沈浩鵬,李程

（1.天津財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津300322；2.天津工業(yè)大學(xué)，天津300387；3.對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)博士后流動(dòng)站，北京100029）

0 引言

金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中被長期關(guān)注的課題，產(chǎn)生了很多觀點(diǎn)。主流的觀點(diǎn)是金融發(fā)展能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[1,2]，認(rèn)為金融發(fā)展能夠通過分散風(fēng)險(xiǎn)、動(dòng)員儲(chǔ)蓄、處理信息、增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)成果共享等方面有利于經(jīng)濟(jì)增長。從實(shí)證角度來看，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展的因果關(guān)系和協(xié)整分析，在很多文獻(xiàn)中均有大量的實(shí)證研究。有些學(xué)者證明了區(qū)域金融發(fā)展與區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的正向關(guān)系[3],有些學(xué)者研究了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域特征，認(rèn)為我國不同區(qū)域的金融發(fā)展對(duì)自身經(jīng)濟(jì)增長的作用有所不同[4,5]，同時(shí)金融發(fā)展隨經(jīng)濟(jì)增長表現(xiàn)出明顯的趨同性[6]。有些學(xué)者則研究了區(qū)域金融協(xié)同問題，認(rèn)為京津冀區(qū)域整體發(fā)展動(dòng)力不足、金融集聚程度較低[7,8]，因此，應(yīng)該充分發(fā)揮三地的比較優(yōu)勢，協(xié)調(diào)京津冀金融業(yè)的發(fā)展[9,10]，實(shí)現(xiàn)金融一體化發(fā)展[11]，同時(shí)通過金融業(yè)的集聚對(duì)京津冀區(qū)域的發(fā)展起拉動(dòng)作用[12]?；趪鴥?nèi)外的研究，本文對(duì)京津冀地區(qū)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間互相影響的作用機(jī)制進(jìn)行詳細(xì)地剖析，并嘗試刻畫這種影響隨著發(fā)展階段變化的時(shí)變特征，為更為深入地認(rèn)識(shí)三地之間金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響提供實(shí)證依據(jù)。

1 指標(biāo)設(shè)定和方法選擇

1.1 變量選取和數(shù)據(jù)來源

為進(jìn)一步論證京津冀地區(qū)經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展之間是否存在如主流經(jīng)濟(jì)學(xué)家所認(rèn)為的良性互動(dòng)關(guān)系，選取合適的經(jīng)濟(jì)和金融變量，采用年度數(shù)據(jù)作為所選樣本數(shù)據(jù)，來論證該區(qū)域金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。

樣本選擇金融機(jī)構(gòu)存貸款總量finance用來衡量金融發(fā)展水平，而GDP（國內(nèi)生產(chǎn)總值）作為反映經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，樣本數(shù)據(jù)來自1979-2016年間京津冀地區(qū)經(jīng)濟(jì)與金融的相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和wind網(wǎng)站。

圖1 京津冀GDP和金融發(fā)展變化趨勢圖

圖1描述了北京、天津和河北省的GDP和金融發(fā)展變量的變化趨勢，為了剔除價(jià)格的影響，對(duì)有所變量用三個(gè)地區(qū)的CPI進(jìn)行了平減，得到相應(yīng)的實(shí)際值。同時(shí)，為了消除異方差性，對(duì)所有變量都取了對(duì)數(shù)。其中，BFINACE、HFINANCE和TFINANCE分別表示北京、河北和天津的金融發(fā)展水平，BGDP、HGDP和TGDP表示三地的生產(chǎn)總值。從圖1中可以看出，各個(gè)變量的變化趨勢具有高度一致性，說明三地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展是密切相關(guān)的。

1.2 計(jì)量方法選擇

為了刻畫出三個(gè)地區(qū)各個(gè)變量之間的關(guān)系，以發(fā)現(xiàn)相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)規(guī)律，本文擬采用多種計(jì)量手段。

首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)檢驗(yàn)，如果數(shù)據(jù)平穩(wěn)，可以直接采用Granger因果檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)金融發(fā)展變量和經(jīng)濟(jì)增長變量之間是否存在因果關(guān)系；如果數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差分后進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，再采用Granger因果檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)。其次，為了捕捉金融發(fā)展對(duì)各地區(qū)GDP影響的時(shí)變特征，本文引入時(shí)變參數(shù)模型，刻畫不同時(shí)間金融發(fā)展對(duì)GDP的拉動(dòng)作用。最后，本文不僅研究京津冀金融發(fā)展對(duì)本地區(qū)GDP增長的影響，而且研究三個(gè)地區(qū)之間金融發(fā)展和GDP的互動(dòng)關(guān)系，研究京津冀一體化背景下金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的互相影響。本文分析借助Eviews9軟件完成。

2 京津冀地區(qū)金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響

2.1 數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

如圖1所示，描述性統(tǒng)計(jì)可以發(fā)現(xiàn)京津冀地區(qū)GDP和金融發(fā)展變量可能存在長期的穩(wěn)定協(xié)整關(guān)系，應(yīng)該先進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

使用ADF檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否具有平穩(wěn)性（即不存在單位根），若數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，就可以直接對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，以確定因果關(guān)系；若數(shù)據(jù)不平穩(wěn)，此時(shí)可以對(duì)數(shù)據(jù)差分項(xiàng)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)差分項(xiàng)是否平穩(wěn)，若協(xié)整階數(shù)一致，則數(shù)據(jù)間可能存在協(xié)整關(guān)系，所謂的協(xié)整關(guān)系是指變量之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。單位根檢驗(yàn)如表1所示。

表1 對(duì)各變量的單位根檢驗(yàn)

通過ADF檢驗(yàn)可知，各個(gè)變量均不平穩(wěn)，而其一階差分項(xiàng)卻是平穩(wěn)的，符合一階單整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系時(shí)采用Johanson極大似然協(xié)整法來測定協(xié)整關(guān)系，相比較E-G兩步法，Johanson極大似然協(xié)整法的誤差更小，并且可以測定兩個(gè)以上變量的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 京津冀地區(qū)1979—2016年各變量的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由Jonhanson檢驗(yàn)可知，六個(gè)變量之間存在著協(xié)整關(guān)系，可以對(duì)他們進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)以確定他們之間的因果關(guān)系。

2.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 京津冀地區(qū)1979—2016年金融發(fā)展和GDP的格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

表3的檢驗(yàn)結(jié)果表明，京津冀地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展均存在長期的單向因果關(guān)系。其中，北京和河北省的GDP增長是金融發(fā)展的格蘭杰原因，但這兩個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展卻不是其GDP增長的原因，而天津則相反，金融發(fā)展是天津GDP增長的格蘭杰原因。

2.4 金融發(fā)展與GDP關(guān)系的時(shí)變參數(shù)模型

上文檢驗(yàn)了各個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系，協(xié)整關(guān)系刻畫的是變量之間長期的穩(wěn)定關(guān)系，但反映不出我國30多年以來經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化對(duì)變量之間關(guān)系的影響，因此，本文引入狀態(tài)空間模型，運(yùn)用時(shí)變參數(shù)的方法來研究各地區(qū)金融發(fā)展與GDP反應(yīng)彈性的變化。

模型設(shè)定如下。

量測方程：

狀態(tài)方程：

由于各個(gè)地區(qū)的存款和貸款余額是累積值，本期值和上一期的值是密切相關(guān)的，因此假定GDP的金融發(fā)展彈性αt滿足AR(1)過程。

通過卡爾曼濾波的估算，得到三個(gè)地區(qū)的量測方程和狀態(tài)方程如下。

2.4.1 北京的彈性估計(jì)

量測方程：

狀態(tài)方程：αt為北京GDP的金融發(fā)展彈性的變化，其變化趨勢圖如圖2所示。

圖2 北京GDP對(duì)金融發(fā)展的彈性變化趨勢

2.4.2 天津的彈性估計(jì)

量測方程：

狀態(tài)方程：

γt為天津GDP的金融發(fā)展彈性的變化，其變化趨勢圖如圖3所示。

圖3 天津GDP對(duì)金融發(fā)展的彈性變化趨勢

2.4.3 河北省的彈性估計(jì)

量測方程：

狀態(tài)方程：

θt為河北省GDP的金融發(fā)展彈性的變化，其變化趨勢圖如圖4所示。

圖4 河北省GDP對(duì)金融發(fā)展的彈性變化趨勢

綜合來看，比較三個(gè)地區(qū)GDP對(duì)金融發(fā)展的彈性，可以發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對(duì)三個(gè)地區(qū)的不同影響。從彈性大小來看，金融發(fā)展在北京和天津?qū)DP的影響比較大，河北的影響相對(duì)較小。從彈性的變化趨勢來看，北京的趨勢是在波動(dòng)中先下降后上升，后又趨于下降，目前呈現(xiàn)平穩(wěn)上升態(tài)勢；天津的趨勢是波動(dòng)中先下降，而后又趨于上升；河北的趨勢是波動(dòng)中上升后又趨于下降。從彈性大小來看，天津的彈性大小要明顯高于北京和河北，尤其是北京的彈性在三個(gè)地區(qū)中是相對(duì)較低的。這個(gè)結(jié)果和上文的格蘭杰因果檢驗(yàn)有相合之處，北京和河北的金融發(fā)展都不是GDP增長的格蘭杰原因，而天津則是格蘭杰原因，說明至少數(shù)據(jù)角度上金融發(fā)展是推動(dòng)天津市GDP增長的，而在北京和河北并不明顯。時(shí)變參數(shù)模型也顯示出北京的彈性值比較小，而河北近些年以來金融發(fā)展對(duì)GDP的影響在下降，說明這兩個(gè)地區(qū)金融對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用有待提高，尤其是北京作為金融中心城市，集中了大量的金融優(yōu)質(zhì)資源，應(yīng)該引導(dǎo)這些資源向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)流動(dòng)，支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而避免在金融領(lǐng)域內(nèi)空轉(zhuǎn)。

3 京津冀地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系

3.1 計(jì)量模型選取

為了探討各個(gè)地區(qū)之間金融和實(shí)體經(jīng)濟(jì)相互作用的關(guān)系，本文利用向量自回歸（VAR）模型中的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析京津冀金融發(fā)展的相互影響。上文已經(jīng)證明了各個(gè)變量之間具有協(xié)整關(guān)系，因此可以構(gòu)建VAR模型來檢驗(yàn)各個(gè)變量的相互影響。

3.2 模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

VAR模型的構(gòu)建應(yīng)該先檢驗(yàn)平穩(wěn)性，如圖5所示。

圖5 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

圖5顯示，單位根都在圓內(nèi)，說明模型是平穩(wěn)的，可以做脈沖檢驗(yàn)。

3.3 滯后階數(shù)確定

檢驗(yàn)平穩(wěn)性后，對(duì)滯后階數(shù)進(jìn)行確定，見表4。

表4 最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

依據(jù)AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，最佳滯后期為1期。

3.4 脈沖檢驗(yàn)

為了考察金融發(fā)展對(duì)各個(gè)地區(qū)GDP的影響，運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)行研究，選擇沖擊時(shí)間為10期。圖6顯示出北京、天津和河北省GDP對(duì)三個(gè)地區(qū)金融發(fā)展的響應(yīng)函數(shù)，除去本地區(qū)金融發(fā)展的影響，北京GDP增長最開始受天津金融發(fā)展的影響比較大，但后期主要受河北的影響；相對(duì)北京的影響而言，河北GDP增長則更多受到天津金融發(fā)展的促進(jìn)；天津的GDP增長受到北京金融發(fā)展的促進(jìn)作用比自身金融發(fā)展的作用還要大。

圖6 京津冀地區(qū)1979—2016年GDP對(duì)金融發(fā)展的脈沖響應(yīng)函數(shù)

實(shí)證結(jié)果表明，京津冀地區(qū)的金融發(fā)展和GDP的相互影響非常明顯，說明金融發(fā)展在這三個(gè)地區(qū)是能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的。但運(yùn)用狀態(tài)空間的時(shí)變參數(shù)模型發(fā)現(xiàn)，三個(gè)地區(qū)金融發(fā)展的影響則有所不同。天津地區(qū)金融發(fā)展對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用越來越顯著，可能的原因是近些年天津?yàn)I海新區(qū)的成長以及自貿(mào)區(qū)的成立都使得金融發(fā)展有了用武之地，天津是以制造業(yè)為主的城市，金融發(fā)展對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的支持比較明顯。而北京的金融發(fā)展的促進(jìn)作用有下降趨勢，可能的原因在于北京虛擬經(jīng)濟(jì)很發(fā)達(dá)，大量的金融資源在金融系統(tǒng)內(nèi)自我循環(huán)，對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響有限。河北省金融發(fā)展的影響也略有下降，可能和金融資源外流有關(guān)，向天津和北京流動(dòng)，而沒有支持本省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

為了更好地觀察出三個(gè)地區(qū)互相影響的持續(xù)期，將沖擊期延長到20期，看一下相應(yīng)的沖擊結(jié)果，如圖7所示。

圖7 京津冀地區(qū)1979—2016年GDP對(duì)金融發(fā)展的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖7的結(jié)果比圖6更明顯，北京GDP更多地受到河北金融發(fā)展的影響，河北GDP更多受到天津金融發(fā)展影響，而天津GDP則在后期更多受到河北省金融發(fā)展的促進(jìn)作用。

運(yùn)用VAR模型研究三地互動(dòng)后，也支持了上文時(shí)變參數(shù)模型得出的結(jié)論。河北的金融資源對(duì)北京和天津的支持作用比較大，河北GDP則更多的受到天津金融資源的支持；北京的金融資源對(duì)各地區(qū)的輻射能力有限，進(jìn)一步證明了北京雖然是金融中心，但還沒有對(duì)京津冀地區(qū)的GDP增長形成強(qiáng)有力的促進(jìn)作用，更多在虛擬經(jīng)濟(jì)中自我循環(huán)；天津的GDP增長受到北京和河北金融資源的恩惠，而且在后期得到河北省的支持力度更大，說明天津和河北的相互影響較為突出。

4 結(jié)論

本文在國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，針對(duì)京津冀地區(qū)的經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展情況，對(duì)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展的相互關(guān)系進(jìn)行了數(shù)據(jù)檢驗(yàn)和實(shí)證分析。通過理論和實(shí)證分析，得出三點(diǎn)結(jié)論：（1）京津冀地區(qū)金融發(fā)展能夠有效促進(jìn)本地區(qū)和其他地區(qū)的GDP增長；（2）三個(gè)地區(qū)金融發(fā)展對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用有所不同，天津支持作用相對(duì)北京和河北省更顯著；（3）北京的金融輻射功能有待提高，天津和河北省的相互促進(jìn)作用更明顯。

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