張 艷 汪 群
(銅陵學院,安徽 銅陵 244000)
安徽省存貸款總額持續(xù)穩(wěn)定增長。2017年末存貸款總額73 127.5億元,是1990年的76.86倍。1990年至1995年,存貸款總額增速快速上升,1995年達到35.73%,而后有所下降,至1999年增速下降至7.73%,隨后至2017年增速呈現(xiàn)小幅震蕩態(tài)勢??紤]安徽省存貸款總額與GDP比值,1990年至2017年整體上呈現(xiàn)上升趨勢,但期間也有年份比值小幅回落,這表明安徽省存貸款總額占GDP比重總體較為穩(wěn)定,但短期存在波動現(xiàn)象。
1990—1998年,安徽省呈現(xiàn)貸差狀態(tài),貸款一直高于存款,存貸比一直大于1,其中1990年為1.52,隨后逐漸下降至1998年的1.07。從1999年開始至今,安徽省貸款開始低于存款,存貸比小于1,其中1999年為0.99,2008年最低位0.67,其余年份均在0.7以上。
從1990年至今,安徽固定資產(chǎn)投資增長迅速,2017年末為29 186億元,是1990年的237.32倍,增長勢頭迅猛。固定資產(chǎn)投資總額與GDP比值也呈現(xiàn)較快的上升趨勢,1990年該比值僅為0.19,2017年已經(jīng)達到1.06,這也說明了在GDP增長的過程中固定資產(chǎn)投資的作用越來越大。但消費對GDP的拉動作用較投資要弱,2017年全社會消費品零售總額是1990年的49.4倍,與GDP比值穩(wěn)定在0.3~0.4之間。
經(jīng)濟增長:選取實際人均GDP并取自然對數(shù),用LNPG表示。金融規(guī)模:選取金融相關(guān)比率這一指標來量化金融規(guī)模,用FIR表示,即FIR=存貸款余額之和/GDP。金融效率:選取存貸比,用FEC表示,即FEC=貸款余額/存款余額。投資:選取固定資產(chǎn)投資額與GDP比值來量化,用IVT表示。消費:選取全社會消費品零售總額與GDP比值來衡量,用CSN表示。
樣本階段為1990—2017年,數(shù)據(jù)來源歷年《安徽統(tǒng)計年鑒》。并對GDP運用生產(chǎn)總值指數(shù)處理,消除其中的價格因素。另外,對所有變量進行取對數(shù)處理,消除異方差影響。
2.2.1 單位根檢驗
利用R語言3.4.3版本對各變量進行單位根檢驗,采用ADF檢驗。
由表1可知,LNPG、LNFIR、LNFEC、LNIVT、LNCSN在1%顯著性水平下一階差分平穩(wěn),即所有變量都是一階單整,可以進行協(xié)整分析。
表1 ADF檢驗
2.2.2 Johansen協(xié)整檢驗
由于LNPG、LNFIR、LNFEC、LNIVT、LNCSN均為一階單整序列,滿足進行協(xié)整檢驗的前提條件,采用Johansen 特征根跡檢驗法分別對供給因素與需求因素進行協(xié)整檢驗。這里檢驗時含有截距項以及時間趨勢項,另外選擇滯后階數(shù)為1。其中零假設(shè)H0:有0個協(xié)整關(guān)系,r=0表示無協(xié)整關(guān)系,r=1表示最多有1個協(xié)整關(guān)系。
由表2可知,在10%、5%、1%三個顯著性水平上,變量之間均存在一個協(xié)整關(guān)系,它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。用最小二乘法進行估計,得到:
表2 Johansen協(xié)整檢驗
由協(xié)整檢驗可以看出回歸方程是有意義的。從上述方程可以看出金融規(guī)模、投資及消費和經(jīng)濟增長之間存在長期均衡關(guān)系,且是正向關(guān)系,金融效率與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系是長期負向關(guān)系。當其余因素不變的情況下,金融規(guī)模(存貸款余額之和與GDP之比)每上升1個百分點,會導致人均GDP上升0.5777個百分點;固定資產(chǎn)投資(固定資產(chǎn)投資額與GDP比值)每上升1個百分點,會導致人均GDP上升0.1552個百分點,消費(全社會消費品零售總額與GDP比值)每上升1個百分點,會導致人均GDP上升0.2868個百分點。這也說明安徽省消費比投資對經(jīng)濟增長的拉動作用要大,金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的拉動作用主要是通過金融規(guī)模的擴張來實現(xiàn)的,金融效率對經(jīng)濟增長的拉動作用有待提高。
2.2.3 Granger因果關(guān)系檢驗
由于變量序列是不平穩(wěn)序列,因此采用Granger因果關(guān)系檢驗對各個變量的一階差分序列進行因果檢驗,選擇的滯后階數(shù)為1。
表3表明,在5%顯著性水平下,滯后1期時,金融規(guī)模與經(jīng)濟增長存在雙向的Granger因果關(guān)系,也就是不僅存貸款總額的增長會促進經(jīng)濟增長,同時經(jīng)濟增長也會促進存貸款總額的增長。金融效率與經(jīng)濟增長之間不存在顯著的Granger因果關(guān)系。固定資產(chǎn)投資與經(jīng)濟增長存在單向的Granger因果關(guān)系,即固定資產(chǎn)投資的擴大會促進經(jīng)濟增長,但經(jīng)濟增長能否擴大固定資產(chǎn)投資未可知。消費與經(jīng)濟增長也存在雙向的Granger因果關(guān)系,即全社會消費品零售總額的增加會促進經(jīng)濟增長,經(jīng)濟增長也會反作用于全社會消費品零售總額。
表3 Granger因果關(guān)系檢驗
2.2.4 VAR模型分析
通過把各變量作為內(nèi)生變量,建立VAR模型來進一步分析安徽省金融規(guī)模與效率、投資及消費對經(jīng)濟增長的短期沖擊關(guān)系。根據(jù)AIC、HQ、SC、FPE準則,發(fā)現(xiàn)VAR模型的滯后階數(shù)為1,并且VAR(1)模型伴隨矩陣的特征根的模均小于1,估計出模型為:
為了解金融規(guī)模與效率、投資及消費與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系以及分析每一種結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化的重要性和貢獻度,還需要利用VAR模型進行脈沖響應(yīng)和預(yù)測方差分解分析。
(1)脈沖響應(yīng)??紤]基于模型的一個單位標準差沖擊所模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)。在給金融規(guī)模一個正向的沖擊后,經(jīng)濟增長迅速做出響應(yīng),在第3期達到最大,隨后影響開始逐漸減弱,直至穩(wěn)定狀態(tài),說明金融規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響非常迅速,但影響的時間較短。在給金融效率一個正向的沖擊后,經(jīng)濟增長呈現(xiàn)的反應(yīng)是負方向,說明金融效率對經(jīng)濟增長有抑制作用。在給投資一個正向的沖擊后,經(jīng)濟增長反應(yīng)較為迅速,并在第4期達到最大,隨后影響開始逐漸減弱,直至穩(wěn)定,但程度低于金融規(guī)模給經(jīng)濟增長的沖擊。在給消費一個正向的沖擊后,經(jīng)濟增長反應(yīng)最為迅速,僅在第2期就達到最大值,隨后雖然有所減弱,但直至第7期后才開始迅速衰減,表明消費對經(jīng)濟增長的作用時間長,可持續(xù)性強于其它變量。
(2)預(yù)測方差分解。在第1期,經(jīng)濟增長全部由自身解釋,表明金融規(guī)模與效率、投資及消費對經(jīng)濟的增長存在時間差。隨著預(yù)測期數(shù)的變化,經(jīng)濟增長逐漸被金融規(guī)模與效率、投資及消費鎖解釋。在第12期的時候,分解結(jié)果基本達到穩(wěn)定狀態(tài),金融規(guī)模對經(jīng)濟增長沖擊的貢獻率在31.6%左右,金融效率沖擊的貢獻率大約在2.12%左右,投資沖擊的貢獻率在6.12%左右,消費沖擊的貢獻率在11.52%左右,剩余的48.64%左右是由自身的沖擊所貢獻。這表明,金融對經(jīng)濟增長的貢獻要遠大于投資和消費。
(1)金融規(guī)模(存貸款總額)對經(jīng)濟增長影響最大且與經(jīng)濟增長之間存在均衡的正向關(guān)系,金融規(guī)模也是經(jīng)濟增長的Granger原因。表明金融對安徽省經(jīng)濟發(fā)展的作用明顯,是不可或缺的。應(yīng)大力發(fā)展金融,使得金融資源更多的流向安徽省實體經(jīng)濟,不斷促進經(jīng)濟發(fā)展。
(2)金融效率(存貸比)與經(jīng)濟增長存在負相關(guān)性,究竟原因在于安徽省金融機構(gòu)的存款越來越多,但貸款相對低于存款,金融機構(gòu)未能及時將存款轉(zhuǎn)化為支持實體經(jīng)濟的貸款,形成了金融抑制。金融機構(gòu)在合理控制風險的前提下,應(yīng)加大貸款力度,積極支持實體經(jīng)濟的發(fā)展。
(3)投資和消費對經(jīng)濟增長貢獻較大,但消費的貢獻要大于投資,且投資的作用時間要低于消費,消費對經(jīng)濟增長的作用具有可持續(xù)性。這也說明消費是促進經(jīng)濟增長的利器,拉動內(nèi)需仍是當前的重要任務(wù),是促進經(jīng)濟發(fā)展的明智之舉,也是解決當前經(jīng)濟問題的必經(jīng)之路。