一、研究背景

理論界關(guān)于金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系有著不同的觀點(diǎn)，解決金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系對(duì)識(shí)別經(jīng)濟(jì)模型非常重要，而且對(duì)政策制定者設(shè)計(jì)有效的經(jīng)濟(jì)金融政策推動(dòng)增長(zhǎng)有著非同一般的意義。從歷年相關(guān)文獻(xiàn)看，國(guó)家層面的金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究結(jié)果占比居多，而對(duì)區(qū)域金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的研究相對(duì)較少。我國(guó)目前的社會(huì)發(fā)展現(xiàn)狀是不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和金融發(fā)展情況有較大的差異，所以本文采用安徽省的數(shù)據(jù)為樣本，研究中部省域的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間是否存在因果關(guān)系。

二、安徽省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

本文從安徽省的實(shí)際情況出發(fā)選取金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代表指標(biāo)作為變量，構(gòu)建金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，具體分析檢驗(yàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系。

GDP作為衡量一國(guó)或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平的指標(biāo)，已經(jīng)得到了世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家的普遍認(rèn)可。本文選擇消除了通貨膨脹因素的按不變價(jià)格計(jì)算的安徽省地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)來(lái)衡量安徽省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的總體水平，并且由于自然對(duì)數(shù)轉(zhuǎn)換不會(huì)改變變量間原有的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，消除時(shí)間序列中存在的異方差，所以對(duì)GDP指數(shù)取自然對(duì)數(shù)，用LGDP表示。

對(duì)于金融發(fā)展程度的衡量，理論上應(yīng)該從金融發(fā)展規(guī)模、結(jié)構(gòu)和效率三方面全面展開(kāi)，但在實(shí)際上受到地區(qū)數(shù)據(jù)可獲得性等種種因素的限制，不同的學(xué)者往往會(huì)根據(jù)具體情況展開(kāi)研究，直接導(dǎo)致他們的研究指標(biāo)存在顯著地差異。比較權(quán)威的是西方學(xué)者Goldsmith提出的衡量一國(guó)金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展水平的存量和流量的系列指標(biāo)，其中最主要的是金融相關(guān)比率（FIR），它是某一時(shí)點(diǎn)上現(xiàn)存金融資產(chǎn)總額與國(guó)民財(cái)富之比，通常被人們簡(jiǎn)化為金融資產(chǎn)總量與GDP之比，主要用來(lái)衡量區(qū)域金融工具整體增長(zhǎng)狀況。

我們用區(qū)域金融機(jī)構(gòu)存貸款的數(shù)據(jù)作為金融資產(chǎn)的近似衡量指標(biāo)，用安徽省所有金融機(jī)構(gòu)年末存款和貸款余額之和與GDP的比率，作為衡量安徽省金融發(fā)展水平的總體指標(biāo)，基本上可以揭示出安徽省金融發(fā)展?fàn)顩r，并從總體上衡量金融深化水平。因此，定義金融相關(guān)比率為全部金融機(jī)構(gòu)存貸款之和與名義GDP之比，即：FIR=（S+L）/名義GDP，其中S表示安徽省金融機(jī)構(gòu)存款合計(jì)，L表示安徽省金融機(jī)構(gòu)貸款合計(jì)。為了消除時(shí)間序列的異方差，對(duì)FIR指標(biāo)取自然對(duì)數(shù)，記為L(zhǎng)FIR。

整體的樣本空間選擇在1990年到2010年，所有數(shù)據(jù)均來(lái)源于《安徽省統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)各期，本文分析軟件為Eviews6.0。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中，非平穩(wěn)時(shí)間序列不具備平穩(wěn)時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)特征，因而有必要在建立模型之前對(duì)有關(guān)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)其不是平穩(wěn)序列，則進(jìn)行一階差分或二階差分繼續(xù)檢驗(yàn)，直到通過(guò)檢驗(yàn)后才能進(jìn)行后續(xù)分析。本文運(yùn)用Augmented Dickey-Fuller方法分別對(duì)LGDP和LFIR進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 對(duì)LGDP和LFIR序列單位根檢驗(yàn)的最終結(jié)果

注：（C，T，K）表示ADF檢驗(yàn)式是否包含常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，以及滯后期數(shù)

由表1的檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5％的顯著性水平下，LGDP原數(shù)列不平穩(wěn)，一次差分序列是平穩(wěn)的，即LGDP是一階單整，記為I（1）；LFIR原數(shù)列不平穩(wěn)，但經(jīng)過(guò)一次差分后序列變?yōu)槠椒€(wěn)序列，所以LFIR是一階單整，記為I（1）。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整是指兩個(gè)或兩個(gè)以上同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合是平穩(wěn)時(shí)間序列，則這些變量之間的關(guān)系就是協(xié)整。協(xié)整的經(jīng)濟(jì)意義在于：兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量，雖然它們各自具有各自的長(zhǎng)期波動(dòng)規(guī)律，但如果它們是協(xié)整的，則它們之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的比例關(guān)系。存在協(xié)整關(guān)系在多數(shù)時(shí)候是時(shí)間序列接受進(jìn)一步檢驗(yàn)的基礎(chǔ)。進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)的前提是時(shí)間序列是同階單整序列，有單位根檢驗(yàn)知LGDP和LFIR是同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列，所以這兩個(gè)變量可以接受進(jìn)一步的協(xié)整檢驗(yàn)。

表2 約翰森協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（Johansen Cointeration Test）

注：（1）根據(jù)赤池準(zhǔn)則，對(duì)于變量組選的滯后期為2；（2）表中的協(xié)整不包含趨勢(shì)項(xiàng)，但有截距項(xiàng)

通過(guò)計(jì)量軟件Eviews6.0進(jìn)行約翰森協(xié)整檢驗(yàn)得到結(jié)果如表2所示，跡統(tǒng)計(jì)量Trace Statistic等于24.72305，大于5％顯著水平臨界值20.26184，表明在5％顯著性水平下LGDP和LFIR存在協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)旨在判斷一個(gè)變量變化是否是另一個(gè)變量變化的原因，本文采用格蘭杰檢驗(yàn)法對(duì)各指標(biāo)進(jìn)行檢驗(yàn)，以驗(yàn)證金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否存在格蘭杰因果關(guān)系。

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

注：（1）根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，選擇的滯后期為2；

（2）*表示在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)；**表示在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，對(duì)于滯后2期，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LGDP）在1%的顯著性水平上都是金融發(fā)展（LFIR）的格蘭杰原因；金融發(fā)展（LFIR）在10%的顯著性水平上是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LGDP）的格蘭杰原因。所以金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。

（四）向量自回歸模型

格蘭杰檢驗(yàn)代表著變量在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的因果關(guān)系，但對(duì)于變量間影響程度和影響方向的確認(rèn)是無(wú)能為力的。1980年Sims提出向量自回歸模型（VAR模型），這是一種非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，它基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，把系統(tǒng)中每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有變量的滯后值的函數(shù)來(lái)構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。VAR模型在建模中要明確兩件事情：一是共有哪些變量是相互聯(lián)系的，二是確定滯后期k，使模型能反映出變量間相互影響的絕大部分，一般用AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則確定滯后期的最優(yōu)期數(shù)。

探討金融發(fā)展（LFIR）和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（LGDP）的關(guān)系問(wèn)題，假設(shè)兩個(gè)變量相互影響，則可建立如下VAR模型：

LGDPt=a+aLGDP+aLGDP+…+aLGDP+ bLFIR+bLFIR+…+bLFIR+εLFIR=c+cLFIR+cLFIR+…+cLFIR+ dLGDP+dLGDP+…+dLGDP+γ

式中，a0…ak，b1…bk，c0…ck，d1…dk是待估參數(shù)；εt，γt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

通過(guò)計(jì)量軟件建立滯后一期和滯后二期的VAR模型得到的AIC值和SC值，兩個(gè)準(zhǔn)則在滯后二期時(shí)同時(shí)達(dá)到最?。ˋIC=-7.73364，SC=-7.23657），因此選擇的最優(yōu)滯后期為2。

選擇滯后2期后得到的VAR模型為：

LGDP=0.4912+1.4156 LGDP-0.4925 LGDP+ 0.2065 LFIR-0.0153 LFIR ① AdjR=0.9977 F=1969.55 AIC=-4.1260 SC=-3.8775 LFIR=-0.6726+0.6450 LFIR-0.0493 LFIR- 0.5252 LGDP+0.6669 LGDP ② AdjR=0.9659 F=128.33 AIC=-3.5357 SC=-3.2872

兩個(gè)方程的修正可決系數(shù)R2分別達(dá)到0.9977和0.9659，F(xiàn)值分別為1969.55和128.33，說(shuō)明模型的擬合效果在整體上比較好。由向量自回歸估計(jì)結(jié)果可見(jiàn)，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響在統(tǒng)計(jì)學(xué)上是顯著地，而且影響比較明顯（長(zhǎng)期回歸的估計(jì)系數(shù)為2.8093），意味著金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著正向的促進(jìn)作用；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展的影響在統(tǒng)計(jì)學(xué)上也是顯著地，但影響比較微弱（長(zhǎng)期回歸的估計(jì)系數(shù)為0.2829）。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

利用做完的VAR模型，可以考慮用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析變量間的相互影響關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)是用于衡量隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響。

如上圖所示：變量LGDP的變化對(duì)LFIR的沖擊影響開(kāi)始值達(dá)到一個(gè)高點(diǎn)，作用力迅速下降，第二期作用力方向?yàn)樨?fù)，到第三期達(dá)到負(fù)向作用力的最大值，然后負(fù)向作用力減弱，至0點(diǎn)后方向變?yōu)檎?，正作用力慢慢加大，達(dá)到一個(gè)高點(diǎn)后又下降，直至第十期仍有下降趨勢(shì)；變量LFIR的變化對(duì)LGDP的沖擊影響開(kāi)始值為零，作用力慢慢上升，到第五期達(dá)到?jīng)_擊的峰值，隨著時(shí)間的推移逐漸減弱趨于平穩(wěn)。整體表明，變量LGDP對(duì)LFIR的沖擊方向有正有負(fù)，且其沖擊力度不具有持久性，顯示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展的作用方向和大小均不穩(wěn)定；變量LFIR對(duì)LGDP的沖擊持久，且力度先增加后保持平穩(wěn)，顯示金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著地促進(jìn)作用和較長(zhǎng)的持續(xù)效用。

三、研究結(jié)論

本文利用1990～2010年的數(shù)據(jù)，對(duì)安徽省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，得到如下結(jié)論：（1）從地區(qū)生產(chǎn)總值（GDP）與金融相關(guān)比率（FIR）上看，安徽省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；（2）金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是雙向的格蘭杰因果關(guān)系，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)不斷地?cái)U(kuò)大對(duì)金融的需求、深化金融創(chuàng)新，進(jìn)而推動(dòng)金融發(fā)展，同時(shí)金融市場(chǎng)的發(fā)展也會(huì)加快經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的步伐；（3）模型實(shí)證結(jié)果顯示，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響較強(qiáng)，且持續(xù)力平穩(wěn)且長(zhǎng)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展的影響較弱，持續(xù)力和作用方向都顯示出不穩(wěn)定的跡象。

從以上研究結(jié)果可看出，一方面雖然安徽省的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互促進(jìn)，但省內(nèi)的金融市場(chǎng)發(fā)展并沒(méi)有跟上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的步伐，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶動(dòng)金融發(fā)展的力量較弱；另一方面，雖然金融市場(chǎng)的擴(kuò)大對(duì)經(jīng)濟(jì)有一定的影響，與理論上金融對(duì)經(jīng)濟(jì)的支持力度相差甚遠(yuǎn)，沒(méi)有發(fā)揮金融應(yīng)有的作用力。究其原因，區(qū)域金融市場(chǎng)體制不完善是最大的問(wèn)題。為改變這種現(xiàn)狀，安徽省要深入持續(xù)的對(duì)金融體系進(jìn)行改革，提高其開(kāi)放程度，政府應(yīng)加大對(duì)金融市場(chǎng)的扶持力度，爭(zhēng)取通過(guò)金融市場(chǎng)的發(fā)展支持安徽省“十二五”建設(shè)中對(duì)流動(dòng)性的強(qiáng)盛需求。

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作者簡(jiǎn)介：白玉靜（1989-），女，安徽阜陽(yáng)人，安徽大學(xué)2011級(jí)金融學(xué)專業(yè)碩士研究生，研究方向：貨幣銀行學(xué)。