張家界市金融支持和經濟增長關系的實證研究

曾 輝，白 杏，莫宏敏，黃 蕊

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張家界市金融支持和經濟增長關系的實證研究

曾 輝，白 杏，莫宏敏*，黃 蕊

（吉首大學 數學與統計學院，湖南 吉首 416000 ）

基于武陵山片區張家界市1990—2014年金融相關數據，選取金融相關比率、金融發展效率、投資水平作為金融支持指標，地區生產總值作為經濟增長指標，基于VAR模型對金融支持和經濟增長之間的關系進行了實證研究。分析結果表明，張家界市金融支持與經濟增長之間存在長期穩定關系，且投資水平對經濟增長的貢獻最大。

金融支持； 經濟增長； VAR模型； 脈沖響應函數

0．引言

對于我國經濟金融之間的關系，有很多學者進行了探索性的研究，有的研究以全國為研究對象[1],有的研究以某省或某市為研究對象[2-6]。武陵山片區是國家“十三五”重點扶貧地區，張家界市作為該地區重要的旅游城市，研究如何發揮其金融支持對經濟發展的有效作用具有重要意義。金融作為地方經濟的核心，在很大程度上促進了地區經濟發展。談儒勇[1]運用普通最小二乘法（OLS）進行線性回歸，得出金融中介與經濟增長之間相互促進。但是，其判斷依據僅是基于金融支持與經濟增長間的簡單線性關系，并沒有明確給出其中的因果關系及方向。韓廷春[7]采用金融支持與經濟增長關聯機制的計量模型，運用我國經濟發展數據分析，認為技術進步因素對經濟增長的作用最為關鍵，而金融支持的作用次之。艾洪德[8]采用不同方法比較了我國東西部兩地區的金融與經濟增長之間的關系，表明東部發達地區區域金融對地方經濟有促進作用，而對于一些發展相對緩慢的西部區域而言，區域金融支持并沒有有效推動地方經濟發展。本文基于武陵山片區張家界市1990—2014年金融相關數據，建立向量自回歸（VAR）模型，以期對張家界市金融支持和經濟增長之間的關系進行實證研究。

1．數據來源及指標說明

在進行實證檢驗之前，首先選定金融發展和經濟增長的指標。本文主要借鑒國內外的相關研究進行指標的選取，各指標選取如下：

（1）地區生產總值：地區生產總值（GDP）是衡量一個地區經濟增長的通用指標，能真實的反映地區經濟發展的水平。為便于數據的處理，對實際GDP取自然對數，記為LNGDP。

2．變量平穩性檢驗與格蘭杰因果檢驗

本文所有檢驗結果均使用Eviews6.0分析軟件而得。

由于經濟數據帶有明顯的非平穩趨勢性特征，對變量的平穩性進行檢驗是模型分析的前提，首先采用ADF檢驗法分別對上述四個指標的平穩性進行檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

表2 Johansen協整檢驗（跡統計量）

Tab. 2 Johansen co-integration test (trace statistics)

注：*表示在5%的顯著水平下拒絕原假設，跡統計量顯示在5%的顯著水平下存在1個協整方程。

由表2可見，在5%的顯著性檢驗水平下，張家界市金融支持與經濟增長存在協整關系，說明金融支持指標變量FIR、SLR、INV和經濟增長LNGDP之間存在長期的相關關系。協整方程為：

方程（2.2）表明，變量FIR、SLR、INV對張家界市LNGDP的影響均為正，說明金融相關比率、金融發展效率、投資水平與經濟增長存在長期穩定關系。在投資水平和金融效率不變的情況下，金融相關比率每提高一個單位，GDP相應增加2.13單位，在金融相關比率和金融效率不變的情況下，投資水平每提高一個單位，GDP相應增加25.42個單位，在投資水平和金融效率不變的情況下，金融發展效率每提高一個單位，GDP相應增加1.19單位；從長期來看投資水平對經濟增長的貢獻最大。

協整檢驗結果表明張家界市金融支持與經濟增長之間存在長期均衡關系，下面采用格蘭杰因果檢驗法進一步分析各指標變量之間是否存在短期因果關系，檢驗結果如表3所示。

表3 Granger因果關系檢驗結果

（1）無論滯后1期還是2期，LNGDP都是FIR的格蘭杰因果原因；無論滯后1期還是2期，FIR都不是LNGDP的格蘭杰因果原因。說明張家界市金融相關比率（FIR）與經濟增長之間存在單向格蘭杰因果關系，表明經濟增長與銀行存貸余額增加不一致，金融相關比率提高對經濟增長的促進作用存在滯后性。

（2）無論滯后1期還是2期，LNGDP與INV互為格蘭杰因果原因，表明GDP和投資水平（INV）存在雙向的格蘭杰因果關系，區域經濟的增長有利于投資水平的提高，同時，投資水平的提高也有利于區域經濟的增長。

（3）無論滯后1期還是2期，SLR不是LNGDP的格蘭杰因果原因，LNGDP也不是SLR的格蘭杰因果原因，表明在滯后期二者之間還未形成互動關系。

3．VAR模型分析

模型分析是建立VAR模型的前提，模型滯后期一般采用AIC、SC信息量最小準則確定，若二者不能同期最優，則根據LR統計量最優原則選取滯后期數k。本文VAR模型滯后期統計量結果如表4所示。由表4的統計檢驗結果可知，AIC、SC的信息量在滯后一階達到最小，因此模型定為VAR(1)。

3．1．VAR模型的建立

本文中金融支持變量與經濟增長變量之間存在長期協整關系，由于傳統的計量方法不能進行多變量之間的動態聯系，而聯立各變量之間動態分析的VAR模型能有效解決這一問題。變量數為n，滯后期為k的VAR模型表達式如下：

表4 模型滯后階數

根據上式，以張家界市LNGDP、FIR、SLR、INV為變量，樣本區間為1990-2014年，各指標變量樣本數量25個。用EVIEWS估計模型參數結果為：

3．2．VAR模型顯著性檢驗

對經濟關系的進一步分析需要檢驗模型的平穩性，下面采取單位根檢驗方法檢驗模型平穩性。模型的所有單位根均落在單位圓內，表明模型平穩。檢驗單位根如圖1所示。

圖1 模型單位根檢驗AR圖

3．3．脈沖響應函數

前文中通過靜態分析、協整分析以及格蘭杰因果關系檢驗，得到了張家界市金融支持與經濟增長之間的長期關系和變量之間的因果關系。為更全面地分析金融支持和經濟增長之間的關系，我們將利用脈沖響應函數和變量方差來分析變量間的動態關系。

綜合表5和圖2可知，初期LNGDP對本身一個正的沖擊有比較顯著的反應，且隨著期數的延遲趨于平穩。當地區經濟受到向下的沖擊時，其通過市場影響到下一輪經濟增長，可見向下的沖擊具有顯著的阻滯作用和較長的持續效應。

前5期金融相關比率的提高對于經濟增長有一個正的沖擊，至5期時達到-0.000617，至第8期開始趨于穩定，表明金融相關比率一定程度的提高會對經濟增長產生一定的推動作用。

金融發展效率對經濟的沖擊趨勢表現為負的沖擊效應，至第8期時，對經濟的沖擊效應趨于穩定。表明張家界市銀行機構貸存比越大，在一定程度上抑制了區域經濟增長。

表5 各變量對LNGDP的沖擊響應

Tab. 5 the impulse response of each variable to LNGDP

圖2 張家界市LNGDP的脈沖響應函數圖

投資水平在初期傳遞一個正的沖擊后，經濟增長在第2期時做出反應，隨著投資水平的增加，經濟增長水平緩慢的提高，至第8期趨于平穩。

3．4．方差分解

本文主要分析金融支持中的各個變量對經濟增長的貢獻度。LNGDP方差分解結果如表6所示。由表6可知，LNGDP本身隨著期數的增加影響貢獻率逐漸下降，從第1期的100%降至第10期的31.54%；金融相關比率從第1期至第3期貢獻率逐漸升至1.173163%，后幾期逐漸下降，至第8期開始回升。

表6 方差分解

Tab. 6 the variance decomposition

說明金融相關比率對經濟增長的影響并不是隨著期數的延遲而逐漸穩增的；金融發展效率隨著期數的增加貢獻率逐漸增大，至第10期達18.2928%；投資水平對于經濟增長的貢獻率隨著期數的增加而穩健增長，至第10期達到48.63%。

綜合以上方差分解，說明張家界市的長期經濟增長主要由金融支持中的投資水平影響。

4．結論分析與建議

通過對1990-2014年張家界市金融支持與經濟發展關系相關的時間序列分析得出以下結論：

通過協整方程可知，張家界市金融相關比率、金融發展效率、投資水平與經濟增長之間存在協整關系。因此，張家界市金融支持與經濟增長之間存在長期穩定關系。金融相關比率、金融發展效率和投資水平與經濟增長具有正向關系，表明金融支持水平的提高有利于經濟增長。

基于格蘭杰因果檢驗結果，可知經濟增長有利于投資水平的提高，同時，投資水平的提高也有利于區域經濟的增長；金融相關比率提高對經濟增長的促進作用存在滯后性。

從脈沖響應函數分析可知，金融發展效率在后期對經濟增長有負沖擊效應，表明張家界市銀行資金運用效率不高，間接融資體系不完善。從金融支持對于經濟增長的貢獻度分析可知，張家界市投資水平對于經濟增長的貢獻最大，金融發展效率次之。

基于上述分析結果，我們發現張家界市在經濟發展中存在間接融資體系不完善、資金運用效率不高等問題。對此我們提出以下建議：

（1）建立健全多元化金融服務體系，完善融資結構。目前，張家界市銀行體系以國有四大行為主，大型股份制商業銀行分支機構以及證券、基金、保險等非銀行服務機構數量較少，因此政府需要加大對商業銀行發展的支持力度，在完善信用評級體系、加強防范金融風險的框架下，培育非銀行金融服務機構，拓寬融資渠道。

（2）實施產業和金融扶貧相結合的模式，在科學合理規劃下整合資源，設立配套的項目資金和信貸服務，結合張家界市旅游和服務產業的發展，從項目評估建設、資金預算撥付、績效評估等多方面考察產業金融服務需求，加強企業、銀行之間的合作，滿足地區經濟發展需求。

（3）金融機構積極支持張家界經濟開發區建設，引導高新技術企業進駐開發區，將資源優勢轉化為經濟優勢，以經濟增長帶動金融發展，以金融支持促進經濟增長的良性循環。

[1] 談儒勇．中國金融發展與經濟增長關系的實證研究[J]．經濟研究，1999（10）：53-61．

[2] 張文鋒．區域金融與經濟增長關系實證分析——兼論東北振興中的金融支持[J]．延邊大學學報（社會科學版），2007（2）：10-14．

[3] 王樹華，方先明．金融支持與區域經濟發展——基于江蘇數據的實證研究[J]．統計與決策，2006（9）：81-84．

[4] 劉楊．社會融資規模與區域經濟增長關系的實證研究——基于常德市1990—2014年經濟金融數據的分析[J]．武漢金融，2015（5）：61-64．

[5] 胡杰，楊莉．欠發達地區金融支持區域經濟增長的分析——基于陜西與重慶的實證對比[J]．區域金融研究，2009（8）：28-32．

[6] 費和．甘肅省金融發展與經濟增長關系研究——基于1994—2008年數據的實證分析[J]．經濟研究導刊，2011（12）：130-133．

[7] 韓廷春．金融發展與經濟增長——理論、實證、政策[M]．北京：清華大學出版社，2002．

[8] 艾洪德．區域金融研究—以遼寧省為例[M]．大連：東北財經大學出版社，2006．

Empirical Study on the Relationship between Financial Support and Economic Growth in Zhangjiajie City

ZENG Hui, BAI Xing, MO Hongmin, HUANG Rui

( College of Mathematics and Statistics, Jishou University, Jishou 416000, Hunan, China)

This paper chooses the financial correlation ratio, the financial development efficiency, the investment level as the financial support index , the gross regional product as the economic growth index to make an empirical study on the relationship between financial support and economic growth by using VAR model based on the relevant data of Zhangjiajie City from 1990 to 2014. The analysis results show that there is a long-term stable relationship between financial support and economic growth in Zhangjiajie City, and the investment level is the largest contributor of economic growth.

financial support, economic growth, VAR model, impulse response function

O212；F127

A

1673-9639 (2018) 09-0070-06

2018-01-04

湖南省2015 年大學生研究性學習與創新性實驗計劃項目（湘教通［2015］269 號）；湖南省普通高校教學改革項目 （湘教通［2013］223 號）。

曾輝（1996-），男，湖南岳陽人，吉首大學數學與統計學院學生。

莫宏敏（1969-），男，湖南慈利人，博士，副教授，碩士生導師，研究方向：矩陣理論與計算，統計計算。

（責任編輯 毛 志）（責任校對 印有家）