盧 超

一、 引言

新疆維吾爾自治區(qū)人民政府于2017 年11 月29 日印發(fā)了《絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)區(qū)域金融中心建設(shè)規(guī)劃(2016 ～2030 年)》，規(guī)劃明確建設(shè)“一核兩翼”的絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)區(qū)域金融中心，并且將烏魯木齊建設(shè)成絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)區(qū)域金融中心中央?yún)^(qū)。 在建設(shè)絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)區(qū)域金融背景下，金融深化與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的關(guān)系越來(lái)越成為人們關(guān)注的焦點(diǎn)。

金融是現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的核心，20 世紀(jì)70 年代初，美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家麥金農(nóng)和肖以發(fā)展中國(guó)家為研究對(duì)象，探討了金融深化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，研究表明金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在著密切關(guān)系。 金融深化的本質(zhì)要求是金融自由化，要求政府不要過(guò)度干預(yù)金融市場(chǎng)并且堅(jiān)持對(duì)金融制度深化改革，從而讓地區(qū)經(jīng)濟(jì)與金融協(xié)調(diào)發(fā)展。 對(duì)烏魯木齊金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究，有助于優(yōu)化金融資源配置及提升烏魯木齊地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶核心區(qū)經(jīng)濟(jì)與金融協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要意義。

為探究金融深化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，本文采用ADF 檢驗(yàn)、E-G 兩步法協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)，方差分解等方法，對(duì)烏魯木齊金融規(guī)模指標(biāo)、金融中介效率指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)系及影響進(jìn)行實(shí)證研究。

二、 指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)指標(biāo)選取

1. 金融深化水平指標(biāo)

金融規(guī)模指標(biāo)：由于西部地區(qū)的金融市場(chǎng)發(fā)展緩慢，存在著“金融二元結(jié)構(gòu)”，即地區(qū)社會(huì)融資來(lái)源主要依靠銀行的貸款，所以本文以其他學(xué)者的研究為基礎(chǔ)，選取金融規(guī)模指標(biāo)作為代表金融深化的一個(gè)指標(biāo)，即以烏魯木齊地區(qū)金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額和各項(xiàng)存款余額占名義GDP 的比重作為衡量金融深化程度。

金融中介效率指標(biāo)：貸款余額/存款余額，金融中介效率指標(biāo)介于0 到1 之間，指標(biāo)值越接近于1，表示金融中介效率越高。

2. 經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)

地區(qū)生產(chǎn)總值：選取烏魯木齊地區(qū)名義GDP 作為衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。

表1 變量選取說(shuō)明

(二)數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取的數(shù)據(jù)均來(lái)源于《烏魯木齊統(tǒng)計(jì)年鑒》，選取烏魯木齊市金融機(jī)構(gòu)年末各項(xiàng)存款余額、各項(xiàng)存款余額以及地區(qū)生產(chǎn)總值構(gòu)建相關(guān)指標(biāo)，樣本區(qū)間為1986 ～2016 年，總共31 個(gè)時(shí)間點(diǎn)。 在下文中，為消除異方差的影響，并使數(shù)據(jù)線性，對(duì)實(shí)際GDP、FIR、FAE 取自然對(duì)數(shù)。 分別用LNGDP，LNFIR，LNFAE 表示，D(LNGDP)、D(LNFIR)、D(LNFAE)則表示經(jīng)差分平穩(wěn)化后的數(shù)據(jù)。

三、 金融深化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的實(shí)證分析

(一)單變量回歸模型分析

1. ADF 單位根檢驗(yàn)

表2 數(shù)據(jù)序列ADF 單位檢驗(yàn)結(jié)果

用非平穩(wěn)的時(shí)間序列建立回歸模型，可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸的情況。 同時(shí)在上文的描述分析中，GDP 和金融規(guī)模存在明顯的上升趨勢(shì)。 為避免出現(xiàn)偽回歸，需要對(duì)變量做單位根檢驗(yàn)。

如表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示，LNGDP、LNFIR、LNFAE 均為非平穩(wěn)的序列(取對(duì)數(shù)處理不影響原變量的協(xié)整關(guān)系)，繼續(xù)對(duì)各變量進(jìn)行差分后進(jìn)行檢驗(yàn)。 結(jié)果顯示，在10%的顯著水平下，經(jīng)過(guò)一階差分后得到的D(LNGDP)、D(LNFIR)和D(LNFAE)序列，均通過(guò)檢驗(yàn)。 可知，LNGDP 與LNFIR、LNFAE 均屬于一階單整序列I。 經(jīng)調(diào)整的地區(qū)生產(chǎn)總值和金融規(guī)模具有大致相同的增長(zhǎng)趨勢(shì)，說(shuō)明LNGDP 與LNFIR 之間可能存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用EG 兩步法對(duì)LNGDP 與LNFIR、LNGDP 與LNFAE 的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。 協(xié)整檢驗(yàn)用來(lái)檢驗(yàn)非平穩(wěn)變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，協(xié)整關(guān)系可以避免“偽回歸”現(xiàn)象。 它要求各個(gè)變量必須是同階單整的。

為了研究金融規(guī)模對(duì)GDP 是否具有影響，故將LNGDP作為因變量，LNFIR 作為自變量建立相應(yīng)模型。 然后對(duì)殘差進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)。

表3 殘差平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表3 可知，殘差的ADF 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為-3.211227，小于顯著水平為0.01 時(shí)的臨界值-2.644302，可認(rèn)為殘差序列為平穩(wěn)序列，進(jìn)而可以得出LNGDP 和LNFIR 具有協(xié)整關(guān)系，即烏魯木齊市的金融規(guī)模與經(jīng)濟(jì)水平之間存在長(zhǎng)期平穩(wěn)的均衡關(guān)系。

得出協(xié)整方程：

從以上的協(xié)整方程可以看出，地區(qū)金融規(guī)模與地區(qū)GDP之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系(系數(shù)均通過(guò)檢驗(yàn)，LNGDP 與LNFIR 是(1，1)階協(xié)整)。 從長(zhǎng)期來(lái)看，在其他條件不變情況下，金融規(guī)模每上升1 個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長(zhǎng)1.25個(gè)百分點(diǎn)。 說(shuō)明地區(qū)金融規(guī)模對(duì)地區(qū)GDP 具有正向的影響。

為了研究金融中介效率對(duì)GDP 是否具有影響，將LNGDP 作為因變量，LNFAE 作為自變量建立相應(yīng)模型。 然后對(duì)殘差進(jìn)行ADF 檢驗(yàn)。

表4 殘差的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表4 可知，殘差的ADF 檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量為-1.91447，小于顯著水平為0.1 時(shí)的臨界值-1.6098，可認(rèn)為殘差序列為平穩(wěn)序列，進(jìn)而可以得出LNGDP 和LNFAE 具有協(xié)整關(guān)系，即烏魯木齊市的金融中介效率與經(jīng)濟(jì)水平之間存在長(zhǎng)期平穩(wěn)的均衡關(guān)系。

得出協(xié)整方程：

從以上的協(xié)整方程可以看出，地區(qū)金融中介效率與地區(qū)GDP 之間具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系(系數(shù)均通過(guò)檢驗(yàn)，LNGDP 與LNFAE 是(1，1)階協(xié)整)。 從長(zhǎng)期來(lái)看，在其他條件不變情況下，金融中介效率每上升一個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平均下降4.79 個(gè)百分點(diǎn)。 說(shuō)明地區(qū)金融中介效率對(duì)地區(qū)GDP 具有負(fù)向的影響。

造成這種現(xiàn)象的原因可能是金融中介效率的定義是貸款余額比上存款余額，當(dāng)金融中介效率降低時(shí)意味著金融機(jī)構(gòu)的存款增加要大于貸款的增加，根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，儲(chǔ)蓄的增加是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要來(lái)源，當(dāng)儲(chǔ)蓄增加時(shí)，投資也會(huì)相應(yīng)地增多，最后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用。

(二)多變量回歸模型分析

由表2 可知，變量LNGDP、LNFIR、LNFAE 在進(jìn)行一階差分后為平穩(wěn)的時(shí)間序列，且變量之間相互影響，相互制約，故我們將以上變量加入，構(gòu)建VAR 模型。

1. VAR 模型的構(gòu)建

建立無(wú)約束的VAR 模型，確定滯后階數(shù)，建立由非平穩(wěn)變量LNGDP、LNFIR、LNFAE 構(gòu)成的VAR 模型，并確定滯后期k。 通過(guò)對(duì)AIC、SC 、LR、FPE、HQ 綜合考量，確定最優(yōu)滯后階數(shù)P，不僅要有足夠的滯后項(xiàng)，還需考慮足夠的自由度。P值太小時(shí)，可能出現(xiàn)殘差自相關(guān)，P 值過(guò)大時(shí)，待估參數(shù)增多而模型自由度減少，將直接影響模型參數(shù)估計(jì)效果。

VAR 模型階數(shù)如表5 所示。 采用AIC、SC、LR 等準(zhǔn)則判斷滯后階數(shù)，此時(shí)AIC 準(zhǔn)則選擇滯后階數(shù)為5 階，和SC 準(zhǔn)則選擇的1 階并未對(duì)應(yīng)同一滯后階數(shù)，只能采用LR 檢驗(yàn)值來(lái)判斷。 LR 準(zhǔn)則顯示選擇滯后2 期，最終確定模型中的最佳滯后期k為2。 最終建立的VAR(2)模型。

表5 VAR 模型階數(shù)

同時(shí)為防止誤差項(xiàng)之間存在相關(guān)性，還要進(jìn)行VAR 平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果VAR 模型不穩(wěn)定，將不能構(gòu)建VAR 模型，在脈沖響應(yīng)分析中也將得出無(wú)效的結(jié)果。 為檢驗(yàn)VAR(2)模型的穩(wěn)定性，需檢驗(yàn)?zāi)Ｐ退懈牡箶?shù)小于1，均位于單位圓內(nèi)即可判定為穩(wěn)定。

圖1 VAR 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

由圖1 的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，無(wú)特征根在單位圓外，表明該VAR(2)模型是穩(wěn)定的。

2. 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)顯示LNGDP 和LNFIR 之間、LNGDP 和LNFAE 之間均存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 進(jìn)一步考慮變量之間是否構(gòu)成格蘭杰因果以及格蘭杰因果關(guān)系的方向還需進(jìn)行檢驗(yàn)。 滯后階數(shù)選擇p＝2，對(duì)LNGDP、LNFIR、LNFAE 兩兩成對(duì)進(jìn)行Granger 因果檢驗(yàn)。 結(jié)果如表6。

表6 格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果

從表6 所列出的成對(duì)變量間的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著水平下，LNGDP 是LNFIR 的Granger 原因，即地區(qū)生產(chǎn)總值是金融規(guī)模的格蘭杰原因，反之則不成立。 表明從長(zhǎng)期來(lái)看，地區(qū)的金融規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著非對(duì)稱關(guān)系：金融機(jī)構(gòu)規(guī)模的擴(kuò)大不會(huì)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展確可以推動(dòng)金融機(jī)構(gòu)金融規(guī)模的增加。 這是因?yàn)榻?jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的地方金融深化程度越高，但是在經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地方，金融深化水平對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用微乎其微。

在5%的顯著性水平下，LNGDP 和LNFAE 之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。 即經(jīng)濟(jì)發(fā)展并不會(huì)直接影響金融中介效率。

同樣在5%的顯著性水平下，LNFIR 和LNFAE 之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。 表明金融中介效率不是金融規(guī)模的格蘭杰原因。

3. 脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2 LNGDP 對(duì)LNGDP 一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)

圖3 LNGDP 對(duì)LNFIR 一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)

圖4 LNGDP 對(duì)LNFAE 一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的響應(yīng)

從圖2 可以看出，地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)自身的脈沖響應(yīng)圖有縱向的截距，說(shuō)明地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)自身的沖擊有即期響應(yīng)，響應(yīng)在第一期時(shí)為0.047，當(dāng)給地區(qū)生產(chǎn)總值一個(gè)正沖擊后，GDP 的反映路徑從第一期開(kāi)始緩慢上升，當(dāng)上升到第四期的最大值0.079 后逐漸趨于平穩(wěn)。 表明地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)其自身有著一定的長(zhǎng)期影響，但是反映程度非常微弱，反應(yīng)系數(shù)最高為0.079 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。

從圖3 可以看出，金融規(guī)模對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)沒(méi)有縱向的截距，說(shuō)明地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)金融規(guī)模的沖擊沒(méi)有即時(shí)的反應(yīng)，但是隨著滯后期的增加，GDP 的反映路徑也開(kāi)始慢慢上升，在第四期反應(yīng)系數(shù)達(dá)到最高0.04 個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差。 從第五期開(kāi)始，反應(yīng)系數(shù)逐漸開(kāi)始收斂維持在0.035 的水平，說(shuō)明金融規(guī)模對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值在長(zhǎng)期上會(huì)有一個(gè)持續(xù)正面的效應(yīng)，但會(huì)在中期內(nèi)達(dá)到峰值并趨于平穩(wěn)的態(tài)勢(shì)

從圖4 可以看出，金融中介效率對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值的脈沖響應(yīng)也沒(méi)有縱向的截距，說(shuō)明地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)金融中介效率的沖擊沒(méi)有即期反應(yīng)。 在第二期給定一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的金融中介效率沖擊，GDP 的反應(yīng)路徑在第五期開(kāi)始呈現(xiàn)負(fù)影響，隨著滯后期的增加，負(fù)向影響在第六期達(dá)到最大值-0.04，隨后反應(yīng)系數(shù)區(qū)域平穩(wěn)，但一直為負(fù)。 說(shuō)明金融中介效率對(duì)地區(qū)生產(chǎn)總值有著長(zhǎng)期負(fù)向影響，這與協(xié)整檢驗(yàn)分析結(jié)論相同。

綜上，所有變量對(duì)GDP 的脈沖響應(yīng)都收斂，金融中介效率對(duì)GDP 的沖擊效應(yīng)為負(fù)，金融規(guī)模與GDP 對(duì)GDP 的有長(zhǎng)期的正向沖擊。 金融中介效率的負(fù)向影響與前文分析一致，即金融中介效率提高，可能意味著儲(chǔ)蓄的減少，這對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是不利的。 同時(shí)金融規(guī)模的擴(kuò)大能在總量上能夠有效地帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 這也符合經(jīng)濟(jì)規(guī)律。

4. 方差分解

圖5 LNGDP 進(jìn)行方差分解的輸出結(jié)果

從圖5 可以看出LNGDP 進(jìn)行方差輸出的結(jié)果表明，GDP 對(duì)自身的預(yù)測(cè)誤差貢獻(xiàn)率的最大，貢獻(xiàn)率一到七期緩慢下降，在第七期達(dá)到最低70%，然后保持平穩(wěn)。 金融規(guī)模和金融中介效率對(duì)GDP 的貢獻(xiàn)基本保持一致，都在第九期達(dá)到最高15%，隨后開(kāi)始收斂，金融規(guī)模和金融中介效率對(duì)GDP 預(yù)測(cè)誤差總的貢獻(xiàn)率達(dá)到30%。

因此，在考慮GDP 對(duì)自身的預(yù)測(cè)誤差貢獻(xiàn)率的情況下，金融規(guī)模和金融中介效率同等重要，這表明隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，不僅要擴(kuò)大金融規(guī)模來(lái)更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，同時(shí)還要保持合適的金融中介效率。

四、 結(jié)論

本文通過(guò)構(gòu)建向量自回歸模型(VAR)，研究了金融深化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的因果關(guān)系、長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系以及短期波動(dòng)情況，得到如下結(jié)論。

從協(xié)整檢驗(yàn)可以得出，金融規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有促進(jìn)作用，具體來(lái)說(shuō)就是金融規(guī)模每上升1 個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平均增長(zhǎng)1.25 個(gè)百分點(diǎn)；金融中介效率提高對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有抑制作用，具體來(lái)說(shuō)就是金融中介效率每上升1 個(gè)百分點(diǎn)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值平均下降4.79 個(gè)百分點(diǎn)。 造成這種現(xiàn)象的原因可能是當(dāng)金融中介效率降低時(shí)意味著金融機(jī)構(gòu)的存款增加要大于貸款的增加，當(dāng)儲(chǔ)蓄增加時(shí)，投資也會(huì)相應(yīng)地增加，最后對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到促進(jìn)作用。

從格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)可以得出，地區(qū)生產(chǎn)總值是金融規(guī)模的格蘭杰原因，反之則不成立。 表明從長(zhǎng)期來(lái)看，地區(qū)的金融規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在著非對(duì)稱關(guān)系。

從脈沖響應(yīng)函數(shù)圖可以看出，金融規(guī)模對(duì)GDP 產(chǎn)生正的影響，且兩者之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。 金融中介效率對(duì)GDP 的沖擊效應(yīng)為負(fù)，金融中介效率的負(fù)向影響與前文分析一致，即金融中介效率提高，可能意味著儲(chǔ)蓄的減少，這對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是不利的。

從方差分解中可以看出，金融規(guī)模和金融中介效率對(duì)GDP 的貢獻(xiàn)率基本一致， 金融規(guī)模和金融中介效率同等重要，隨著地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，不僅要擴(kuò)大金融規(guī)模，同時(shí)還要保持合適的金融中介效率。

綜上所述，烏魯木齊地區(qū)金融深化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響顯著。 擴(kuò)大金融規(guī)模的同時(shí)，也要減少政府對(duì)金融市場(chǎng)的干預(yù)程度，讓金融資源由市場(chǎng)配置，更好的發(fā)揮金融對(duì)經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用，讓金融和經(jīng)濟(jì)發(fā)展就可以形成一種互相促進(jìn)和互相推動(dòng)的良性循環(huán)狀態(tài)。