中部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長統(tǒng)計分析

夏晶

摘要：

中部地區(qū)是我國的重要區(qū)域，目前經(jīng)濟發(fā)展達到了一定水平，有一定的產(chǎn)業(yè)門類。通過分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的統(tǒng)計分析，我們可以發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模大，推動經(jīng)濟增長作用越強。中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間是一種長期均衡的正相關(guān)關(guān)系，二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。

關(guān)鍵詞：

中部；金融；回歸

中圖分類號：

F2

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3198（2013）24-0016-02

1 變量選擇

選取中部地區(qū)的人均GDP增長指數(shù)作為被解釋變量，將金融相關(guān)比率（SOFIR、TFIR）和金融市場化比率（FMR）指數(shù)化（都以1997年為基年，將其指數(shù)化為SOFII、TFII和FMI），利用其指數(shù)來反映中部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用。其中，SOFII的時間跨度為13年（1997-2009），TFII和FMI的時間跨度為8年（2003-2010）。

經(jīng)濟增長的指標則使用GDP增長率，取值為扣除價格因素影響的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率。因為中部地區(qū)M2的數(shù)據(jù)很難獲得，所以簡化處理，用中部地區(qū)的存貸款的數(shù)據(jù)作為揭示中部地區(qū)金融發(fā)展水平，金融相關(guān)比率因此則簡化為銀行存貸款之和與GDP之比。主要利用國有銀行存貸款數(shù)據(jù)，來反映中部六省金融資產(chǎn)的配置狀況，并利用所有金融機構(gòu)存貸款衡量的國有金融相關(guān)比率做出補充。

金融市場化比率（financial marketization ratio，F(xiàn)MR）為全部相關(guān)比率與國有金融相關(guān)比率的差，它衡量非國有金融機構(gòu)的資產(chǎn)占GDP的份額，即：FMR=TFIR-SOFIR

2 樣本數(shù)據(jù)來源

（1）SOFII的計算數(shù)據(jù)來源：1997-2009年中部六省GDP，國有銀行存貸款數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2006-2010年）、《中國金融年鑒》（2002-2010年），有些數(shù)據(jù)因缺失則根據(jù)統(tǒng)計規(guī)律推算得來。

（2）TFII的計算數(shù)據(jù)來源：1997-2009年中部六省GDP數(shù)據(jù)依照《中國統(tǒng)計年鑒》（1997-2009年），全部金融機構(gòu)存貸款根據(jù)《中國金融年鑒》（1997-2009年）。

（3）FMI的計算數(shù)據(jù)來源：FMR=TFIR-SOFIR，所以由FMR指數(shù)化得來的FMI計算數(shù)據(jù)來源與TFIR和SOFIR相同。

上述三個金融發(fā)展指標（SOFIR、TFIR、FMR）是解釋變量，被解釋變量則主要是經(jīng)濟增長指標。國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率通常有定期增長率、環(huán)比增長率、總量增長率、人均產(chǎn)出增長率、名義增長率和實際增長率。

檢驗類型中的c，t由序列的時序圖確定，即是常數(shù)項，含常數(shù)項和趨勢項或者是不含常數(shù)項和趨勢項三種形式，k由試驗確定，準則是AIC和SC的值達到最小。檢驗時，原假設(shè)是序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列，備選假設(shè)是序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。例如在上表中對變量GDPR進行ADF檢驗時，由時序圖我們判斷出原序列是含常數(shù)項和趨勢項，根據(jù)AIC和SC最小化的原則得出最佳滯后階數(shù)為0，檢驗結(jié)果的T統(tǒng)計量是-2.465219，比顯著性水平為5%的臨界值-2.7954l2都大，所以屬于接受域中，不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。所以由上表可以看出，GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF檢驗值，都大于顯著性水平為5%的臨界值，所以不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后，序列中GDP的ADF檢驗值小于顯著性水平為5%的統(tǒng)計值。序列不存在單位根，是平穩(wěn)的，同理，一階差分后，變量序列SOFII、TFII、FMI的ADF檢驗值都小于顯著性水平為1%的t統(tǒng)計量，所以拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。

4 回歸分析

利用EViews5.0軟件，對以上表格中的數(shù)據(jù)進行回歸分析得出以下結(jié)果：

由表3.12可以看出，SOFII和TFII的系數(shù)全為正，從而說明中部六省的金融規(guī)模與GDP二者之間存在正向的關(guān)系，即金融規(guī)模越大，對經(jīng)濟增長的促進作用就越強；盡管SOFII相對于TFII沒有那么顯著（除湖南?。?，但仍可以清楚地表明中部六省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系；其中，河南省的SOFII檢驗值最高（11.7225），表明河南省的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系最為突出，金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長。因為中部地區(qū)整體的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長正相關(guān)，所以要加強發(fā)展中部地區(qū)的金融業(yè)，促進經(jīng)濟增長。

5 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協(xié)整理論的思想來看，自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說， 因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列，如果這個參差序列是平穩(wěn)的，則自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即兩變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。反之則相反。如果有兩個變量，只有當它們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整。

變量GDP1和Y2均為一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的基本要求，可以對其進行協(xié)整檢驗。

用OLS對數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出協(xié)整方程為：

GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2

然后對其殘差進行單位根檢驗，ADF的統(tǒng)計量為-2.273772，5%的臨界值為-1.96770，水平條件平穩(wěn)，表示GDP1與LnTFIR之間存在協(xié)整關(guān)系，即中部六省實際GDP與全部金融機構(gòu)存、貸款額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由上表的檢驗結(jié)果可以看出，SOFIR、TFIR和FMR對GDP不拒絕，或者說金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因；而相反的是，GDP卻拒絕SOFIR、TFIR和FMR，說明GDP的增長不是推動金融發(fā)展的原因。因此，中部地區(qū)應(yīng)該加強金融市場的培育和發(fā)展，強化金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟中的比例，優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，加大開放金融競爭，逐步走上健康、協(xié)調(diào)、市場化程度高的金融發(fā)展道路，從而有利于經(jīng)濟的大力發(fā)展。

根據(jù)實證結(jié)果，我們可以得出如下結(jié)論：

（1）經(jīng)濟發(fā)展指標與銀行部門的回歸結(jié)果，表明：中部地區(qū)金融部門的發(fā)展與經(jīng)濟運行存在正相關(guān)關(guān)系，金融規(guī)模越大，對經(jīng)濟增長的促進作用就越強，所以要加強發(fā)展和培育中部地區(qū)的金融業(yè)，促進經(jīng)濟增長。

（2）通過考察中部地區(qū)經(jīng)濟增長與金融運行情況的協(xié)整關(guān)系，我們發(fā)現(xiàn)：中部地區(qū)的經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間不僅是一種正相關(guān)的關(guān)系，而且是一種長期的均衡關(guān)系。這意味著二者的發(fā)展趨勢存在一定的一致性，呈現(xiàn)一種互動關(guān)系：金融發(fā)展在一方面對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用，另一方面也要受到所在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度對其的影響，這兩者是相互促進，相輔相成的關(guān)系。因此在考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用的同時還要考慮經(jīng)濟對其的互動作用。這種相互作用是長期而又穩(wěn)定的。

（3）中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門的二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因，而經(jīng)濟增長是推動金融發(fā)展的原因則表現(xiàn)的不是十分明顯。因此，我們不能把所有的經(jīng)濟增長都歸結(jié)為金融發(fā)展的推動，分析結(jié)果也證明了這一點。

參考文獻

[1]鐘新橋，鐘炎君，曾祺林.中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展分析及對策建議[J].經(jīng)濟問題探索，2011，（4）.

[2]李靖.區(qū)域經(jīng)濟增長中金融中介貢獻度的比較分析[J].經(jīng)濟問題探討，2010，（8）.

[3]中國統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，1997-2010.

[4]中國金融年鑒[M].北京：中國金融出版社，1997-2010.endprint

摘要：

中部地區(qū)是我國的重要區(qū)域，目前經(jīng)濟發(fā)展達到了一定水平，有一定的產(chǎn)業(yè)門類。通過分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的統(tǒng)計分析，我們可以發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模大，推動經(jīng)濟增長作用越強。中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間是一種長期均衡的正相關(guān)關(guān)系，二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。

關(guān)鍵詞：

中部；金融；回歸

中圖分類號：

F2

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3198（2013）24-0016-02

1 變量選擇

選取中部地區(qū)的人均GDP增長指數(shù)作為被解釋變量，將金融相關(guān)比率（SOFIR、TFIR）和金融市場化比率（FMR）指數(shù)化（都以1997年為基年，將其指數(shù)化為SOFII、TFII和FMI），利用其指數(shù)來反映中部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用。其中，SOFII的時間跨度為13年（1997-2009），TFII和FMI的時間跨度為8年（2003-2010）。

經(jīng)濟增長的指標則使用GDP增長率，取值為扣除價格因素影響的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率。因為中部地區(qū)M2的數(shù)據(jù)很難獲得，所以簡化處理，用中部地區(qū)的存貸款的數(shù)據(jù)作為揭示中部地區(qū)金融發(fā)展水平，金融相關(guān)比率因此則簡化為銀行存貸款之和與GDP之比。主要利用國有銀行存貸款數(shù)據(jù)，來反映中部六省金融資產(chǎn)的配置狀況，并利用所有金融機構(gòu)存貸款衡量的國有金融相關(guān)比率做出補充。

金融市場化比率（financial marketization ratio，F(xiàn)MR）為全部相關(guān)比率與國有金融相關(guān)比率的差，它衡量非國有金融機構(gòu)的資產(chǎn)占GDP的份額，即：FMR=TFIR-SOFIR

2 樣本數(shù)據(jù)來源

（1）SOFII的計算數(shù)據(jù)來源：1997-2009年中部六省GDP，國有銀行存貸款數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2006-2010年）、《中國金融年鑒》（2002-2010年），有些數(shù)據(jù)因缺失則根據(jù)統(tǒng)計規(guī)律推算得來。

（2）TFII的計算數(shù)據(jù)來源：1997-2009年中部六省GDP數(shù)據(jù)依照《中國統(tǒng)計年鑒》（1997-2009年），全部金融機構(gòu)存貸款根據(jù)《中國金融年鑒》（1997-2009年）。

（3）FMI的計算數(shù)據(jù)來源：FMR=TFIR-SOFIR，所以由FMR指數(shù)化得來的FMI計算數(shù)據(jù)來源與TFIR和SOFIR相同。

上述三個金融發(fā)展指標（SOFIR、TFIR、FMR）是解釋變量，被解釋變量則主要是經(jīng)濟增長指標。國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率通常有定期增長率、環(huán)比增長率、總量增長率、人均產(chǎn)出增長率、名義增長率和實際增長率。

檢驗類型中的c，t由序列的時序圖確定，即是常數(shù)項，含常數(shù)項和趨勢項或者是不含常數(shù)項和趨勢項三種形式，k由試驗確定，準則是AIC和SC的值達到最小。檢驗時，原假設(shè)是序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列，備選假設(shè)是序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。例如在上表中對變量GDPR進行ADF檢驗時，由時序圖我們判斷出原序列是含常數(shù)項和趨勢項，根據(jù)AIC和SC最小化的原則得出最佳滯后階數(shù)為0，檢驗結(jié)果的T統(tǒng)計量是-2.465219，比顯著性水平為5%的臨界值-2.7954l2都大，所以屬于接受域中，不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。所以由上表可以看出，GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF檢驗值，都大于顯著性水平為5%的臨界值，所以不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后，序列中GDP的ADF檢驗值小于顯著性水平為5%的統(tǒng)計值。序列不存在單位根，是平穩(wěn)的，同理，一階差分后，變量序列SOFII、TFII、FMI的ADF檢驗值都小于顯著性水平為1%的t統(tǒng)計量，所以拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。

4 回歸分析

利用EViews5.0軟件，對以上表格中的數(shù)據(jù)進行回歸分析得出以下結(jié)果：

由表3.12可以看出，SOFII和TFII的系數(shù)全為正，從而說明中部六省的金融規(guī)模與GDP二者之間存在正向的關(guān)系，即金融規(guī)模越大，對經(jīng)濟增長的促進作用就越強；盡管SOFII相對于TFII沒有那么顯著（除湖南?。?，但仍可以清楚地表明中部六省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系；其中，河南省的SOFII檢驗值最高（11.7225），表明河南省的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系最為突出，金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長。因為中部地區(qū)整體的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長正相關(guān)，所以要加強發(fā)展中部地區(qū)的金融業(yè)，促進經(jīng)濟增長。

5 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協(xié)整理論的思想來看，自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說， 因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列，如果這個參差序列是平穩(wěn)的，則自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即兩變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。反之則相反。如果有兩個變量，只有當它們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整。

變量GDP1和Y2均為一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的基本要求，可以對其進行協(xié)整檢驗。

用OLS對數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出協(xié)整方程為：

GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2

然后對其殘差進行單位根檢驗，ADF的統(tǒng)計量為-2.273772，5%的臨界值為-1.96770，水平條件平穩(wěn)，表示GDP1與LnTFIR之間存在協(xié)整關(guān)系，即中部六省實際GDP與全部金融機構(gòu)存、貸款額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由上表的檢驗結(jié)果可以看出，SOFIR、TFIR和FMR對GDP不拒絕，或者說金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因；而相反的是，GDP卻拒絕SOFIR、TFIR和FMR，說明GDP的增長不是推動金融發(fā)展的原因。因此，中部地區(qū)應(yīng)該加強金融市場的培育和發(fā)展，強化金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟中的比例，優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，加大開放金融競爭，逐步走上健康、協(xié)調(diào)、市場化程度高的金融發(fā)展道路，從而有利于經(jīng)濟的大力發(fā)展。

根據(jù)實證結(jié)果，我們可以得出如下結(jié)論：

（1）經(jīng)濟發(fā)展指標與銀行部門的回歸結(jié)果，表明：中部地區(qū)金融部門的發(fā)展與經(jīng)濟運行存在正相關(guān)關(guān)系，金融規(guī)模越大，對經(jīng)濟增長的促進作用就越強，所以要加強發(fā)展和培育中部地區(qū)的金融業(yè)，促進經(jīng)濟增長。

（2）通過考察中部地區(qū)經(jīng)濟增長與金融運行情況的協(xié)整關(guān)系，我們發(fā)現(xiàn)：中部地區(qū)的經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間不僅是一種正相關(guān)的關(guān)系，而且是一種長期的均衡關(guān)系。這意味著二者的發(fā)展趨勢存在一定的一致性，呈現(xiàn)一種互動關(guān)系：金融發(fā)展在一方面對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用，另一方面也要受到所在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度對其的影響，這兩者是相互促進，相輔相成的關(guān)系。因此在考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用的同時還要考慮經(jīng)濟對其的互動作用。這種相互作用是長期而又穩(wěn)定的。

（3）中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門的二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因，而經(jīng)濟增長是推動金融發(fā)展的原因則表現(xiàn)的不是十分明顯。因此，我們不能把所有的經(jīng)濟增長都歸結(jié)為金融發(fā)展的推動，分析結(jié)果也證明了這一點。

參考文獻

[1]鐘新橋，鐘炎君，曾祺林.中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展分析及對策建議[J].經(jīng)濟問題探索，2011，（4）.

[2]李靖.區(qū)域經(jīng)濟增長中金融中介貢獻度的比較分析[J].經(jīng)濟問題探討，2010，（8）.

[3]中國統(tǒng)計年鑒[M].北京：中國統(tǒng)計出版社，1997-2010.

[4]中國金融年鑒[M].北京：中國金融出版社，1997-2010.endprint

摘要：

中部地區(qū)是我國的重要區(qū)域，目前經(jīng)濟發(fā)展達到了一定水平，有一定的產(chǎn)業(yè)門類。通過分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的統(tǒng)計分析，我們可以發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模大，推動經(jīng)濟增長作用越強。中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間是一種長期均衡的正相關(guān)關(guān)系，二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。

關(guān)鍵詞：

中部；金融；回歸

中圖分類號：

F2

文獻標識碼：A

文章編號：1672-3198（2013）24-0016-02

1 變量選擇

選取中部地區(qū)的人均GDP增長指數(shù)作為被解釋變量，將金融相關(guān)比率（SOFIR、TFIR）和金融市場化比率（FMR）指數(shù)化（都以1997年為基年，將其指數(shù)化為SOFII、TFII和FMI），利用其指數(shù)來反映中部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用。其中，SOFII的時間跨度為13年（1997-2009），TFII和FMI的時間跨度為8年（2003-2010）。

經(jīng)濟增長的指標則使用GDP增長率，取值為扣除價格因素影響的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率。因為中部地區(qū)M2的數(shù)據(jù)很難獲得，所以簡化處理，用中部地區(qū)的存貸款的數(shù)據(jù)作為揭示中部地區(qū)金融發(fā)展水平，金融相關(guān)比率因此則簡化為銀行存貸款之和與GDP之比。主要利用國有銀行存貸款數(shù)據(jù)，來反映中部六省金融資產(chǎn)的配置狀況，并利用所有金融機構(gòu)存貸款衡量的國有金融相關(guān)比率做出補充。

金融市場化比率（financial marketization ratio，F(xiàn)MR）為全部相關(guān)比率與國有金融相關(guān)比率的差，它衡量非國有金融機構(gòu)的資產(chǎn)占GDP的份額，即：FMR=TFIR-SOFIR

2 樣本數(shù)據(jù)來源

（1）SOFII的計算數(shù)據(jù)來源：1997-2009年中部六省GDP，國有銀行存貸款數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》（2006-2010年）、《中國金融年鑒》（2002-2010年），有些數(shù)據(jù)因缺失則根據(jù)統(tǒng)計規(guī)律推算得來。

（2）TFII的計算數(shù)據(jù)來源：1997-2009年中部六省GDP數(shù)據(jù)依照《中國統(tǒng)計年鑒》（1997-2009年），全部金融機構(gòu)存貸款根據(jù)《中國金融年鑒》（1997-2009年）。

（3）FMI的計算數(shù)據(jù)來源：FMR=TFIR-SOFIR，所以由FMR指數(shù)化得來的FMI計算數(shù)據(jù)來源與TFIR和SOFIR相同。

上述三個金融發(fā)展指標（SOFIR、TFIR、FMR）是解釋變量，被解釋變量則主要是經(jīng)濟增長指標。國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率通常有定期增長率、環(huán)比增長率、總量增長率、人均產(chǎn)出增長率、名義增長率和實際增長率。

檢驗類型中的c，t由序列的時序圖確定，即是常數(shù)項，含常數(shù)項和趨勢項或者是不含常數(shù)項和趨勢項三種形式，k由試驗確定，準則是AIC和SC的值達到最小。檢驗時，原假設(shè)是序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列，備選假設(shè)是序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。例如在上表中對變量GDPR進行ADF檢驗時，由時序圖我們判斷出原序列是含常數(shù)項和趨勢項，根據(jù)AIC和SC最小化的原則得出最佳滯后階數(shù)為0，檢驗結(jié)果的T統(tǒng)計量是-2.465219，比顯著性水平為5%的臨界值-2.7954l2都大，所以屬于接受域中，不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，是非平穩(wěn)的。所以由上表可以看出，GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF檢驗值，都大于顯著性水平為5%的臨界值，所以不能拒絕原假設(shè)，序列存在單位根，都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后，序列中GDP的ADF檢驗值小于顯著性水平為5%的統(tǒng)計值。序列不存在單位根，是平穩(wěn)的，同理，一階差分后，變量序列SOFII、TFII、FMI的ADF檢驗值都小于顯著性水平為1%的t統(tǒng)計量，所以拒絕原假設(shè)，序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。

4 回歸分析

利用EViews5.0軟件，對以上表格中的數(shù)據(jù)進行回歸分析得出以下結(jié)果：

由表3.12可以看出，SOFII和TFII的系數(shù)全為正，從而說明中部六省的金融規(guī)模與GDP二者之間存在正向的關(guān)系，即金融規(guī)模越大，對經(jīng)濟增長的促進作用就越強；盡管SOFII相對于TFII沒有那么顯著（除湖南?。?，但仍可以清楚地表明中部六省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系；其中，河南省的SOFII檢驗值最高（11.7225），表明河南省的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系最為突出，金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長。因為中部地區(qū)整體的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長正相關(guān)，所以要加強發(fā)展中部地區(qū)的金融業(yè)，促進經(jīng)濟增長。

5 協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協(xié)整理論的思想來看，自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說， 因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系，因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列，如果這個參差序列是平穩(wěn)的，則自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即兩變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。反之則相反。如果有兩個變量，只有當它們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整。

變量GDP1和Y2均為一階單整序列，符合協(xié)整檢驗的基本要求，可以對其進行協(xié)整檢驗。

用OLS對數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出協(xié)整方程為：

GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2

然后對其殘差進行單位根檢驗，ADF的統(tǒng)計量為-2.273772，5%的臨界值為-1.96770，水平條件平穩(wěn)，表示GDP1與LnTFIR之間存在協(xié)整關(guān)系，即中部六省實際GDP與全部金融機構(gòu)存、貸款額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

由上表的檢驗結(jié)果可以看出，SOFIR、TFIR和FMR對GDP不拒絕，或者說金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因；而相反的是，GDP卻拒絕SOFIR、TFIR和FMR，說明GDP的增長不是推動金融發(fā)展的原因。因此，中部地區(qū)應(yīng)該加強金融市場的培育和發(fā)展，強化金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟中的比例，優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)，加大開放金融競爭，逐步走上健康、協(xié)調(diào)、市場化程度高的金融發(fā)展道路，從而有利于經(jīng)濟的大力發(fā)展。

根據(jù)實證結(jié)果，我們可以得出如下結(jié)論：

（1）經(jīng)濟發(fā)展指標與銀行部門的回歸結(jié)果，表明：中部地區(qū)金融部門的發(fā)展與經(jīng)濟運行存在正相關(guān)關(guān)系，金融規(guī)模越大，對經(jīng)濟增長的促進作用就越強，所以要加強發(fā)展和培育中部地區(qū)的金融業(yè)，促進經(jīng)濟增長。

（2）通過考察中部地區(qū)經(jīng)濟增長與金融運行情況的協(xié)整關(guān)系，我們發(fā)現(xiàn)：中部地區(qū)的經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間不僅是一種正相關(guān)的關(guān)系，而且是一種長期的均衡關(guān)系。這意味著二者的發(fā)展趨勢存在一定的一致性，呈現(xiàn)一種互動關(guān)系：金融發(fā)展在一方面對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用，另一方面也要受到所在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度對其的影響，這兩者是相互促進，相輔相成的關(guān)系。因此在考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用的同時還要考慮經(jīng)濟對其的互動作用。這種相互作用是長期而又穩(wěn)定的。

（3）中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門的二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因，而經(jīng)濟增長是推動金融發(fā)展的原因則表現(xiàn)的不是十分明顯。因此，我們不能把所有的經(jīng)濟增長都歸結(jié)為金融發(fā)展的推動，分析結(jié)果也證明了這一點。

參考文獻

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