湖北金融深化和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系——基于湖北統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列分析

■黃小曉 華中師范大學(xué)

湖北金融深化和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系
——基于湖北統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列分析

■黃小曉 華中師范大學(xué)

選取與金融深化、經(jīng)濟(jì)增長等有關(guān)的幾個(gè)自變量，以湖北1953年-2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為例，建立向量自回歸模型和Granger因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停瑱z驗(yàn)了上述變量之間的協(xié)整關(guān)系和因果關(guān)系。得出如下結(jié)論：第一，金融深化和經(jīng)濟(jì)增長之間存在協(xié)整關(guān)系；第二，金融深化不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長也不是金融深化的原因。

金融深化 經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整分析 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

一、引言

中國正在深化金融體制改革，對金融深化與經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系的研究也引起了國內(nèi)眾多學(xué)者的廣泛關(guān)注。多數(shù)研究顯示金融深化與經(jīng)濟(jì)增長間存在單向甚至雙向的格蘭杰因果關(guān)系，同時(shí)也有少數(shù)研究認(rèn)為二者不存在因果關(guān)系。盧峰和姚洋(2004)利用中國29個(gè)省1991年-2001年的數(shù)據(jù)得出金融深化對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用僅在沿海地區(qū)有所表現(xiàn)。張軍和金煜 (2005)分析了中國29個(gè)省1987年-2001年的數(shù)據(jù)，認(rèn)為金融體制改革對生產(chǎn)率的影響呈現(xiàn)地區(qū)差異性。

自我國建立并完善金融市場，各種金融工具快速發(fā)展以來，無論是從國家層面還是區(qū)域?qū)用娼?jīng)濟(jì)都出現(xiàn)了穩(wěn)步快速的增長。為確切分析湖北省的金融深化程度和經(jīng)濟(jì)增長間的關(guān)系，即判斷金融深化是經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)力還是副產(chǎn)品，二者之間是否有關(guān)聯(lián)，是否互為因果、相互促進(jìn)，本文主要采用協(xié)整分析與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)等計(jì)量分析方法，對湖北省1953-2008年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了具體分析。

二、協(xié)整分析

1.理論模型

本文在建立VARMODEL的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)金融深化和經(jīng)濟(jì)增長之間的協(xié)整關(guān)系。若以GDP、FIR分別表示GDP增長率、金融深化指標(biāo)，VAR模型可表示為：

其中，Yt為GDPt和FIRt構(gòu)成的列向量；為截距矩陣， 為系數(shù)矩陣，Ut為隨機(jī)誤差項(xiàng)矩陣；t表示時(shí)期，i表示滯后階數(shù)，k表示最大滯后階數(shù)。

2.實(shí)證檢驗(yàn)及分析

（1）變量的ADF檢驗(yàn)

本文采用單位根的ADF檢驗(yàn)來確定每個(gè)變量的平穩(wěn)性。從在E-views7.2中進(jìn)行操作得到的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出在5%的顯著水平下GDP和FIR的ADF檢驗(yàn)值大于臨界值，都是非平穩(wěn)序列，但是它們的差分序列則得出了相反的結(jié)果，說明都是平穩(wěn)的，即滿足協(xié)整理論中的同階單整條件。我們認(rèn)為這兩個(gè)變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

（2）協(xié)整分析

根據(jù)年度數(shù)據(jù)的頻率估計(jì)一個(gè)VAR模型，并規(guī)定最大滯后階數(shù)為4，經(jīng)過反復(fù)調(diào)試確定最優(yōu)滯后階數(shù)。LR統(tǒng)計(jì)量(107.7923*)和AIC(-5.335135*)、SC信息準(zhǔn)則(-5.109992*)同時(shí)選擇了滯后階數(shù)1。本文選擇VAR(1)模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

采用Johanson和Juselius提出的跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)方法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。Johanson協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果說明在5%的置信水平下，GDP和FIR之間有且僅有一個(gè)協(xié)整關(guān)系。根據(jù)Johanson檢驗(yàn)的結(jié)果，我們可以進(jìn)一步得到GDP和FIR的長期方程：

對CE進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，得到CE是平穩(wěn)時(shí)間序列的結(jié)論。因此確定了GDP和FIR之間存在一種長期的均衡關(guān)系，且長期協(xié)整方程為GDP=0.432405FIR?？梢钥吹胶笔〗鹑谏罨c經(jīng)濟(jì)增長之間存在明顯的正相關(guān)。當(dāng)金融深化水平不斷提高，對經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用也就越大。

三、格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)的前提條件是時(shí)間序列必須具有平穩(wěn)性，因此我們用GDP和FIR的一階差分序列進(jìn)行檢驗(yàn)，取1-4作為滯后期。檢驗(yàn)中如果F統(tǒng)計(jì)量大于相應(yīng)顯著水平下的臨界值，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為存在格蘭杰因果關(guān)系。在5%的顯著水平下均須接受“DGDP不是DFIR的格蘭杰原因”和“DFIR不是DGDP的格蘭杰原因”的原假設(shè)。說明金融深化和經(jīng)濟(jì)增長二者之間的因果關(guān)系并不是很明顯。金融深化不是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，經(jīng)濟(jì)增長也不是金融深化的格蘭杰原因。

四、結(jié)論與說明

1.結(jié)論

（1）對湖北金融深化和經(jīng)濟(jì)增長之間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果表明，二者之間存在著一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從長期來看，湖北金融深化指標(biāo)FIR每增加一單位，將會(huì)促使湖北經(jīng)濟(jì)增長率增加0.432405個(gè)單位。這表明：從長期來看，湖北金融深化對湖北經(jīng)濟(jì)增長率的拉動(dòng)作用還比較明顯。

（2）對二者的格蘭杰因果關(guān)系的分析顯示，當(dāng)確定5%的顯著水平，滯后期1-4時(shí)，湖北金融深化與湖北經(jīng)濟(jì)增長之間都不存在格蘭杰因果關(guān)系。這一結(jié)論說明湖北金融并沒有隨著湖北經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而改善，同時(shí)湖北經(jīng)濟(jì)也沒有隨著湖北金融深化程度的改善而發(fā)展。

2.說明

本文有關(guān)二者因果關(guān)系的結(jié)論和多數(shù)已有的研究所得出的結(jié)論不吻合，與少數(shù)具有區(qū)域性的研究成果一致。我認(rèn)為主要有三個(gè)方面的原因。

樣本數(shù)量過少。本文樣本數(shù)量未達(dá)到金融時(shí)間序列的最低樣本數(shù)標(biāo)準(zhǔn)?？蓪⒛甓葦?shù)據(jù)改為季度數(shù)據(jù)或頻率更高的數(shù)據(jù)作為改進(jìn)。

金融相關(guān)率FIR不能完全代表金融深化，而且本文所采用的FIR數(shù)據(jù)是以數(shù)據(jù)的可得性為原則，由簡化公式計(jì)算而來。綜上理由金融深化指標(biāo)數(shù)據(jù)難以避免地與湖北的金融深化實(shí)際情況產(chǎn)生偏差。

除金融深化外，固定資產(chǎn)投資額、進(jìn)出口總額等變量也是影響經(jīng)濟(jì)增長效率的關(guān)鍵因素，應(yīng)加入模型進(jìn)一步探討多個(gè)變量間的關(guān)系。