郭 晴

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730070)

甘肅金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系研究
——基于VAR模型的實(shí)證分析

郭 晴

(西北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，甘肅 蘭州 730070)

運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來研究甘肅金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在的因果關(guān)系；并建立VAR模型，通過脈沖響應(yīng)分析和方差分解的方法來研究?jī)烧叩拈L(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系。研究結(jié)果表明：甘肅金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系；金融發(fā)展是促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展的原因，而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不是金融發(fā)展的原因，兩者不為雙向因果關(guān)系；在長(zhǎng)期，金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的帶動(dòng)作用是逐漸增大，正向促進(jìn)作用明顯。

金融發(fā)展;第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展;VAR模型;脈沖響應(yīng);方差分解

一、文獻(xiàn)綜述

第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平是衡量現(xiàn)代社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度的重要標(biāo)志之一，推進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的迅速發(fā)展，對(duì)于建立和完善社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)整個(gè)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展至關(guān)重要。金融發(fā)展作為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要?jiǎng)恿?，在第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和創(chuàng)新的調(diào)整過程中有著重要的推動(dòng)作用。

張小平等(2003)對(duì)甘肅第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展特征與發(fā)展趨勢(shì)進(jìn)行了研究，研究表明第三產(chǎn)業(yè)在甘肅省GDP的比重逐漸增大，且金融也對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)也逐年增大。[1]吳瓊等(2009)甘肅省六大支柱產(chǎn)業(yè)進(jìn)行主成分分析，商貿(mào)業(yè)、物流業(yè)、金融業(yè)仍是這六大支柱產(chǎn)業(yè)的核心，對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的貢獻(xiàn)是巨大的。[2]侯瑞生(2011)運(yùn)用投入產(chǎn)出模型對(duì)甘肅金融業(yè)發(fā)展對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響進(jìn)行了分析，研究表明：甘肅省金融業(yè)發(fā)展對(duì)其他第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展有制約作用，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)金融業(yè)的消耗最大，即第三產(chǎn)業(yè)對(duì)金融業(yè)的完全依賴程度比較高。[3]蔡嘉林(2012)運(yùn)用結(jié)構(gòu)方程模型，分析了金融發(fā)展和科技發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，得出了金融深化和科技發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平有著正向促進(jìn)作用，金融發(fā)展通過自身作用影響科技發(fā)展水平直接或間接地對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起著相對(duì)積極的促進(jìn)作用。[4]

縱覽過往文獻(xiàn)，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)甘肅金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系研究得較少，多數(shù)學(xué)者研究的是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系、金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系。大多數(shù)研究結(jié)果都間接地表明金融發(fā)展是促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因，而直接對(duì)金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展關(guān)系之間的研究是缺乏的。因此，本文通過構(gòu)建VAR模型對(duì)甘肅金融與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

二、指標(biāo)選擇

甘肅作為一個(gè)經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)省份，金融數(shù)據(jù)不全面，無法直接使用戈氏或麥?zhǔn)现笜?biāo)衡量甘肅金融發(fā)展總體水平。本文選取金融機(jī)構(gòu)年末存款和貸款余額之和與GDP的比(FIR)，作為衡量甘肅金融發(fā)展水平的總體指標(biāo)，以當(dāng)年存貸款余額與當(dāng)年全省生產(chǎn)總值之比來衡量全省的金融發(fā)展水平，用FIR表示。

第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展水平用當(dāng)年的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與當(dāng)年全省生產(chǎn)總值之比作為衡量全省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的指標(biāo)，用SC表示。

本文樣本區(qū)間為1978-2011年，1978-2004年數(shù)據(jù)來自《甘肅金融發(fā)展55年》，2005-2011年數(shù)據(jù)來自歷年《甘肅發(fā)展年鑒》。為了得到平穩(wěn)的時(shí)間序列，盡可能消除異方差，分別對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù)，用LnFIR，LnSC分別表示。

表1 甘肅省金融發(fā)展水平FIR與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平SC

三、實(shí)證分析

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

時(shí)間序列大多存在非平穩(wěn)的現(xiàn)象，使用非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行簡(jiǎn)單回歸會(huì)造成偽回歸現(xiàn)象。故首先使用ADF檢驗(yàn)法對(duì)LnFIR，LnSC進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷時(shí)間序列的平穩(wěn)性。

運(yùn)用Eviews 6.0軟件對(duì)LnFIR，LnSC進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：原序列LnFIR，LnSC的ADF值分別為-1.530599和-2.411983，均大于1%，5%和10%的臨界值，他們都是非平穩(wěn)的時(shí)間序列；一階差分D(LnFIR)，D(LnSC)的ADF值分別為-8.974586和-5.016187，均小于5%的臨界值，表明一階差分后的D(LnFIR)和D(LnSC)均為平穩(wěn)的時(shí)間序列，符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

(二)協(xié)整檢驗(yàn)與VEC模型

1.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是研究變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系的，為了進(jìn)一步分析LnFIR和LnSC變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法，由于協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于VAR模型的檢驗(yàn)方法，根據(jù)AIC和SC最小原則確定VAR模型的滯后階數(shù)為2，表3為協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知LnFIR和LnSC之間存在一個(gè)協(xié)整方程，兩者存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。LnFIR和LnSC的長(zhǎng)期均衡方程為：

LnFIR= 1.740701LnSC

(0.11603)

R2=0.937628F=117.5043

上述分析表明：1978-2011年間甘肅金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，由長(zhǎng)期均衡方程可知，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)甘肅金融發(fā)展的彈性是1.74，即當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增長(zhǎng)1%時(shí)，甘肅的金融發(fā)展1.74%。

2.VEC模型估計(jì)

如果變量是平穩(wěn)的時(shí)間序列，且存在協(xié)整關(guān)系，那么它們間的短期非均衡關(guān)系就可以由一個(gè)VEC模型來表示。這時(shí)構(gòu)建單純的差分VAR 模型將丟失重要的非均衡誤差信息。此時(shí)，用變量的差分變量以及非均衡誤差同樣可以構(gòu)造向量誤差修正模型。

用Eviews 6.0軟件得出VEC模型公式為：

D(LnFIR) = -0.335866453176*( LnFIR(-1) - 1.62370042408*LnSC(-1) - 2.43653968562) - 0.313674617848*D(LnFIR(-1)) + 0.0369354921856*D(LnFIR(-2)) + 0.614909663809*D(LnSC(-1)) - 0.53145828*D(LnSC(-2)) +

0.0425901140004

(三)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

根據(jù)AIC和SC值最小原則確定滯后階數(shù)為2,檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：一方面，金融的發(fā)展是第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的原因，因?yàn)镕=6.62，F(xiàn)0.05(2,18)=3.49，所以是拒絕原假設(shè)的，金融發(fā)展是促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展的；另一方面，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不是促進(jìn)金融發(fā)展的原因。

表4 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

(四)VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)

VAR模型的估計(jì)方程為：

自向量回歸模型(VAR)是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立起來的模型，模型中所有當(dāng)期變量對(duì)所有變量的若干滯后變量進(jìn)行回歸，結(jié)合AIC和SC最小原則，VAR的滯后階數(shù)為2。通過Eviews6.0對(duì)VAR模型穩(wěn)定性的判定如圖1：

圖1 VAR模型穩(wěn)定性的檢測(cè)結(jié)果

根據(jù)VAR模型所有根的模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的，檢驗(yàn)結(jié)果在圖1中顯示：VAR模型的根全部在單位圓內(nèi)，即模型滿足穩(wěn)定性條件，這也說明該模型可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，且脈沖響應(yīng)分析結(jié)果將是準(zhǔn)確可信的。

(五)脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解

1.脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析就是通過比較不同變量的脈沖響應(yīng)，來判斷變量所受到的沖擊效果的大小，進(jìn)而判斷變量之間的互動(dòng)關(guān)系。本文通過脈沖響應(yīng)分析對(duì)1978-2011年甘肅金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行考察。橫軸代表的是代表模型的追蹤期，縱軸代表各因變量對(duì)解釋變量的響應(yīng)程度；實(shí)線代表的是脈沖響應(yīng)函數(shù)隨時(shí)間變化的路徑；兩側(cè)的虛線為響應(yīng)函數(shù)值加間兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。圖2為FIR對(duì)自身的脈沖響應(yīng)曲線圖，在初期收到自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的正向沖擊后，金融發(fā)展速度在第二期驟然下降，在第四期正向效應(yīng)達(dá)到最大，后趨于為穩(wěn)定。圖3為第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)金融發(fā)展的脈沖響應(yīng)，給SC一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，該沖擊對(duì)FIR增長(zhǎng)帶來正向長(zhǎng)期的影響，此影響在第四期達(dá)到最大，后逐漸趨于平緩。這表明甘肅金融發(fā)展會(huì)帶動(dòng)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

圖2 LnFIR與自身的脈沖響應(yīng)曲線圖

圖3 LnFIR與LnSC的脈沖響應(yīng)曲線圖

2.方差分解

方差分解同樣可以研究VAR模型的動(dòng)態(tài)特征。它是通過分析每個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化產(chǎn)生影響的程度來評(píng)價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性，給出對(duì)VAR模型中變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對(duì)重要性息。

表5 LnFIR與LnSC的方差分解結(jié)果

由表5可以看出在LnFIR的方差分解中，LnFIR在第一期先收到自身波動(dòng)的影響，并且隨著時(shí)間的延長(zhǎng)，自身的貢獻(xiàn)率在第二期達(dá)到最大值91.04%，第三期達(dá)到最小值90.10%，但在從第四期開始LnFIR對(duì)自身的貢獻(xiàn)率逐漸增大并始終維持在91%左右；LnSC對(duì)LnFIR的貢獻(xiàn)率是從第二期開始的，并在第三期達(dá)到最大值9.90%，隨著時(shí)間的延長(zhǎng)，LnSC的貢獻(xiàn)率維持在9.45%附近。在LnSC的方差分解中，LnFIR對(duì)LnSC的貢獻(xiàn)率逐期增大，由第一期的6.89%增加到第十期的69.32%；而LnSC對(duì)自身的貢獻(xiàn)率只在前兩期保持在90%的水平，第三期到第十期逐漸減小并維持在30%附近。分析表明：首先，甘肅金融發(fā)展主要是依靠自身的作用，金融發(fā)展對(duì)甘肅第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展的帶動(dòng)作用是不顯著的；其次，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)甘肅金融發(fā)展有拉動(dòng)作用，但是這種拉動(dòng)作用是滯后的，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)自身的推動(dòng)作用是逐漸減少的。

四、結(jié)論

本文通過構(gòu)建VAR模型分析了甘肅金融發(fā)展與第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展之間的相互關(guān)系，根據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，得到以下結(jié)論：

1.協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明LnFIR和LnSC之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，由長(zhǎng)期均衡方程可知：第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)甘肅金融發(fā)展的貢獻(xiàn)是1.74%，金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)是0.57%，這表明第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展對(duì)金融發(fā)展的拉動(dòng)大于金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的拉動(dòng)。

2.通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可知，金融發(fā)展是促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展的原因，而第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不是金融發(fā)展的原因，兩者不為雙向因果關(guān)系。

3.脈沖響應(yīng)分析和方差分析表明，短期金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的拉動(dòng)作用是不明顯的，而金融發(fā)展對(duì)自身的拉動(dòng)作用巨大并且持續(xù)。在長(zhǎng)期，金融發(fā)展對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的帶動(dòng)作用是逐漸增大，正向促進(jìn)作用明顯；第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)金融發(fā)展的貢獻(xiàn)率相對(duì)較低，并且對(duì)自身的拉動(dòng)作用也是逐年減小。

[1]張小平,張志斌.甘肅省第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特征與趨勢(shì)分析[J].西北師范大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版,2003(4):97-100.

[2]吳瓊,郭瑜.甘肅第三產(chǎn)業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊,2009(23):55-57.

[3]侯瑞生.甘肅省金融業(yè)發(fā)展對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響分析[D].蘭州商學(xué)院，2011.

[4]蔡嘉林.金融科技因素對(duì)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的影響[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)信息,2012(15):12.

[5]李子奈,潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].北京:高等教育出版社,2005：24-104.

StudyontheRelationshipbetweenFinancialDevelopmentandtheTertiaryIndustryDevelopmentinGansu——Empirical Analysis Based on VAR Model

GUO Qing

(Economic College, Northwest Normal University, Lanzhou 730070, China)

This paper uses cointegration test, Granger causality test to study the Granger causality between financial development and the tertiary industry development in Gansu; And the establishment of VAR model, through the impulse response analysis and variance decomposition to study their long-run relationship. The results show that, there is a long-term cointegration relationship between financial development and the tertiary industry development in Gansu; Financial development is to promote the development of the tertiary industry; While the development of the tertiary industry is not the reason of financial development, Which is not a two-way causal relationship; In the long term, the role in promoting the development of financial development on the tertiary industry is gradually increasing, positive role obvious.

financial development;tertiary industry development;VAR model;impulse response;variance decomposition

F320.1

A

1008-3715(2013)05-0021-04

2013-09-10

郭晴(1988—)，女，河南洛陽人，西北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士生，主要研究方向：區(qū)域金融。

(責(zé)任編輯呂志遠(yuǎn))