河北省金融深化程度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究

高艷杰

摘 要：基于不同的指標(biāo)、不同的數(shù)據(jù)的選取，金融深化程度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究結(jié)論也各不相同。本文選取1997-2012年河北省的相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過單位根檢驗(yàn)，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，并建立自回歸分布滯后模型和誤差修正模型來研究河北省金融深化程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：金融深化；自回歸分布滯后模型；誤差修正模型

引言：20世紀(jì)初，Schumpeter在《經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論》一書中首次論述了金融與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系。本文借鑒國內(nèi)外學(xué)者的研究成果，綜合考慮資料收集問題、數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性問題、以及統(tǒng)計(jì)分析的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義等問題，選取金融機(jī)構(gòu)存貸款余額來代替金融資產(chǎn)總額，用金融資產(chǎn)總額/地區(qū)生產(chǎn)總值近似金融相關(guān)率指標(biāo)來衡量金融深化程度，并用地區(qū)人均生產(chǎn)總值作為衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)，經(jīng)單位根檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)后，通過建立自回歸分布滯后模型進(jìn)而得到誤差修正模型來分析河北省金融深化程度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。

一、河北省金融深化程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系分析

（一）河北省金融深化程度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的單位根檢驗(yàn)

和格蘭杰因果檢驗(yàn)。（1）單位根檢驗(yàn)。由相關(guān)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論可知，格蘭杰因果檢驗(yàn)要求隨機(jī)變量為平穩(wěn)序列，因此，首先對(duì)用金融相關(guān)比率指標(biāo)表示的河北省金融深化程度和以地區(qū)人均生產(chǎn)總值指標(biāo)表示的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)的結(jié)果見表1-1：

（2）格蘭杰因果檢驗(yàn)。由表1-1，金融相關(guān)率指標(biāo)（FIR）和人均地區(qū)生產(chǎn)總值指標(biāo)（Y）本身是非平穩(wěn)的，取對(duì)數(shù)之后，lgFIR和lgY都變成平穩(wěn)序列，可以對(duì)其進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，我們得出結(jié)論：lgY是lgFIR的格蘭杰原因，但lgFIR不是：lgY的格蘭杰原因，也就是說河北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展是水平是促進(jìn)金融深化的格蘭杰原因，但金融深化程度不是促進(jìn)河北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因，即在目前階段，河北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平能在一定程度上促進(jìn)金融深化，但金融深化程度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用較弱。

（二）河北省金融深化程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的動(dòng)態(tài)回歸和誤差模型。（1）自回歸分布滯后模型階數(shù)的確定。確定了變量的因果關(guān)系之后，就可以對(duì)變量之間的關(guān)系建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型，我們首先建立一個(gè)ADL（1，2，1）模型（含有一個(gè)外生解釋變量，自回歸階數(shù)為1，分布滯后階數(shù)為2），作為“一般模型”。即

模型擬合的R2=0.824802，由于模型中存在滯后被解釋變量，所以D.W.檢驗(yàn)不再適用，因此采用拉格朗日乘數(shù)（LM）檢驗(yàn)來檢驗(yàn)殘差序列的自相關(guān)，并用ARCH檢驗(yàn)殘差序列的異方差性，由檢驗(yàn)結(jié)果我們認(rèn)為殘差序列不存在自相關(guān)和異方差，由于回歸系數(shù)的統(tǒng)計(jì)意義不顯著，我們?cè)诒ＷC殘差序列不存在自相關(guān)和異方差的情況下，逐步剔除不顯著變量，得到最終的模型估計(jì)結(jié)果為：

模型擬合的R2=0.821355，擬合效果較好，回歸系數(shù)也通過了變量的顯著性檢驗(yàn)，并且LM1=0.179179，LM2=1.834841，

ARCH=0.807716，說明上述模型既不存在自相關(guān)，也不存在異方差，因此可認(rèn)為模型較好的反映了lgFIR和lgY之間的關(guān)系。

（2）推導(dǎo)誤差修正機(jī)制（ECM）。對(duì)模型（2）進(jìn)行變形，得△lgFIRt=0.281696△lgYt-1-△lgFIRt-1-（lgFIRt-2+0.281696lgYt-2-

2.178926） （3）

由于模型（3）只是經(jīng)過模型（2）簡(jiǎn)單變形得到的，因此可以認(rèn)為模型（3）也是對(duì)和之間關(guān)系的較好描述。

模型（3）描述河北省金融深化程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的動(dòng)態(tài)均衡，既反映了長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，又反映了短期的動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系，從長(zhǎng)期來看，河北省金融深化程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的推動(dòng)作用是正相關(guān)的關(guān)系，人均地區(qū)生產(chǎn)總值每提高1個(gè)百分點(diǎn)，金融深化程度水平提高0.281696個(gè)百分點(diǎn)；從短期動(dòng)態(tài)的角度來看，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-1，符合反向修正機(jī)制。

二、結(jié)論

第一，通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，可以發(fā)現(xiàn)，河北省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和金融深化程度存在單向的因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高能促進(jìn)金融深化，但金融深化沒有表現(xiàn)出對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的促進(jìn)作用。第二，從自回歸分布滯后模型的估計(jì)結(jié)果可以看出，從長(zhǎng)期來看，河北省金融深化程度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的推動(dòng)作用是正相關(guān)的關(guān)系；從短期動(dòng)態(tài)的角度來看，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-1，符合反向修正機(jī)制。

參考文獻(xiàn)：

[1] 李子奈，潘文卿.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)（第三版）[M].北京：高等教育出版社，2010