甘肃省区域金融发展与经济增长关系的实证分析
时间：2020-12-23 08:04:21 来源：柠檬阅读网 本文已影响 人 
(宁夏大学 经济管理学院，宁夏 银川 750021)
摘 要：以甘肃省为例，选取1978～2005年间的人均地区生产总值和金融机构存贷款余额为样本，对甘肃省金融发展与经济增长进行了实证分析，并运用Granger因果关系检验，结果表明：甘肃金融体系与经济增长之间具有明显的相互制约作用。
关键词：金融发展；
不发达地区；
Granger因果检验
中图分类号：F019.3（243） 文献标识码：A 文章编号：1007—6921(2008)13—0012—03
对金融发展与经济增长关系的研究已有大量成果，但从国内学者的研究来看，对国家层面的金融发展与经济增长关系的研究较多，而对西部不发达地区金融发展与经济增长关系的关注较少。由于我国区域间金融与经济发展差距较大，对金融与经济关系在国家层面成立的结论，在省级层面未必一定成立。我国学者谈儒勇（1999）发现我国金融中介的发展与经济增长之间有显著的正相关关系。韩廷春(2002)发现我国金融发展对经济增长有负面影响冉光和等(2006)研究表明，西部地区具有金融发展引导经济增长的单向长期因果关系，而无明显的短期因果关系；
东部地区具有明显的双向长期关系和双向短期关系。张强春(2002)研究了重庆的金融发展与经济增长关系，认为重庆的经济与金融呈现单向的因果关系，重庆的金融发展遵循的是“需求引导型”的发展路径，而金融发展不是重庆经济发展的原因。
基于以上文献综述可见，国内学者对我国金融发展与经济增长关系的看法有较大的分歧。所以，本文利用甘肃1978～2005年间的数据，探究甘肃金融发展与经济增长之间的关系，希冀能为当地政府部门在经济发展中，科学认识金融发展与经济增长之间的关系提供理论依据。
1 西部不发达地区金融发展和经济增长关系的实证分析
1.1 指标的选择和数据来源
为了实证研究不发达地区金融发展与经济增长之间的关系，考虑到数据的可得性，根据现有研究成果，认为最能充分反映一国或地区的综合经济发展能力的指标就是人均地区生产总值，因此本文选择人均地区生产总值（Yt）作为衡量经济增长的指标；
选用金融机构的存贷款余额（Xt）表示甘肃省金融发展水平。就金融机构存贷款余额和人均地区生产总质量个指标进行实证分析。原始数据来源于《新中国五十五年统计资料汇编》，所有计量分析都是利用Eviews5.0 完成的。
1.2 甘肃省金融相关比率的描述统计分析
根据戈德史密斯(1968)提出衡量一国金融结构和金融发展水平的存量和流量指标——金融相关比率即“某一时点上现存金融资产总额（含重复计算部分）与国民财富的比值”，戈德史密斯将其简化为全部金融机构存、贷款余额与之比，以衡量一国的经济金融化程度。下文将采用戈德史密斯的指标来衡量甘肃省经济金融化的程度。
金融相关比率从1978年的0.938上升到2005年的2.779 4，受到国家宏观调控政策的影响，近年来甘肃FIR出现下降（2004和2005年），但是FIR在改革开放的20多年来在总体是上升趋势，上升的幅度也较大，表明甘肃省和全国一样，改革开放以来，金融深化的速度很快（见图1）。
1.3 单位根检验
利用时间序列数据建立了各地金融发展和经济增长的回归方程，时间序列回归原理告诉我们，时间序列平稳性是构造经典回归模型、时间序列模型、向量自回归模型、面板数据模型的基础，直接关系到模型的有效性。如果以非平稳时间序列进行回归，即使得到的t、F、R2等统计量指标正常，模型系数显著、拟合较好，也不能保证分析、检验和预测结果是有效的，用不平稳的时间序列数据建立的回归方程可能存在“伪回归”。为了检验回归方程的效果，必须对数据的平稳性进行检验。届验单位根最常用的方法是Dickey-Fuller Test和Augmented-Dickey-Fuller Test，简称DF检验、ADF检验，我们ADF检验法检验人均GDP和金融机构存贷款余额的平稳性，ADF检验三个方程为：
结果表明，人均地区GDP（Yt）和存贷款余额（Xt）都不是平稳序列，经二阶差分运算，人均地区GDP（Yt）和存贷款余额（Xt）都是平稳序列，它们都是二阶单整的， 以Yt、Xt为变量的回归方程可能有意义，可能排除了“伪回归”（见表1）。
注：第二列括号中的表示有常数项，表示带有趋势项，表示滞后阶数，0
表示不带有常数项和趋势；
滞后期选择的标准采用AIC和SC准则。
1.4 计量模型的建立和估计
借鉴许多学者的研究成果，构建甘肃省金融发展与经济增长的线性模型：
Yt＝α＋βXt+εt
为年的甘肃省人均地区生产总值，为年甘肃省存贷款余额，运用Eviews5.0估计模为：
Yt＝439.654711+1.279297Xt （4）
t 9.263 48.873
p 0.000 0.000
t检验表明系数β十分显著，拟合优度系数R2表明模型拟合度相当好，但是DW检验没有通过，表明随机项εt存在自相关，运用Correlogram of residuals检验，发现该模型的确存在一阶自相关。
为了消除自相关，提高模型的精确度，本文运用一阶自回归AR(1)模型来消除自相关。因此，对模型：
Yt＝α+βXt+AR(1)+εt
进行回归，得出如下结果：
Yt＝459.0848179+1.269956354Xt
+0.4439876624AR(1) （5）
t 5.584 30.144 2.4000
p 0.000 0.0000 0.0249
DW的值在2左右，说明模型不存在自相关了。可见，一阶自回归模型有效地消除了自相关，且拟合优度系数也有所提高，各个检验表明该简单模型的很好的说明了金融发展和经济增长之间的关系，即存贷款每增加1亿元，人均地区生产总值增加1.27亿元，这是一个很大的增长效应。
1.5 协整检验
协整检验可以说明变量之间是否具有长期稳定的关系，如果通过协整检验的时间序列，就可说明变量之间具有长期稳定的均衡关系。为了检验Yt、Xt之间的协整关系，本文运用Engle——Granger两步检验法，其基本思想是如果变量Yt和Xt为两个同阶单整时间序列，第一步建立长期均衡回归模型（见模型5），第二步检验残差的平稳性，若为平稳序列，则说明变量间存在协整关系。表2是残差项的单位根检验，检验的方程不包含常数项和时间趋势，且没有滞后期，这说明残差项是0阶单整的，即平稳序列，表明Yt与Xt之间存在长期稳定的关系，它们之间具有协整关系。以Yt为应变量，以Xt为自变量的回归方程不仅
具有理论意义而且具有实际的经济学意义。甘肃省的人均GDP与金融机构的存贷款余额之间具有长期稳定的均衡关系，经济增长和金融发展之间的相关关系得到了实证检验。
注：第二列括号中的表示有常数项，表示带有趋势项，表示滞后阶数，0表示不带有常数项和趋势；
滞后期选择的标准采用AIC和SC准则。
1.6 格兰杰因果关系检验
协整检验结果证明， 甘肃省的金融发展与经济增长之间存在高度相关关系，并且具有长期稳定的均衡关系。然而协整方程只是反映各变量之间的长期稳定关系，但并不能说明应变量与自变量之间是否构成因果关系。为了研究甘肃省金融发展和经济增长的因果关系，我们利用恩格尔（Engle）和格兰杰（Granger）提出的因果关系检验法。Eviews5.0计算的是如下的双变量关系：
yt=α0+α1yt－1+LL+αkyt-k+β1xt－1+LL+βkxt－k
xt=α0+α1xt－1+LL+αkyt-k+β1yt－1+LL+βkyt－k
格兰杰因果关系检验对滞后期特别敏感，不同的滞后期会引起变量之间不同的因果关系，因此本文在选择滞后期时，从最小的滞后1期到最大的滞后6期，发现不论如何选择滞后期，存贷款余额不是人均地区GDP的原因都被拒绝，而人均地区GDP不是存贷款余额的原因在滞后1、2、3、4期时都被接受，而在滞后5、6期时都被接受，本文只给出滞后6期的检验结果，如表3所示：
2 结论分析
基于以上的实证研究结果，本文得出以下结论：
2.1 甘肃省的金融发展水平与地区经济发展存在显著的正向相关关系
甘肃地区的人均地区生产总值与存贷款总额之间具有正向的相关关系。金融发展的自身也具有相应的相关关系，金融相关比率也是随着经济发展水平的增长而不断提高的。单位根检验表明变量Yt和Xt二阶差分后平稳，在此基础上建立了简单的一元线性回归模型，回归检验结果显示，甘肃省金融发展对经济增长的影响十分显著。协整检验表明甘肃省的金融发展和经济增长之间有长期稳定关系，要保持甘肃省经济的持续发展，就必须健全金融制度，提高金融效率。
2.2 格兰杰因果关系检验显示，甘肃省的金融发展成为促进经济发展的原因，即经济发展与金融发展的因果关系上，得出与前人研究结果差异较大的结论
在相对应的统计检验水平要求下，金融发展能够更好的成为经济发展的原因是符合甘肃省的发展实际的。首先，对于甘肃省来说，金融对经济发展的作用无疑是强大的。而造成金融资产对经济发展推动作用的关键原因就在于存在不发达地区的经济发展需要大量的资本推动。可以说甘肃省的经济发展还是比较落后，需要大规模资本投资来推动各项基础项目的建设，为经济发展提供硬件和软件。因此，甘肃省的金融发展是经济发展的推动力。但是经济发展对金融发展也起推动和深化的作用，因为本文实证分析中在滞后4期后接受经济发展是金融发展的原因的假设。
综合以上的分析，本文认为甘肃省区域金融发展和经济增长的历史告诉我们，金融发展促进经济发展的作用十分显著，而经济对金融的影响不是单一的，且滞后期较长。加快甘肃经济发展，不能简单的推进金融的发展，区域金融发展也依赖其他许多条件，同时应该考虑实施相关的区域金融政策来保证甘肃省金融发展与经济增长之间的良性互动。
［参考文献］
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［2］ 韩廷春.金融发展与经济增长：经验模型与政策分析［J］.世界经济，2001，（6）：3-10.
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