供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革視角下廣西銀行業(yè)存貸款增量與 經(jīng)濟(jì)增長的實證分析

麥峰華 謝筱琳 陳沿年 謝在森

摘 要：加強(qiáng)供給側(cè)財政體制改革，提高金融能力，為實體經(jīng)濟(jì)服務(wù)，成為現(xiàn)代研究的先驅(qū)。銀行業(yè)作為金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要組成之一，其質(zhì)量關(guān)系到實體經(jīng)濟(jì)運行的好壞，能較為直觀地反映我國經(jīng)濟(jì)增長能力強(qiáng)弱程度。本文采用廣西銀行業(yè)存貸款余額增量與GDP的相關(guān)數(shù)據(jù)，運用格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行實證研究分析，得出廣西GDP經(jīng)濟(jì)發(fā)展與銀行的存貸款余額增量兩者間存在相互影響的因果關(guān)系結(jié)論，從而提出根據(jù)金融部門角度推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，可以采取擴(kuò)大對金融部門資金支持、關(guān)注調(diào)節(jié)存貸款結(jié)構(gòu)、防治風(fēng)險增加、增加金融效力等措施。

關(guān)鍵詞：廣西;銀行業(yè)存貸款增量;經(jīng)濟(jì)增長

一、前言

存貸款量作為銀行業(yè)的主要業(yè)務(wù)，給社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來巨大動力，因此銀行業(yè)優(yōu)化自身存貸款結(jié)構(gòu)也應(yīng)該成為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革之一。優(yōu)化存貸款結(jié)構(gòu)有利于銀行業(yè)增加公用事業(yè)供給，減少無用事業(yè)供給，合理配置儲蓄信貸資源。在結(jié)構(gòu)性供給改革的背景下，我國銀行業(yè)存貸結(jié)構(gòu)、經(jīng)營模式、管理方式將面臨新的機(jī)遇和挑戰(zhàn)。

作為金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革重要標(biāo)志的銀行業(yè)質(zhì)量關(guān)系到經(jīng)濟(jì)運行好壞，能直觀反映我國經(jīng)濟(jì)增長能力的強(qiáng)弱程度。然而眾多目前學(xué)界對銀行存貸款余額對經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面研究還尚未形成系統(tǒng)的理論，主要從理論基礎(chǔ)和實證方面進(jìn)行闡述。如熊紅鐵，張先峰（2006）通過分析，得出GDP與廣義貨幣存在單向聯(lián)系;楊紹孫（2009）通過分析，得出存貸款量對經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在正向相關(guān)性。以上文獻(xiàn)闡述中得出金融結(jié)構(gòu)變化與調(diào)整對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著明顯促進(jìn)作用，同時經(jīng)濟(jì)發(fā)展又推動金融業(yè)結(jié)構(gòu)完善。用格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ蛯Χ哧P(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步研究分析，該檢驗采用了廣西銀行業(yè)的存貸款增量及GDP經(jīng)濟(jì)增長的數(shù)據(jù)。

二、研究方法

1.數(shù)據(jù)及模型描述

本文以廣西銀行存貸款余額與廣西GDP增長率的時間序列季度數(shù)據(jù)作為研究對象，樣本區(qū)間為2012年3月至2019年9月，數(shù)據(jù)均來自《廣西統(tǒng)計年鑒》和《中國人民銀行南寧中心支行金融數(shù)據(jù)》（原始數(shù)據(jù)見表1）。

本文借鑒國內(nèi)外較常用的檢驗了格蘭杰與廣西銀行業(yè)存貸款余額和經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系。該檢驗首先能直觀反映所采用的數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，若數(shù)據(jù)不平穩(wěn)則可能出現(xiàn)虛假回歸問題;其次該檢驗可以區(qū)分正向與負(fù)向影響因果影響，對筆者得出文章結(jié)果更為簡便、直白。本文使用單一整合、統(tǒng)一方法可以測試變量之間的長期平衡，在糾錯模型中建立經(jīng)濟(jì)變量鏈接，并合理地使用格蘭杰因果關(guān)系測試。

格蘭杰因果關(guān)系測試模型：

2.變量說明

變量參數(shù)Y是指廣西的季度GDP，用該指標(biāo)衡量廣西的經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展水平;可變參數(shù)X1是指廣西銀行年度存款余額，是指本行截至指定日期的存款總額，包括公司活期存款、定期存款、存放其他銀行存款和存放中央銀行存款等;可變參數(shù)X2是指廣西銀行的年度貸款余額，即借款人在指定日期尚未歸還貸款人的貸款總額。未償余額等于貸款總額減去已償還的銀行貸款;可變參數(shù)X3是指銀行機(jī)構(gòu)增量存貸款（英文簡稱ICD），是變量參數(shù)X1存款余額與變量參數(shù)X2貸款余額總和，以每季度存貸款量的增長為研究。

根據(jù)計量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論知變量參數(shù)間可進(jìn)行回歸分析，運用專業(yè)計量回歸軟件stata通過輸入變量參數(shù)運行得到模型。建立模型前要選定自可變參數(shù)和因可變參數(shù)，本文將可變參數(shù)X1、X2、X3作為自變量，可變參數(shù)Y作為被因變量，數(shù)據(jù)模型會根據(jù)自變量和被因變量選擇的不同而不同。

在對模型進(jìn)行回歸檢驗前，作者提出了兩條假設(shè)。假設(shè)1：廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展對銀行存貸款余額具有上升趨勢線性關(guān)系。假設(shè)2：銀行存貸款增長對廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)良好促進(jìn)作用。

通過對數(shù)據(jù)模型回歸、作圖得出經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀為：銀行存貸款余額增量與經(jīng)濟(jì)增長呈線性相關(guān)，并表現(xiàn)出逐年上升趨勢，增速也是逐年加快，以2019年為基礎(chǔ)近兩年存貸款余額對經(jīng)濟(jì)增長影響相對穩(wěn)定、變動幅度小。

三、模型穩(wěn)健性分析

1.單位根檢驗

根據(jù)Granger因果檢驗?zāi)Ｐ停蚬麢z驗只能在證明隨機(jī)變量是一個永久序列后進(jìn)行。因此，首先對研究參數(shù)進(jìn)行單位根檢驗。

（1）由上表可知，GDP趨勢的統(tǒng)計檢驗為-2.678，明顯高于10%的臨界值，因此，原假設(shè)不成立，即單位周期序列存在非平穩(wěn)性，同樣，轉(zhuǎn)移GDP項目的統(tǒng)計數(shù)據(jù)和隨機(jī)T檢驗序列均顯著高于10%的臨界值。

（2）存款余額和貸款余額趨勢元素檢驗的T統(tǒng)計量分別為-3.306和-3.325。雖然結(jié)果低于10%顯著性水平的臨界值，但大于1%和5%顯著性水平的臨界值，因此結(jié)論并不否定原來存在根單位的假設(shè)，根單位不是平穩(wěn)的。存款余額、貸款余額和隨機(jī)序列證明的結(jié)果T統(tǒng)計量都比顯著性水平為10%臨界值大。

（3）ICD趨勢元素檢驗的T統(tǒng)計量為-2.876，大于10%顯著性水平的臨界值，故不否定原假設(shè)，即序列中存在單位根，且不是平穩(wěn)的。同樣，ICD趨勢元素和隨機(jī)序列的T統(tǒng)計量大于10%顯著性水平的臨界值。

在上述情況下，在Lagged differences的選項改為ADF檢驗滯后一階，檢驗結(jié)果如下：

根據(jù)表3可以看出，GDP趨勢項檢驗T的統(tǒng)計量為-6.293、存款余額趨勢項檢驗T的統(tǒng)計量為-5.234、貸款余額趨勢項檢驗T的統(tǒng)計量為-5.264，ICD趨勢項檢測T的統(tǒng)計量為-6.357，均小于臨界值1%。因此，原假設(shè)被否定，一階差分被認(rèn)為是穩(wěn)定的，因此它是一階的單序列。同理GDP、存款余額、貸款余額、ICD漂移項和序列隨機(jī)檢驗T統(tǒng)計量都小于各自1%的臨界值，拒絕原假設(shè)，一階差分平穩(wěn)。

2.異方差檢驗和修正

異方差性，收集多項不同的樣本點，整合數(shù)據(jù)中的因變量并作出比較，找出不同之處，根據(jù)不同的隨機(jī)干擾項之間進(jìn)行比較。得到檢驗的異方差，結(jié)論為隨機(jī)干擾項的變動與因變量觀測值之間具有相關(guān)性。

為了考察銀行業(yè)存款余額和貸款余額對廣西生產(chǎn)總值增量的影響，可使用如下雙對數(shù)模型：

從模型的正態(tài)最小二乘回歸得到的方差e^2和lnX1片段表明，可能存在漸進(jìn)的異質(zhì)性。

普通回歸模型的殘余平方元素e^2和lnX2的三點圖表，可能存著遞增型異方差。

再進(jìn)一步的統(tǒng)計檢驗。采用B-P檢驗。

將原模型普通最小二乘估計的殘差e平方后關(guān)于lnX1做回歸：

5%的顯著是自由度（1，26）F分布的臨界值F0.05=4.22，和自由度為1時的自由度（1，26）F分布的臨界值χ^20.05=3.84。因此，在5%的顯著水平上，拒絕原模型具有相同隨機(jī)干擾變化的假設(shè)。

將原模型普通最小二乘估計的殘差e平方后關(guān)于lnX2回歸：

5%的顯著水平是自由度（1，26）F分布的臨界值F0.05=4.22，和自由度為1時的自由度（1，26）F分布的臨界值χ^20.05=3.84。因此，在5%的顯著水平上，拒絕原模型具有相同隨機(jī)干擾變化的假設(shè)。

結(jié)論：由于模型異方差性拒絕原假設(shè)，則說明模型不存在異方差性。存款余額和貸款余額都對廣西生產(chǎn)總值增量有影響，但從F統(tǒng)計量、LM統(tǒng)計量的值觀察得出存款余額X1影響力度更大些。

四、實證結(jié)果分析

構(gòu)建合理回歸模型：Y=4081.906+0.4393X1+0.1464X2

1.對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸觀察得出經(jīng)濟(jì)意義檢驗：當(dāng)截距項4081.906表示當(dāng)存款余額和貸款余額為0時廣西生產(chǎn)總值增量，這個數(shù)據(jù)沒有實際意義;斜率項0.4393表示存款余額與生產(chǎn)總值增量正相關(guān)，0.1464表示貸款余額與生產(chǎn)總值增量正相關(guān)，當(dāng)存款余額每上升1億元，會引起廣西生產(chǎn)總值增加0.4393億元;當(dāng)貸款余額每上升1億元，會引起廣西生產(chǎn)總值增加0.1464億元。根據(jù)上述經(jīng)濟(jì)意義檢驗得知：銀行存款余額對廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響大于銀行貸款余額對廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。

2.統(tǒng)計檢驗：對解釋變量進(jìn)行回歸后系數(shù)仍大于0，因此檢驗通過;

3.產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)意義：從經(jīng)濟(jì)檢驗、統(tǒng)計檢驗可知，廣西銀行業(yè)存貸款余額增量與其廣西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長均有帶動作用。

構(gòu)建合理回歸模型：X3=-13080.55+3.3648Y

4.對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸觀察得出經(jīng)濟(jì)意義檢驗：當(dāng)截距項-13080.55表示當(dāng)廣西生產(chǎn)總值增量為0時存款余額和貸款余額，這個數(shù)據(jù)沒有實際意義;斜率項3.3648表示存貸款余額與生產(chǎn)總值增量正相關(guān)，當(dāng)廣西總產(chǎn)值每上升1億元，會引起銀行存貸款余額增加3.3648億元。

5.統(tǒng)計檢驗：對解釋變量進(jìn)行回歸后系數(shù)仍大于0，因此檢驗通過;

6.產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)意義：從經(jīng)濟(jì)檢驗、統(tǒng)計檢驗可知，廣西地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長對廣西銀行業(yè)存貸款余額增量增長有促進(jìn)作用。

五、結(jié)論

在金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下，廣西銀行業(yè)不斷堅持服務(wù)廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展理念，始終圍繞自治區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略和政策，持續(xù)發(fā)揮資金杠桿作用，支持廣西經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展。

本文通過研究存貸款增量與廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展總量之間的關(guān)系，舉出廣西實例更能有力地證實了兩者緊密的聯(lián)系。經(jīng)過一系列檢驗，可以發(fā)現(xiàn)廣西GDP經(jīng)濟(jì)發(fā)展與銀行存貸款增量互為因果關(guān)系，即銀行存款和貸款余額數(shù)量的增加助推了廣西的GDP經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而廣西GDP經(jīng)濟(jì)增長拉動了銀行存款和貸款余額數(shù)量的增長。

所列出的數(shù)據(jù)分析得出廣西經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平穩(wěn)波動幅度大，但總體趨勢呈現(xiàn)上升狀態(tài)，這也給我們一個啟示：增加中央銀行調(diào)控力度，能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更快更平穩(wěn)的發(fā)展。貨幣政策在實體經(jīng)濟(jì)中的作用也越來越突出，充分證實了廣西貨幣政策對宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控的有效性，說明通過增加銀行信貸渠道供給對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

綜上所述，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革應(yīng)該杜絕單一方向發(fā)展，要做到多樣性、全面性、合理性戰(zhàn)略實施計劃，從而在完善的金融體系下支持蓬勃經(jīng)濟(jì)發(fā)展，反過來經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展對完善金融體系也起到促進(jìn)作用。

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