劉園苡 涂文琪

摘 要：本文采用平穩(wěn)性和協(xié)整檢驗(yàn)，以及誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)、方差分解對(duì)四川省的金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。文章從總量和效率兩個(gè)方面檢驗(yàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。結(jié)果表明，四川金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。以總量為特征的指標(biāo)不僅難以促進(jìn)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，對(duì)地區(qū)總產(chǎn)值的變化不太敏感;以效率為特征的指標(biāo)，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互促進(jìn)，雖然影響系數(shù)不大，但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度逐年提高。

關(guān)鍵詞：金融總量;金融效率;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);VAR

一、實(shí)證分析

1.指標(biāo)的選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

（1）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（GRP）指標(biāo)的選取

最能反映一個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展能力的指標(biāo)是生產(chǎn)總值，因此，人們通常選取生產(chǎn)總值和人均生產(chǎn)總值反映經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，本文中選擇生產(chǎn)總值的環(huán)比指數(shù)（GRP）作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)。

（2）金融發(fā)展指標(biāo)的選取

①金融總量指標(biāo)（XGL）

學(xué)術(shù)界常采用金融貨幣化指標(biāo)和金融相關(guān)率反映金融發(fā)展水平。金融貨幣化指標(biāo)是由麥金農(nóng)1973年提出的，由M2/GDP計(jì)算得來(lái)的。而我國(guó)貨幣政策是由人民銀行統(tǒng)一制定和執(zhí)行的，研究不同區(qū)域M2意義不大加之無(wú)法取得四川地區(qū)的M2數(shù)據(jù)，所以選擇金融相關(guān)率作為衡量金融發(fā)展的指標(biāo)之一。

金融相關(guān)率（FIR）是戈德史密斯1968年提出的，即用“某一時(shí)點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國(guó)民財(cái)富的比值”衡量一國(guó)的經(jīng)濟(jì)金融化程度。FIR的計(jì)算有狹義和廣義之分，廣義FIR=金融資產(chǎn)/GDP，狹義FIR=存貸款年末余額/GDP。從以前的研究來(lái)看，人們多采用狹義FTR計(jì)算公式，考慮到數(shù)據(jù)可得性和模型的精確性，本文所采用的計(jì)算公式為：XGL=（金融機(jī)構(gòu)存貸款額+保費(fèi)收入+實(shí)際利用外資）/GDP。將此比值作為衡量金融總量（XGL）的指標(biāo)。

②金融效率指標(biāo)（XL）

金融相關(guān)率主要反映的是金融總量的變化，然而金融增長(zhǎng)并不意味著金融發(fā)展，所以在衡量金融發(fā)展水平的時(shí)候，除了要考慮金融總量的變化還要考慮到金融效率。對(duì)于衡量金融效率的指標(biāo)目前國(guó)內(nèi)沒(méi)有統(tǒng)一的指標(biāo)，本文選用XL=貸款余額/存款余額，即儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化率，作為來(lái)衡量金融效率（XL）的指標(biāo)。

（3）數(shù)據(jù)來(lái)源和處理

本文采用的數(shù)據(jù)均來(lái)源于1996年-2012年《四川省統(tǒng)計(jì)年鑒》。取得原始數(shù)據(jù)根據(jù)以上公式進(jìn)行計(jì)算后，得到文章中選取的三個(gè)指標(biāo)，GRP、XL、XGL。根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)原理，對(duì)GRP、XGL、XL分別取對(duì)數(shù)得到LNGRP、LNXGL、LNXL，可以剔除變量之間存在的異常關(guān)系，平滑時(shí)間序列消除異方差。

①單整檢驗(yàn)

采取Dickey和Fuller提出的增廣單位根（ADF）檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性，滯后階數(shù)均根據(jù)SIC原則自動(dòng)選取確定。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果（表1）可知，所有變量在5%的顯著水平下均接受原假設(shè)，存在單位根，即為非平穩(wěn)序列;各變量的一階差分序列在5%的顯著水平下均拒絕原假設(shè)，不存在單位根，均為平穩(wěn)時(shí)間序列，即3個(gè)序列均在一階差分后平穩(wěn)。

②協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正

通過(guò)ADF單位根檢驗(yàn)已知各序列均為一階單整序列，它們之間的線性組合有可能是協(xié)整的，可以通過(guò)協(xié)整分析進(jìn)一步檢驗(yàn)它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。本文采用Johansen檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，它是一種基于VAR模型的檢驗(yàn)多變量之間協(xié)整關(guān)系的一種很好的方法。同時(shí)，還可以在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系的基礎(chǔ)上建立誤差修正模型來(lái)進(jìn)一步研究序列的短期波動(dòng)與長(zhǎng)期均衡之間的關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)為VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)減1，VEC模型的最優(yōu)滯后階數(shù)等于VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，而基于VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)則根據(jù)AIC 和LR準(zhǔn)則確定。檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2：

統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果顯示，在5%顯著性水平下，拒絕沒(méi)有協(xié)整方程的原假設(shè)，接受最多一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，說(shuō)明存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即三個(gè)變量之間存在某種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系，因此可以對(duì)它們進(jìn)行OLS回歸分析得到協(xié)整方程：

LNGRP=4.6874+0.1108LNXL-0.0058LNXGL

（7.7321） （14.3662） （-2.8341）

■=0.6943（1）

對(duì)協(xié)整方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，協(xié)整關(guān)系穩(wěn)定。從回歸結(jié)果來(lái)看：調(diào)整后的擬合優(yōu)度較高，金融效率的彈性是正的，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并且很顯著;金融相關(guān)率的彈性是負(fù)值，抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，系數(shù)不顯著，說(shuō)明對(duì)總產(chǎn)值變化不敏感。上述關(guān)系式說(shuō)明了，金融效率的增加對(duì)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有推動(dòng)作用，但是推動(dòng)力不大，金融總量的增加對(duì)四川省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有推動(dòng)作用，反而抑制經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，抑制效果不是很明顯。

從長(zhǎng)期來(lái)看，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有影響但是影響力度不大。為了進(jìn)一步驗(yàn)證金融效率和金融總量在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，可根據(jù)（1）式建立誤差修正模型，最優(yōu)滯后階數(shù)則根據(jù)AIC 和LR準(zhǔn)則確定。

D（LNGRP）=-0.5582ECM+0.0656D（LNXL（-1））-0.0247D（LNXGL（-1））

（0.11105） （0.11105）（0.82752）

[-4.28600][-0.88709][1.58476]

-0.1996D（LNGRP（-1））+0.0550

（0.26847） （0.01279）（2）

[-2.13627] [4.30077]

從基于協(xié)整關(guān)系建立的ECM模型結(jié)果來(lái)看：各個(gè)差分項(xiàng)反映各變量的波動(dòng)，被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分：一是對(duì)于偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整，二是短期影響因素波動(dòng)引起的。從方程的結(jié)果來(lái)看，ECM項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，這說(shuō)明當(dāng)生產(chǎn)總值大于其長(zhǎng)期均衡時(shí)，會(huì)相反方向調(diào)整，當(dāng)生產(chǎn)總值小于其長(zhǎng)期均衡時(shí)，會(huì)像正方向調(diào)整。當(dāng)短期波動(dòng)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)偏離長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡狀態(tài)時(shí)，將以-0.5582的調(diào)整力度使非均衡狀態(tài)重新回到均衡狀態(tài)。在短期中，滯后一期的金融效率對(duì)總產(chǎn)值有正的影響，影響系數(shù)為0.0656，影響很顯著但是影響力度不大，滯后一期的金融總量對(duì)總產(chǎn)值有負(fù)的影響，影響系數(shù)為0.0247。

③格蘭杰因果檢驗(yàn)

從協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果中可知，金融總量和金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在均衡關(guān)系，金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是正向關(guān)系，金融總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，協(xié)整方程只能說(shuō)明三者之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系但并不能說(shuō)明它們?nèi)咧g是否存在因果關(guān)系。若需要知道它們之間的因果關(guān)系，進(jìn)一步對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。其結(jié)果見(jiàn)表3：

從金融相關(guān)率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在5%的顯著水平下接受原假設(shè)，即金融總量的增加與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在因果關(guān)系;從金融效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在5%的顯著水平拒絕原假設(shè)，即金融效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向的因果關(guān)系。

④方差分解

方差分解是通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。方差分解給出對(duì)VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每一個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性的信息。通過(guò)方差分解，可以更進(jìn)一步了解金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度。結(jié)果見(jiàn)表4，表5：

從表4的結(jié)果得到，金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度大于金融總量，并且金融效率的貢獻(xiàn)率呈一直上升的趨勢(shì)到觀察期期末達(dá)到最大值，與此相反，金融總量的貢獻(xiàn)率呈一直下降的趨勢(shì)。從表5的結(jié)果得到，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融效率的貢獻(xiàn)率比金融總量的貢獻(xiàn)率大，并且一直保持在較穩(wěn)定的狀態(tài)40%左右，金融總量對(duì)金融效率的貢獻(xiàn)率呈一直下降的趨勢(shì)。

二、結(jié)論與建議

1.本文利用四川省1996年到2012年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展的數(shù)據(jù)，運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，研究了四川省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。從實(shí)證結(jié)果來(lái)看，可以得出以下結(jié)論：

（1）從長(zhǎng)期來(lái)看，四川省的金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在均衡關(guān)系，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有影響。在短期內(nèi)，一旦短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡，誤差修正項(xiàng)將以0.5582的力度方向作用，將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

（2）從協(xié)整方程的結(jié)果來(lái)看，以總量為特征的指標(biāo)（金融相關(guān)率LNXGL）不僅難以促進(jìn)四川經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，可能是因?yàn)榻鹑诳偭康姆切史e累對(duì)投資產(chǎn)生了擠出效應(yīng)。而效率意義上的指標(biāo)（金融效率LNXL），對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有正的效應(yīng)。雖然，相較于東部地區(qū)，其影響系數(shù)不大，但通過(guò)方差分解可知，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)率逐年增加。因此，金融發(fā)展不能只注重量的增加更應(yīng)該注重效率的提高，僅僅只有總量的積累而沒(méi)有效率的提高反而會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

（3）通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融效率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在雙向因果關(guān)系，它們之間相互促進(jìn)，并且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)經(jīng)金融效率提高的貢獻(xiàn)率很穩(wěn)定;以總量為特征的指標(biāo)（金融相關(guān)率）和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間不存在因果關(guān)系。

2.基于以上實(shí)證結(jié)果，四川省在未來(lái)的經(jīng)濟(jì)和金融發(fā)展過(guò)程中：

（1）完善金融體系。和東部沿海地區(qū)相比，四川的金融市場(chǎng)不發(fā)達(dá)，體系不完善，機(jī)制不健全，開(kāi)放程度和競(jìng)爭(zhēng)程度較小。推動(dòng)資本市場(chǎng)健康發(fā)展，加大證券等直接融資方式在金融業(yè)中的比重，完善債券發(fā)行市場(chǎng)和交易機(jī)制。吸引外資銀行和股份制商業(yè)銀行來(lái)四川設(shè)立分支機(jī)構(gòu)，加大市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)度和開(kāi)放程度。

（2）提高金融體系效率。由以前關(guān)注金融總量的積累轉(zhuǎn)移到對(duì)金融系統(tǒng)運(yùn)行效率的關(guān)注，減少對(duì)銀行機(jī)構(gòu)的依賴，增強(qiáng)非銀行金融機(jī)構(gòu)的活力，保證非銀行金融機(jī)構(gòu)有效運(yùn)行，鼓勵(lì)符合相關(guān)條件的企業(yè)上市融資，降低融資成本。減少由于政策性限制和行業(yè)壁壘等原因所導(dǎo)致的資源配置扭曲，優(yōu)化投資渠道，提高投資效率，提升沉淀資本向有效投資轉(zhuǎn)化的速度，減少因金融總量過(guò)度積累引起的集中投資和無(wú)序投資。

（3）鼓勵(lì)創(chuàng)新，提高資源的有效配置。機(jī)構(gòu)的創(chuàng)新，發(fā)展地方金融彌補(bǔ)傳統(tǒng)機(jī)構(gòu)的不足;工具的創(chuàng)新，拓展金融業(yè)務(wù)范圍，提升自身的競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)地區(qū)金融的發(fā)展;制度的創(chuàng)新，是機(jī)構(gòu)和工具創(chuàng)新的保障。

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作者簡(jiǎn)介：劉園苡（1990.10- ），籍貫：湖北省黃岡市，漢族，中南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院西方經(jīng)濟(jì)學(xué)研究生