山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證分析
——基于時間序列VAR分析

李 明

(寧夏大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，寧夏 銀川 750021)

山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證分析
——基于時間序列VAR分析

李 明

(寧夏大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，寧夏 銀川 750021)

山東省作為經(jīng)濟大省，無論從地理位置還是經(jīng)濟儲量來看，其經(jīng)濟潛力和發(fā)展前景是不容忽視的，如國家統(tǒng)計局最近公布2016年山東GDP達(dá)到67008.2，位居全國第三。但從計量分析的結(jié)論來看，山東省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用并未明顯顯現(xiàn)。當(dāng)前中國經(jīng)濟處于轉(zhuǎn)型時期，“后金融危機時代”的影響還未退去，世界經(jīng)濟形勢依然復(fù)雜嚴(yán)峻，當(dāng)前中國宏觀經(jīng)濟處于供給側(cè)改革的大背景之中。因而，山東省應(yīng)當(dāng)積極提升金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的互動機制效率，使金融發(fā)展促進實體經(jīng)濟發(fā)展進入動態(tài)、長效之中。

金融發(fā)展；經(jīng)濟增長； 供給側(cè)改革；計量分析

一、引言

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系在經(jīng)濟學(xué)研究中歷來都是一個重要的話題。自20世紀(jì)60年代以后，以雷蒙德·W·戈德史密斯(Raymond W.Goldsmith)、羅納德·麥金農(nóng)(Ronald Mckinnon)、愛德華·肖(Edward Shaw)為代表的經(jīng)濟學(xué)家開始逐步論證出金融部門與經(jīng)濟發(fā)展間的密切聯(lián)系[1]。馮慶(2010)、張旭軍(2007)、韓蕾(2008)、李世璽(2009)、梁峰華(2013)等都指出中西方學(xué)者從實證和理論角度分別闡述了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間的關(guān)系；趙華偉(2014)還結(jié)合歷史考察分析，對20世紀(jì)以來金融發(fā)展與經(jīng)濟增長文獻進行梳理，發(fā)現(xiàn)學(xué)者們雖然分析方法和角度各異，使用的數(shù)據(jù)也跨越不同國家和省市，但基本上都認(rèn)為金融機構(gòu)和金融體系的成熟和完善對經(jīng)濟增長的作用明顯。這無疑給我國金融發(fā)展和金融體制改革產(chǎn)生了些許有益啟示。

二、金融發(fā)展理論

(一)金融發(fā)展理論建立的背景——金融抑制和金融深化

二戰(zhàn)后，經(jīng)濟學(xué)家麥金農(nóng)、愛德華·蕭( Shaw) 等開始著重研究發(fā)展中國家的金融問題。如愛德華·肖(Shaw)特別指出了“金融深化”理論，并指出“金融抑制”的特征及成因?？傊?，麥金農(nóng)和蕭(Shaw)等提出的“金融抑制”和“金融深化”理論，標(biāo)志著金融發(fā)展理論正式形成。在麥金農(nóng)和蕭之后，其他經(jīng)濟學(xué)家也從不同角度指出：金融發(fā)展理論忽視了金融體系的構(gòu)建作用(Chandavarkar，1992、Meir and Seers，1984、Stern，1989)。

(二)金融發(fā)展定義的提出

格利(Gurley)和肖(Shaw)(1960)在其論文中提出了金融發(fā)展的概念[2]。他們還認(rèn)為應(yīng)當(dāng)把金融結(jié)構(gòu)分為三個層次進行研究(如金融相關(guān)比率FIR等)。對于金融發(fā)展的含義研究，在不同時期，經(jīng)濟學(xué)家對其給予了不同層次的界定(毛秋蓉，2005)。尤其在20世紀(jì)90年代初，金(King)和萊文(Levine著重從金融功能的視角研究金融發(fā)展[3]。

三、經(jīng)濟增長理論

(一)經(jīng)濟增長研究的古典開端——亞當(dāng)·斯密和大衛(wèi)·李嘉圖

對經(jīng)濟增長的較系統(tǒng)的理論研究是從近代經(jīng)濟學(xué)——資產(chǎn)階級古典經(jīng)濟學(xué)開始的(李亞娟，2001)，主要代表人物就是亞當(dāng)·斯密和大衛(wèi)·李嘉圖。亞當(dāng)·斯密(1776)在《國富論》中，首次闡述了經(jīng)濟增長的途徑(左大培，2005)。其后，大衛(wèi)·李嘉圖對經(jīng)濟增長的研究，也大體沿襲了亞當(dāng)·斯密的思路，只不過他把重點放在工資、利潤和地租等之間的相互關(guān)系上。他們對經(jīng)濟增長理論的研究，為之后的經(jīng)濟學(xué)家提供了一種重要的“護法之功”。

(二)現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論

哈羅德(1939，1948)和多馬(1946，1948)兩位經(jīng)濟學(xué)家首次合并提出了具有現(xiàn)代經(jīng)濟增長理論意義的模型——“哈羅德-多馬經(jīng)濟增長模型”(佘時飛，2009；葉靜怡，2014)。隨后，新古典經(jīng)濟家又提出“索洛——斯旺模型”(索洛《經(jīng)濟增長因素分析》，1956)。自20世紀(jì) 80 年代中后期以來，圍繞“索洛剩余內(nèi)生化”——這個經(jīng)濟增長理論的突破點，以羅默、盧卡斯、楊小凱和諾斯為代表的經(jīng)濟學(xué)家提出了一系列新理論，它們被經(jīng)濟學(xué)界稱之為“新經(jīng)濟增長理論”(楊小凱，1999)。

四、金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系

近幾年來，經(jīng)濟學(xué)家們?nèi)鏚ugler(1998)、Loaya(2000)等也利用不同的計量方法驗證了金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中的作用[4]。大體說來，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)聯(lián)性可以分為五種情況。第一種觀點是金融促進經(jīng)濟的增長。第二種觀點即認(rèn)為，金融體系只是對這種需求被動的反映(Joan Robinson，1970)。第三種觀點則是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在雙向因果關(guān)系(Bencivenga，1995、Starr，1996)。第四種觀點是金融與經(jīng)濟增長之間沒有明顯的聯(lián)系(Lucas)。第五種觀點則是認(rèn)為金融增長會阻礙經(jīng)濟發(fā)展(Diamond，1983、Krugman，1998)。沿著金和萊文的思路，其他經(jīng)濟學(xué)家如拉詹、津蓋爾斯等人細(xì)致分析了金融對經(jīng)濟增長的微觀作用機制(Rajan and Zingales，1996)[5]。

五、山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證分析——基于時間序列VAR模型

山東省經(jīng)濟實力雄厚，是依托京津翼發(fā)展的重要屏障，又是蘇浙滬經(jīng)濟發(fā)展的先導(dǎo)。因而，研究山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系尤其具有重要意義(白瑞峰，2011；姜超，2010)。

(一)數(shù)據(jù)來源

為進一步驗證山東省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用本文做了實證分析。本文選取1995—2015二十年的年度數(shù)據(jù)，主要來自于《山東省統(tǒng)計年鑒》、山東省統(tǒng)計信息網(wǎng)、《山東省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》等，并對其進行整理與計算得出。

(二)變量選取

本文一方面選取“人均國內(nèi)生產(chǎn)總值”(Real GDP per capita)作為衡量“經(jīng)濟增長”的指標(biāo)(董紅霞，王定祥，胡金炎等)，即因變量指標(biāo)(Y)；另一方面，選取金融相關(guān)率(FIR)、金融機構(gòu)存貸比(SLR)、政府的財政投入(GOV)等三個自變量指標(biāo)(X2，X3，X4)作為衡量“金融發(fā)展”的指標(biāo)。因而，初步構(gòu)建起關(guān)于如下的多元回歸方程：Y=C+β2 X2+β3X3+β4X4；金融相關(guān)率(FIR)指標(biāo)作為衡量地區(qū)總體的金融發(fā)展水平；金融機構(gòu)存貸比(SLR)用金融機構(gòu)的存貸比程度(貸款/存款)來衡量；政府的財政投入(GOV)指標(biāo)則用：財政支出額/GDP來衡量。

(三)平穩(wěn)性檢驗(ADF檢驗)

首先，對金融發(fā)展各指標(biāo)(FIR、SLR、GOV)與經(jīng)濟增長指標(biāo)(人均GDP)進行平穩(wěn)性檢驗。為了避免出現(xiàn)“偽回歸現(xiàn)象”，計量經(jīng)濟學(xué)家提出了多種檢驗方法，包括 ADF 檢驗、DF 檢驗、PP 檢驗、KPSS 檢驗、ERS 檢驗和 NP 檢驗等6 種方法，其中ADF 檢驗是最常用的方法[6]。

采用Eviews 8進行ADF檢驗，其中，c，t，k分別表示截距項、趨勢項、滯后階數(shù)，0表示沒有截距項或者趨勢項[7]。匯總?cè)缦拢?/p>

變量檢驗類型(c，t，k)ADF檢驗值A(chǔ)DF臨界值(1%)ADF臨界值(5%)ADF臨界值(10%)結(jié)論人均GDP(Y)(0，0，2)-5 514840-2 699799-1 961409-1 606610平穩(wěn)FIR(X4)(0，0，2)-5 400678-2 708094-1 962813-1 606129平穩(wěn)SLR(X3)(0，0，2)-6 419069-2 717511-1 964418-1 605603平穩(wěn)GOV(X2)(0，0，2)-6 033448-2 708094-1 962813-1 606129平穩(wěn)

原序列人均GDP、FIR、SLR、GOV 的ADF 值均小于1%、5%、10%顯著水平下的臨界值，故可以在 1%、5%、10%的置信水平上拒絕原假設(shè)，說明不存在單位根，原序列平穩(wěn)。

(四)協(xié)整檢驗

1.按照EG—ADF兩步法，檢驗兩個變量是否存在協(xié)整關(guān)系。分析得出協(xié)整回歸方程如下：

Y=12.99885+78.75471*X2-14.45478*X3-3.315776*X4 (3.420034) (5.402466) (-4.025257) (-2.476968)

R2等于0.930182，修正R2等于0.917861，F(xiàn)=75.49683

協(xié)整方程表明了在1995—2015年這四個變量之間存在長期均衡的關(guān)系，其中人均GDP水平(Y)與政府的財政投入(GOV)之間存在著正相關(guān)關(guān)系，但金融相關(guān)率(FIR)和金融機構(gòu)存貸比(SLR)與人均GDP水平(Y)之間存在著反相關(guān)關(guān)系。這種觀察在其他學(xué)者的論文中也有相似的發(fā)現(xiàn)(王定祥、許瑞恒，2013；朱明星，2005)。通過協(xié)整方程，我們可以發(fā)現(xiàn)，通過擴大政府投資能夠促進經(jīng)濟的增長，但是金融的發(fā)展對經(jīng)濟增長的貢獻卻沒有得到體現(xiàn)。

2.對回歸方程的殘差做單位根檢驗(ADF檢驗)結(jié)果見下表：

變量檢驗類型(c，t，k)ADF檢驗值1%的臨界值5%的臨界值10%的臨界值結(jié)果Et(殘差)(0，0，2)-5 803787-2 708094-1 962813-1 606129平穩(wěn)

由表中可知，對殘差序列Et進行ADF檢驗后，發(fā)現(xiàn)殘差序列Et在1%、5%、10%的顯著性水平下平穩(wěn)。

(五)格蘭杰因果檢驗(granger causalty test)

在一定程度上，由格蘭杰因果檢驗做出的評判，可以為我們尋求變量之間的真正關(guān)系提供一種判斷。

格蘭杰因果檢驗如下圖所示：

按照之前的滯后期為2期時做出的格蘭杰因果檢驗，從中發(fā)現(xiàn)，Y(人均GDP)、X2(GOV)、X3(SLR)、X4(FIR)之間并不存在嚴(yán)格的格蘭杰因果關(guān)系，說明在長期中，金融發(fā)展(如GOV、SLR、FIR)對經(jīng)濟增長(人均GDP)的推動作用并不明顯，經(jīng)濟增長(人均GDP)對金融發(fā)展(如GOV、SLR、FIR)的推動作用也不明顯。

(六)山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系試探——VAR模型分析

計量經(jīng)濟學(xué)家采用“非結(jié)構(gòu)性方法”來構(gòu)建變量之間關(guān)系的模型——向量自回歸模型(Vector Autoregression，VAR)，這一方法將這些變量放在一起，在處理一些具體問題時大大優(yōu)化了分析效率(高鐵梅，2010)。

1.VAR模型構(gòu)建：在了解VAR 模型理論的基礎(chǔ)上，將所有變量作為內(nèi)生變量，設(shè)定滯后兩期，采用Evies8.0 構(gòu)建VAR 模型。按照之前的SIC滯后規(guī)則，確定滯后2階。如下

2.對VAR模型的穩(wěn)定性檢驗——AR根檢驗

構(gòu)建 VAR 模型，首先需要檢驗其穩(wěn)定性，最常用的方法是AR 根檢驗法[8]。當(dāng)特征根均小于1 時，即說明VAR模型穩(wěn)定[9]。

從表中可以清晰地看出，初始VAR 模型的AR 根均小于1，均落在單位圓以內(nèi)，從而說明初始 VAR模型是穩(wěn)定的。

3.VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

在選擇最佳滯后階數(shù)時，為了能夠完整反映模型的動態(tài)特征，需要綜合考慮滯后期和自由度兩方面問題[10]。通常在確定滯后階數(shù)時選擇兩種檢驗方法，即 LR(似然比)檢驗和AIC、SC 信息準(zhǔn)則(李子奈，2010)。如圖所示，其中根據(jù)AIC最小原則，可確定最優(yōu)滯后階數(shù)是2階，和前面ADF檢驗滯后階數(shù)一致。

4.脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)分析，其表達(dá)的是內(nèi)生變量對自己或其他內(nèi)生變量的變化所作出的反應(yīng)，以確定一個變量的意外變化怎樣來影響系統(tǒng)中的其他內(nèi)生變量，可以比較直觀描繪出變量之間的動態(tài)交互作用和效應(yīng)[11]。本文用Eviews8.0軟件對變量之間進行了脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如下圖所示：

脈沖響應(yīng)分析的圖形輸出結(jié)果(圖中實線表示 1 單位脈沖沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)的時間路徑，虛線表示2 個標(biāo)準(zhǔn)差的置信區(qū)間)

其中，如在第一列最后一張脈沖響應(yīng)圖中，X2(GOV)隨著Y(人均GDP)的上升而上升，從第一期開始，脈沖響應(yīng)直到第四期(出現(xiàn)第一個拐點)、第七期(出現(xiàn)第二個拐點)，之后上升，說明GOV(政府財政投入)的增長帶來了以后各期Y(人均GDP)的增長趨勢，這和之前VAR分析的結(jié)論以及EG—ADF兩步分析法提出的協(xié)整回歸方程的推測，是基本一致的。如在第三列第一張脈沖響應(yīng)圖中，Y(人均GDP)隨著X3(SLR)的增加而逐漸下降，說明人均GDP的增長帶來了金融機構(gòu)存貸比的下降，從一定程度上反映了金融機構(gòu)的規(guī)模下降。而從之前EG-ADF的協(xié)整方程中，可以看出當(dāng)X4(FIR)增加1個百分點時，Y(人均GDP)約下降3.3個百分點，下降幅度不是很大，這在脈沖響應(yīng)圖中也有反映。

5.方差分解

方差分解著重分析各個信息對模型內(nèi)生變量的相對重要程度[12]。本文利用 Eviews8.0 軟件對各時間序列進行了方差分解，結(jié)果如下：

如在第一張圖中，Y對自身的方差分解時間路徑一直為正，且在第三期之后直線下降，說明當(dāng)期人均GDP增長對后面各時期人均GDP增長的貢獻越來越小；Y對FIR的方差分解時間路徑一直為正且不斷上升，說明人均GDP的增長對后面各期金融規(guī)模擴張的貢獻率越來越大，后期趨于平穩(wěn)，貢獻率保持在25%左右；Y對SLR的方差分解時間路徑在第二期之后緩慢上升，但貢獻率一直處在較高位，說明人均GDP的增長對后面各期金融效率的貢獻率日漸增加；Y對GOV的方差分解時間路徑在第二期達(dá)到峰值，之后下降趨于穩(wěn)定，說明人均GDP增長對后面各期GOV的貢獻率基本穩(wěn)定。

六、建議與展望

本文一方面回顧金融發(fā)展和經(jīng)濟增長相關(guān)理論；另一方面則通過運用諸如時間序列VAR模型等計量經(jīng)濟實證方法，對山東省1995—2015二十年間經(jīng)濟增長和金融發(fā)展間的關(guān)系進行了分析論證[13]。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，山東省經(jīng)濟增長與金融發(fā)展之間存在著一定聯(lián)系；但同時從總體上發(fā)現(xiàn)，山東省的金融發(fā)展水平并不高，沒有很好發(fā)揮對山東省經(jīng)濟增長的促進作用；其與經(jīng)濟增長之間存在較為明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系[14]。而且，通過對山東省經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的時間路徑看，這種脈沖響應(yīng)影響并不十分穩(wěn)定。也有學(xué)者通過計量分析指出[15]，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，反映出山東省商業(yè)銀行的資產(chǎn)運用質(zhì)量較低，金融配置資源效率有待提高(胡金炎，2005)。因此，從某種角度上講，穩(wěn)步推進金融體制改革，積極促進銀行信貸和股票資本市場的發(fā)展[16](錢穎一，2003；林毅夫，2012)，可以有效銜接金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間更為合理的配置機制。

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寧夏經(jīng)濟增長的全要素生產(chǎn)率研究[基金項目編號：GIP201658]