIR既是 LnGDP格蘭杰原因, LnGDP也是LnFIR格蘭杰原因。這表明,在滯后1期或4期,廣西的金融發(fā)展是導(dǎo)致其經(jīng)濟發(fā)展的原因,經(jīng)濟發(fā)展并非是金融發(fā)展的原因;在滯后5期和6期,廣西的金融發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展互為因果關(guān)系。(五廣西區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的向量自回歸模型我們用滯后階數(shù)為2,對LnGDP和LnFIR進行向量自回歸模型的估計,結(jié)果如下(方程下面括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為t統(tǒng)計量:LNFIR=1.104*LNFIR(-1 - 0.168*LNFIR(-2

13、 - 0.007*LNGDP(-1 - 0.008*LNGDP(-2 + 0.435(5.29015 (-0.82425(-0.29270 (-0.31736 (1.66137 R2=0.934660 F= 78.67540 AIC=-2.165199 SC=-1.925229LNGDP=2.602*LNFIR(-1 - 2.031*LNFIR(-2 +0.176*LNGDP(-1 + 0.087*LNGDP(-2 + 2.023(1.67824 (-1.34451(0.93919 (0.47714 (1.04056R2=0.262785 F= 1.960508 AIC=1.845970 SC

14、=2.085940顯然,上述兩個方程中第一個方程的回歸效果較好,兩個方程的AIC和SC的數(shù)值較小。兩方程一些系數(shù)的t統(tǒng)計不顯著,可能是由于一個方程中有同樣變量的多個滯后值產(chǎn)生的多重共線性所導(dǎo)致的。從以上模型可以看出,廣西的金融發(fā)展主要受其本身的滯后一期的影響,受其本身滯后二期的影響相對一期而言較弱且為負;受LnGDP滯后一期和滯后二期的影響更弱且均為負。廣西的經(jīng)濟增長主要受LnFIR的滯后一期和二期的影響(一期為正,二期為負,受其本身滯后一期影響較弱,受其本身滯后二期的影響更弱。這說明廣西的經(jīng)濟增長主要受LnFIR的滯后一期,而LnGDP對金融發(fā)展的影響并不明顯,這與前面的格蘭杰因果檢驗的結(jié)果

15、相似。(六預(yù)測方差分解向量自回歸模型(VAR模型的方差分解是將系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的波動(K步預(yù)測方差按其成因分解為與各方程新息(Innovation相關(guān)聯(lián)的組成部分,從而了解各新息對模型內(nèi)生變量的相對重要性。下面給出了廣西金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的方差分解圖:-47-圖1:LnFIR與LnGDP的方差分解從上圖可以看出,在廣西金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系中,廣西的經(jīng)濟增長水平從第1期開始就受到自身波動和金融發(fā)展沖擊的影響,并且受金融發(fā)展的影響較強,在1-8期不斷遞增,之后一直保持預(yù)測方差在15%左右;金融發(fā)展的波動在第15期只受自身波動的影響,經(jīng)濟增長對金融發(fā)展波動的沖擊在第6期才開始顯現(xiàn),隨后一直

16、穩(wěn)定在預(yù)測方差的1%左右。由此可以看出,廣西金融發(fā)展水平的沖擊對經(jīng)濟增長變化的長期解釋能力遠大于廣西經(jīng)濟增長水平的沖擊對金融發(fā)展變化的解釋能力。四、結(jié) 論由于經(jīng)過單位根檢驗得出lnGDP與lnFIR均為1階單整,兩個序列為非平穩(wěn)序列,我們不能用傳統(tǒng)的計量經(jīng)濟學(xué)建模的結(jié)構(gòu)法進行分析,所以運用了協(xié)整分析、格蘭杰因果關(guān)系檢驗和 VAR回歸等非傳統(tǒng)計量方法描述19782006年廣西區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟增長的因果關(guān)系和互動關(guān)系。綜上所述,我們得出以下結(jié)論:第一,在短期內(nèi),廣西的金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因,但是廣西的經(jīng)濟增長并非是金融發(fā)展的格蘭杰原因,在滯后5期-6期,廣西金融發(fā)展與經(jīng)濟增長互為因果

17、關(guān)系。第二,在廣西金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系中,金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響遠遠大于經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的影響。第三,廣西金融發(fā)展沖擊對經(jīng)濟增長波動的解釋力遠大于經(jīng)濟增長沖擊對金融發(fā)展波動的解釋力。第四,根據(jù)協(xié)整方程,廣西的金融相關(guān)比率每增加1%,廣西的實際人均GDP將環(huán)比增長1.33%。第五,政策含義:從上面的一系列分析可以看出,一方面,廣西的經(jīng)濟增長促進金融發(fā)展的效應(yīng)并不明顯,說明廣西的金融發(fā)展并不是由于經(jīng)濟的增長直接推動發(fā)展,它是由其他因素推動發(fā)展的,進而可以說明廣西的金融發(fā)展可以不限于經(jīng)濟發(fā)展的水平,甚至可以超越經(jīng)濟的增長而先行發(fā)展;另一方面,廣西的經(jīng)濟增長卻是部分地由于金融的發(fā)展所推動,

18、廣西金融的發(fā)展可以有效地促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展。所以,廣西完全可以通過金融改革、政府積極推動或獲取中央政府的更多支持等辦法促進區(qū)域金融的發(fā)展,而不必受限于經(jīng)濟發(fā)展的特定水平,這與廣西當前“金融先行”的呼聲不謀而合,對廣西制定金融發(fā)展戰(zhàn)略與政策極具現(xiàn)實意義。參考文獻1 Chun Chang. The information requirement on financial system at different stages of economic development:the case of South Korea.NBER working paper,lst draft ,Sept.1999 ,reversion,Jan,2000.2 談儒