邢嘉穎

[摘?要]山西省經(jīng)濟的發(fā)展面臨經(jīng)濟增長內(nèi)生動力不足以及礦產(chǎn)等資源型產(chǎn)品價格大幅變動的情況，既充滿挑戰(zhàn)也存在一定的機遇。但是，因山西省金融行業(yè)的穩(wěn)健運行使得金融支持經(jīng)濟發(fā)展的能力越發(fā)蓬勃。文章基于山西省1994—2016年人均地區(qū)生產(chǎn)總值和相關(guān)金融指標數(shù)據(jù)，構(gòu)建了向量自回歸模型，并進一步利用方差分解以及脈沖響應等方法，對山西省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響作用進行實證分析，研究結(jié)果表明山西省金融相關(guān)比率和金融體系發(fā)展效率兩者均對經(jīng)濟增長具有正效應。

[關(guān)鍵詞]金融相關(guān)比率;金融體系發(fā)展效率;經(jīng)濟增長;VAR模型

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2019.26.017

1?引?言

隨著金融業(yè)的不斷發(fā)展以及其在經(jīng)濟中占據(jù)的比例越來越大，更多的國內(nèi)學者致力于金融發(fā)展對現(xiàn)代市場經(jīng)濟增長影響的研究。但就其如何影響經(jīng)濟增長來說是存在分歧的：在經(jīng)濟學中有兩種觀點分別為金融結(jié)構(gòu)論和金融壓抑論（張朝兵，2010）。

目前，相關(guān)的研究有以下兩個方面。一方面，張朝兵（2010）利用1978—2007年的時間序列數(shù)據(jù)進行了實證研究得出了金融發(fā)展并不是推動經(jīng)濟增長的原因，而這一結(jié)論的得出是因為對于山西省來說經(jīng)濟發(fā)展和金融發(fā)展還處在上升期;韓廷春（2010）利用傳統(tǒng)的計量分析方法得出金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用是極其微小的，甚至還產(chǎn)生了不利影響;談儒勇（1999）分析研究了金融中介體的發(fā)展和對經(jīng)濟增長的影響，通過分析認為金融中介的發(fā)展會促成經(jīng)濟的增長。另一方面，周立和王子明（2002）運用有關(guān)數(shù)據(jù)實證分析了在中國各個地區(qū)經(jīng)濟增長和金融發(fā)展之間的關(guān)系，認為經(jīng)濟增長和金融發(fā)展之間是有關(guān)聯(lián)的;金春雨、韓哲和張浩博（2013）基于Panel-VAR模型得出金融業(yè)的發(fā)展對經(jīng)濟增長具有長期并且正向的促進作用;馬軼群和史安娜（2012）通過建立VAR模型得出金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長的影響，一般就短期而言是增強作用，而長期是弱化作用。

從以上的文獻梳理可以看出在中國這個市場經(jīng)濟發(fā)達的國家，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長來說確實存在些許的影響。但是對于不同的地區(qū)，當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展的類型是不同的，受金融發(fā)展影響的程度也存在很大的差異。就像Greenwood 等人的分析結(jié)論（闞景陽、張運鵬，2010）：在金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長時存在“門檻效應”，即只有當一個地區(qū)的金融業(yè)發(fā)展到一定水平之時才會促進經(jīng)濟的增長。與當前的文獻相比，本文做出了一些新的分析研究：運用山西省1994—2016年的時間序列數(shù)據(jù)基于VAR模型來進行實證研究，較之于目前的研究，本文的數(shù)據(jù)包含了更全面的信息，并且是基于山西省數(shù)據(jù)的分析研究，縮小了研究范圍。

本文第一部分對已有文獻材料進行了回顧;第二部分介紹了本文使用的數(shù)據(jù)并且對數(shù)據(jù)進行了簡要分析;第三部分利用時間序列數(shù)據(jù)基于VAR模型采用單位根檢驗、脈沖響應函數(shù)以及方差分析等方法研究了山西省金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長的影響;最后是結(jié)論與相關(guān)政策。

2?模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

本文依據(jù)數(shù)據(jù)的可獲性、代表性和一致性原則，決定選取山西省1994—2016年經(jīng)過價格平減之后的人均地區(qū)實際生產(chǎn)總值（AGDP）作為衡量山西省經(jīng)濟增長的指標;鑒于山西省金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)的完整性以及金融發(fā)展的現(xiàn)實情況，選用了金融相關(guān)比率（FIR）以及金融體系發(fā)展效率（DR）（吳彩容、李靜，2015）作為相關(guān)指標。并且為了在保留變量信息的基礎(chǔ)上降低異方差性，對三個變量AGDP、FIR、DR做取對數(shù)的處理，分別用LnAGDP、LnFIR以及LnDR來表示。

本文選取山西省1994—2016年的人均地區(qū)生產(chǎn)總值（元）、地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)（上年=100）、金融機構(gòu)人民幣各項存款余額合計（萬元）和金融機構(gòu)人民幣各項貸款余款合計（萬元）。所有的數(shù)據(jù)均來源于《山西統(tǒng)計年鑒》。

3?金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間關(guān)系的實證研究

3.1單位根檢驗

就大多數(shù)的經(jīng)濟數(shù)據(jù)而言，獲得的原始時間序列數(shù)據(jù)一般都缺乏穩(wěn)定性，因此建立回歸方程時會出現(xiàn)虛假回歸的問題，因而實證分析之前要確定相關(guān)變量是否為平穩(wěn)的時間序列。因此，本文使用ADF檢驗法來確定時間序列是否為一階單整。本文對LnAGDP、LnFIR以及LnDR三個變量進行了ADF檢驗。結(jié)果見表1。

經(jīng)過對表1 檢驗結(jié)論，可以得出在5%置信水平時LnAGDP、LnFIR和LnDR三個變量都是非平穩(wěn)的時間序列，接著對一階差分后的序列再一次進行單位根檢驗，結(jié)果顯示ΔLnAGDP、ΔLnFIR和ΔLnDR在5%的置信水平時都具有穩(wěn)定性。

3.2建立VAR模型

經(jīng)過一系列分析和研究，筆者得出在金融發(fā)展和經(jīng)濟增長兩者之間存在一定的關(guān)聯(lián)，由此本文對LnAGDP、LnFIR以及LnDR這三個變量建立VAR模型。

3.2.1?確定最優(yōu)滯后階數(shù)和檢驗VAR模型的穩(wěn)定性

筆者利用AIC準則比較了當滯后階數(shù)為三階、四階時的結(jié)果，得出該模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3。接著經(jīng)過檢驗VAR 模型F矩陣特征根的情況來判斷該模型是否平穩(wěn)。圖1為F矩陣的特征根的分布情況。由于特征根都在單位圓內(nèi)，因此建立的模型具有穩(wěn)定性。

3.2.2?脈沖響應函數(shù)

由于VAR模型的參數(shù)不好直接解釋，因此本文利用脈沖響應函數(shù)來進一步解釋變量間的作用。本文為了探索DLnFIR和DLnDR兩個變量分別對DLnAGDP的影響，構(gòu)造了脈沖響應函數(shù)。結(jié)果如圖2和圖3所示。

由圖2可以看出，DLnFIR對DLnAGDP的影響具有波動性。DLnFIR增加一個單位，在不同的時期內(nèi)對DLnAGDP具有不同的影響：在短期內(nèi)金融相關(guān)比率對山西省經(jīng)濟增長率的影響正向大于負向;長期內(nèi)，金融相關(guān)比率對經(jīng)濟增長率來說負向影響與正向影響相互交織之后負向效應影響減小直至有正向影響，長期這種影響趨于0。這種情況的出現(xiàn)可能是對于金融相關(guān)比率來說確實對山西省的經(jīng)濟增長有著一定的促進作用，但是想要讓這種正向的作用不斷擴大是需要很長時間的，因此在計算的期限內(nèi)是無法驗證金融相關(guān)比率對經(jīng)濟增長有較大促進作用的。

由圖3可以看出，DLnDR對DLnAGDP的影響也具有波動性。山西省金融體系發(fā)展效率增加后省內(nèi)的經(jīng)濟增長率也上升，但長期又不斷減小直到變?yōu)樨撝?，往復波動。這是因為山西省是個重工業(yè)城市，即使近幾年已經(jīng)提出了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的重組和升級，但是對于金融機構(gòu)來說，仍然無法凌駕于工業(yè)企業(yè)之上，這就導致金融機構(gòu)的存款轉(zhuǎn)化為金融機構(gòu)的貸款及有效投資能力（焦晉鵬、趙大偉、楊慧瀛，2018）還是處于較低的水平，因此導致金融體系發(fā)展效率對省內(nèi)經(jīng)濟增長率的提高影響甚微。

綜上所述，從短期來說，金融體系發(fā)展效率和金融相關(guān)比率對經(jīng)濟增長都存在明顯的調(diào)節(jié)作用，并時而產(chǎn)生正向影響，時而產(chǎn)生負向影響。

3.2.3?方差分解

為了對每一個外生沖擊造成內(nèi)生變量變化的貢獻度大小進行分析比較，筆者一般采用方差分解來評價不同外生結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。方差分解結(jié)果見表2。

從表2可以看出，省內(nèi)經(jīng)濟增長的誤差大部分來自經(jīng)濟本身增加的干擾：第一期經(jīng)濟增長對它自身的干擾達到了100%，繼而隨著時間的推移減少，最后在第八期、第九期以及第十期收斂于75%左右;山西省的金融發(fā)展效率和金融相關(guān)比率的確會對經(jīng)濟的增長有些許程度的影響，但兩者造成的影響水平大小是存在差異的。金融相關(guān)比率變動的沖擊對經(jīng)濟增長變動的影響在第五期以后占到20%左右，相比較來說，金融體系發(fā)展效率對經(jīng)濟的影響在第九期和第十期到達10%左右。

綜上所述，經(jīng)濟增長變動的預測誤差主要來自其自身變動的擾動和山西省金融相關(guān)比率變動的擾動，并且受金融體系發(fā)展效率的影響很小。

4?結(jié)論與相關(guān)政策

本文基于山西省1996—2016年的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建了向量自回歸模型，進而構(gòu)建了脈沖響應函數(shù)，并且采用了方差分解分析研究了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，筆者得到以下結(jié)論：一方面，就山西省來說金融發(fā)展在很小的程度上對經(jīng)濟有促進作用;另一方面，金融相關(guān)率比金融體系發(fā)展效率的促進作用要大。

從本文的分析中可以看出，就山西省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響總的來說只占20%左右。絕大一部分是因為山西省的經(jīng)濟增長還不夠穩(wěn)健，金融業(yè)的發(fā)展仍然存在著欠缺之處，就如“門檻效應”所說。因此，一方面，山西省應該堅持供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，使經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，以達到省內(nèi)的經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的目的;另一方面，要提高山西省金融機構(gòu)資產(chǎn)的使用質(zhì)量即金融體系發(fā)展效率，并且要秉承開放的思想，引入國外優(yōu)秀的技術(shù)，從而為經(jīng)濟的快速增長起到強有力的保障和促進作用。

參考文獻：

[1]張朝兵.山西省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系實證研究（1978—2007）[J].管理世界， 2010（4）：181-182.

[2]韓廷春.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長：經(jīng)驗模型與政策分析[J].世界經(jīng)濟， 2001（6）：3-9.

[3]談儒勇.中國金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[J].經(jīng)濟研究， 1999（10）：53-61.

[4]周立，王子明.中國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長實證分析：1978—2000[J].金融研究， 2002（10）：1-13.

[5]金春雨，韓哲，張浩博.?基于Panel-VAR模型的我國金融業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)性的計量檢驗[J].管理評論， 2013， 25（1）：16-23.

[6]馬軼群，史安娜.金融發(fā)展對中國經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響研究——基于VAR模型的實證分析[J].國際金融研究，2012（11）：30-39.

[7]吳彩容，李靜.廣東金融發(fā)展規(guī)模和發(fā)展效率與城鎮(zhèn)化發(fā)展水平動態(tài)關(guān)系的檢驗分析[J].廣東開放大學學報，2016（2）：27-31.

[8]焦晉鵬，趙大偉， 楊慧瀛.農(nóng)村金融體系發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟增長關(guān)系實證分析[J].農(nóng)村經(jīng)濟，2018（10）：78-83.

[9]闞景陽，張運鵬.產(chǎn)業(yè)集群金融支撐體系建設(shè)研究——以河北省為例[J].經(jīng)濟與管理， 2010， 24（4）：77-81.

[10]李明.山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證分析[J].金融經(jīng)濟， 2017（8）：98-101.