基于VAR模型的西部省域銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究

羅丹 羅宗儒

【摘要】金融業(yè)在經(jīng)濟(jì)增長中扮演的角色，一直是人們關(guān)注的焦點。在貴州乃至全國，銀行業(yè)仍然是金融業(yè)最主要的組成部分，文章以貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系作為研究對象，利用1978～2009年貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長有關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)，構(gòu)造向量自回歸模型，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量分析方法進(jìn)行實證分析。研究結(jié)果表明，一方面，貴州省經(jīng)濟(jì)增長是銀行業(yè)規(guī)模的格蘭杰原因，即經(jīng)濟(jì)增長帶動了銀行業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大；另一方面，貴州省銀行業(yè)規(guī)模是銀行業(yè)效率的格蘭杰原因，即銀行業(yè)效率依附于銀行業(yè)規(guī)模。

【關(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長銀行業(yè)規(guī)模銀行業(yè)效率VAR模型

一、緒論

改革開放以來，特別是西部大開發(fā)以來，貴州省的經(jīng)濟(jì)保持了較快的增長勢頭，地區(qū)生產(chǎn)總值由1978年的46.62億元增加到2009年的3912.68，擴(kuò)張近84倍。同樣，金融行業(yè)也取得了較快的發(fā)展，金融機(jī)構(gòu)存款余額總量從1978年的18.05億元增加到2009年的5898.26億元，擴(kuò)張近327倍；金融機(jī)構(gòu)貸款余額總量從1978年的21.62億元增加到2009年的4656.5億元，擴(kuò)張近216倍。

金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長扮演的角色一直是人們關(guān)注的焦點。關(guān)于這個問題，國內(nèi)外專家和學(xué)者做的大都把研究重點放在整個金融體系。然而根據(jù)貴州乃至中國西部的實情是直接金融仍然不發(fā)達(dá)，金融發(fā)展主要依靠間接金融銀行業(yè)做出貢獻(xiàn)，所以本文將研究對象限定在銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。文章以貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系作為研究對象，利用1978～2009年貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長有關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)，構(gòu)造向量自回歸模型，運用單位根檢驗、協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗等計量分析方法進(jìn)行實證分析。本文的研究意義和目的是通過構(gòu)造定量分析模型研究貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)聯(lián)性，為當(dāng)前政府在金融體制改革進(jìn)程中的決策提供依據(jù)，最終實現(xiàn)貴州省經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定的增長。

二、模型描述

先分別對各時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行文獻(xiàn)[1]介紹的單位根檢驗，然后建立向量自回歸模型，在VAR模型的框架下，運用約翰遜（Johansen）檢驗進(jìn)行協(xié)整檢驗，最后運用格蘭杰（Granger）因果關(guān)系分析來考察銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系。其中由希姆斯（Sims）于1980年提出的向量自回歸（vector autoregressive，VAR）模型。模型不以經(jīng)濟(jì)理論為基礎(chǔ)，它是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，它把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的滯后值作為解釋變量進(jìn)行回歸，從而估計所有內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。至今，VAR模型是處理多個相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的分析與預(yù)測最容易操作的模型之一。

VAR模型的一般數(shù)學(xué)表達(dá)式[2]是：

，t∈{-∞，+∞}

其中，=（，…，）表示K×1階隨機(jī)向量，到表示K×K階的參數(shù)矩陣，表示M×1階外生變量向量，到是K×M階待估系數(shù)矩陣，并且假定是白噪聲序列。

三、貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實證分析

（一）指標(biāo)的選取

文章主要選取的指標(biāo)主要涉及兩方面——經(jīng)濟(jì)增長和銀行業(yè)發(fā)展。

關(guān)考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和代表性，本文選取1978～2009年貴州省銀行業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長有關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)作為實證數(shù)據(jù)，以貴州省各年人均GDP來衡量貴州省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，用rjGDP表示，衡量銀行業(yè)規(guī)模指標(biāo)的貸款相關(guān)比率用LIR（Loan Interrelation Ratio）來表示，衡量銀行業(yè)效率指標(biāo)的存款與貸款比率用DL（Deposit Loan Ratio）來表示。為了避免出現(xiàn)異方差，本文的數(shù)據(jù)變量均采用其對數(shù)形式，利用Eviews3.1對上述數(shù)據(jù)變量進(jìn)行計量分析。數(shù)據(jù)均來源于《貴州統(tǒng)計年鑒2010》，如表1所示。

表1貴州省1978～2009年各指標(biāo)統(tǒng)計數(shù)據(jù)

（二）單位根檢驗

在進(jìn)行時間序列分析時，傳統(tǒng)上要求所用的時間序列必須是平穩(wěn)的，否則會產(chǎn)生偽回歸。然而，現(xiàn)實中的時間序列往往是非平穩(wěn)的，所以為了避免回歸結(jié)果產(chǎn)生偽回歸，在建立計量經(jīng)濟(jì)模型之前可以先對時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，通過差分得到平穩(wěn)的時間序列，然后再進(jìn)行回歸。

本文運用Eviews3.1軟件通過ADF檢驗對lnrjGDP、lnLIR和lnDL三個變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，可以得到結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，原三個時間序列都是非平穩(wěn)時間序列，但經(jīng)過二階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)時間序列，即lnrjGDP～I(xiàn)（2），lnLIR～I(xiàn)（2），lnDL～I(xiàn)（2）。三個變量均為二階單整，滿足建立VAR模型的條件，從而接下來可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。

“N”表示在檢驗水平上變量是不平穩(wěn)的，“Y”表示在檢驗水平上變量是平穩(wěn)的。

（三）協(xié)整檢驗

經(jīng)過ADF平穩(wěn)性檢驗，可以得到三個變量均服從I（2）過程，滿足建立VAR模型的基本條件。在建立VAR模型的基礎(chǔ)上進(jìn)行Johansen檢驗，分析三個變量之間的長期均衡關(guān)系。

運用Eviews3.1軟件建立lnrjGDP、lnLIR和lnDL的VAR模型（滯后階數(shù)為2）如下：

LNRJGDP=0.70+1.490*LNRJGDP(-1)-0.571*LNRJGDP(-2)+0.228*LNLIR(-1)

[1.94999][5.98339][-2.13143] [1.07854]

-0.008*LNLIR(-2)+0.092*LNDL(-1)+0.0421*LNDL(-2) [-0.04277][0.40787] [0.20573]

=0.998291，F(xiàn)=2238.942

注：上式方括號內(nèi)的值分別為各系數(shù)相應(yīng)的t值。

上式回歸模型中，=0.998291,擬合優(yōu)度較高，F(xiàn)值也比較大，所以回歸效果較好。

由上式可以看出，經(jīng)濟(jì)增長除了受上一期值得影響之外，還受到銀行業(yè)規(guī)模水平和效率的影響，但銀行業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是微弱的，尤其銀行業(yè)效率對經(jīng)濟(jì)增長的影響極其微小。首先，來看經(jīng)濟(jì)增長和“銀行業(yè)規(guī)?！钡年P(guān)系，可以看出“銀行業(yè)規(guī)模”對經(jīng)濟(jì)增長起到較小的促進(jìn)作用，但隨著時間的滯后，促進(jìn)作用消失并最終表現(xiàn)為對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生抑制作用；其次，“銀行業(yè)效率”這一指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用極其微弱，且隨著時間的滯后，作用越來越小。

運用Eviews3.1軟件進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗，結(jié)果如表3所示。

表3Johansen協(xié)整檢驗

根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果可知，該VAR系統(tǒng)中含有一個協(xié)整方程，即從統(tǒng)計的角度來看，這三個變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系。也就是說，無論從銀行業(yè)規(guī)模上擴(kuò)張，還是銀行業(yè)效率的變化方面來考察，貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間都有可能在規(guī)?；蛐史矫娲嬖谙嚓P(guān)關(guān)系，或者貴州省銀行業(yè)規(guī)模與效率之間存在相關(guān)關(guān)系。但是存在相關(guān)關(guān)系并不能證明它們之間也存在因果方向性，因此需要進(jìn)一步檢驗貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果方向性，這就是下一節(jié)探討的Granger因果關(guān)系分析。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

對于貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果方向性檢驗，即判斷究竟是銀行業(yè)發(fā)展導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長，還是經(jīng)濟(jì)增長帶動了銀行業(yè)發(fā)展，本文運用Eviews3.1軟件對lnrjGDP、lnLIR和lnDL三個非平穩(wěn)時間序列數(shù)據(jù)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，具體檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 各變量之間的Granger因果分析

由表4可知，格蘭杰因果檢驗拒絕了經(jīng)濟(jì)增長不是銀行業(yè)規(guī)模的格蘭杰原因，表明經(jīng)濟(jì)增長與銀行業(yè)規(guī)模存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，即貴州省經(jīng)濟(jì)增長是銀行業(yè)規(guī)模的格蘭杰原因，也就是說貴州省經(jīng)濟(jì)增長帶動了貴州省銀行業(yè)規(guī)模水平。這一結(jié)論胡青丹[3]在《中國銀行業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究》對中國銀行業(yè)與經(jīng)濟(jì)增長的實證研究的結(jié)論相似。本文認(rèn)為，導(dǎo)致這種因果導(dǎo)向性的原因可能在于貴州省的銀行業(yè)改革（或者說金融改革）滯后于經(jīng)濟(jì)改革，銀行業(yè)發(fā)展依附于經(jīng)濟(jì)增長，是典型的“需求拉動型”的銀行業(yè)發(fā)展。

另外，從表4中還可以發(fā)現(xiàn)，貴州省銀行規(guī)模與銀行業(yè)效率存在單向的格蘭杰因果方向性，銀行業(yè)規(guī)模是銀行業(yè)效率的格蘭杰原因。這與王振山[4]在《銀行規(guī)模與中國商業(yè)銀行運行效率研究》一文中提到的“商業(yè)銀行運行規(guī)模是決定或影響銀行業(yè)運行效率的重要因素之一”的觀點相吻合。導(dǎo)致這種關(guān)系的原因可能是貴州省存款類金融機(jī)構(gòu)（主要是存款貨幣銀行）存在規(guī)模經(jīng)濟(jì)，即隨著銀行規(guī)模的擴(kuò)大，銀行的競爭力、資產(chǎn)質(zhì)量和盈利水平都提高，從而使銀行資金的轉(zhuǎn)換效率得以提高。

四、結(jié)論

本文基于向量自回歸（VAR）模型，利用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗分別對貴州省銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系和因果方向性進(jìn)行了實證研究。文章在經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)選擇方面，以人均GDP作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，在銀行業(yè)發(fā)展指標(biāo)指標(biāo)選擇方面，從銀行業(yè)的規(guī)模與效率兩方面著手，即從“量”和“質(zhì)”兩方面較全面地反映了銀行業(yè)發(fā)展的本質(zhì)，分別以貸款相關(guān)比率和存貸款比率作為衡量銀行業(yè)規(guī)模和效率的指標(biāo)。運用軟件Eviews3.1，利用貴州省1978～2009年的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析，得到以下結(jié)論：

（1）代表經(jīng)濟(jì)增長和銀行業(yè)發(fā)展的三個指標(biāo)——rjGDP、LIR和DL的時間序列均不穩(wěn)定。單位根檢驗表明，三個時間序列數(shù)據(jù)變量均呈二階單整，即rjGDP～I(xiàn)(2)，LIR～(2)，DL～I(xiàn)（2），滿足構(gòu)造VAR模型的前提，也是協(xié)整檢驗和格蘭杰因果關(guān)系檢驗的前奏。

（2）約翰遜（Johansen）協(xié)整檢驗結(jié)果表明，rjGDP、LIR和DL三個變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系，研究變量之間的協(xié)整關(guān)系等同于研究變量之間的定量規(guī)律，也是判斷真回歸與偽回歸的有效方法。

（3）格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，在貴州省，經(jīng)濟(jì)增長與銀行業(yè)規(guī)模存在單向格蘭杰因果關(guān)系：經(jīng)濟(jì)增長是因，銀行業(yè)規(guī)模是果，也就是說經(jīng)濟(jì)增長帶動了銀行業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大。而經(jīng)濟(jì)增長與銀行業(yè)效率不存在任何的格蘭杰因果關(guān)系，即兩者之間的影響不顯著。檢驗結(jié)果還表明，貴州省銀行業(yè)規(guī)模與銀行業(yè)效率存在單向格蘭杰因果關(guān)系：銀行業(yè)規(guī)模是因，效率是果，即銀行業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大導(dǎo)致了效率的提高。

（4）總之，貴州省存在從經(jīng)濟(jì)增長到銀行業(yè)規(guī)模的單向格蘭杰因果方向性，也就是說，經(jīng)濟(jì)增長帶動了銀行業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大。這表明。目前在貴州省四大國有商業(yè)銀行在金融系統(tǒng)中的核心地位不可動搖，而其又背負(fù)巨大的政策性負(fù)擔(dān)，市場經(jīng)濟(jì)體制發(fā)揮的作用有限。但我們有理由相信，隨著金融改革的不斷深化和市場經(jīng)濟(jì)體制的不斷完善，貴州省銀行業(yè)發(fā)展或許可以為經(jīng)濟(jì)增長做出應(yīng)有的貢獻(xiàn)。同時，研究還發(fā)現(xiàn)，貴州省銀行業(yè)規(guī)模與銀行業(yè)效率存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，也就是說貴州省銀行業(yè)效率的提高依賴于其規(guī)模的擴(kuò)大，銀行業(yè)發(fā)展模式屬于粗放型。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因歸咎于大量的金融資源(這里主要指存款)掌握于政府手中，集中于國有商業(yè)銀行，和上文提到的一樣，存在大量金融資源財政化，導(dǎo)致金融資源配置和轉(zhuǎn)換的低效率。

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作者簡介：羅丹（1976－），女，廣西巴馬人，百色學(xué)院數(shù)學(xué)與計算機(jī)信息工程系講師，研究方向：優(yōu)化與決策；羅宗儒(1988－），男，廣西田陽人，中國工商銀行百色分行職員。

（責(zé)任編輯：劉晶晶）