張國(guó)強(qiáng)，劉亞洲

(許昌學(xué)院 商學(xué)院，河南 許昌 461000)

隨著鄭州航空港經(jīng)濟(jì)綜合實(shí)驗(yàn)區(qū)的建立，河南省逐步形成了以航空經(jīng)濟(jì)為主導(dǎo)，涵蓋航空物流、航空金融、高端制造等產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)基地，極大地促進(jìn)了河南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展，有利于河南省全方位振興。金融發(fā)展作為社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的“晴雨表”，能夠及時(shí)、靈敏地反映各種經(jīng)濟(jì)狀況。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行數(shù)據(jù)和金融資產(chǎn)總額正處于快速上升階段，在互聯(lián)網(wǎng)的加持下，金融作為現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的核心，發(fā)揮的作用越來(lái)越大。隨著金融業(yè)的不斷發(fā)展，金融行業(yè)在當(dāng)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中所占的比重越來(lái)越大，我國(guó)學(xué)者對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究也逐漸增多，目前，學(xué)界針對(duì)相關(guān)問(wèn)題的研究，主要有以下兩個(gè)方面。

從研究范圍看，詹鵬和李欣?；?003—2018年省級(jí)面板數(shù)據(jù)，利用空間計(jì)量模型對(duì)我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行空間分析，結(jié)果表明，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在“東高西低，沿海高內(nèi)陸底”的集聚效應(yīng)[1]；林樹(shù)哲、李秋儉和謝嘉嵐等人利用VAR模型對(duì)粵港澳大灣區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，粵港澳大灣區(qū)的金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單向格蘭杰原因，能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[2]；張朝兵利用1978—2007年的山西省時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)山西省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明山西省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是山西省金融結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化的原因，但金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化不是其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因[3]；袁鑫以安徽省金融機(jī)構(gòu)存貸款余額之和作為金融發(fā)展指標(biāo)，GDP總量作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，對(duì)安徽省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行研究，結(jié)果表明，安徽省金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯地促進(jìn)作用[4]。

從研究?jī)?nèi)容看，多數(shù)學(xué)者在研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系時(shí)，對(duì)金融指標(biāo)的分析較為重視。方寧寧將金融指標(biāo)分解成金融相關(guān)率和金融效率兩個(gè)金融子指標(biāo)，對(duì)榆林市金融支持與民營(yíng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明，榆林市民營(yíng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展具有促進(jìn)作用[5]；張?jiān)茖⑸虾Ｊ薪鹑跈C(jī)構(gòu)存款、貸款在上海市GDP的占比作為金融指標(biāo)，對(duì)上海市金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行回歸分析，得出上海市金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互促進(jìn)的結(jié)論[6]。

綜合以上各位學(xué)者的研究可知，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系在不同地區(qū)呈現(xiàn)出的結(jié)論也不同。而河南省作為我國(guó)中原經(jīng)濟(jì)區(qū)的重要區(qū)域之一，研究其金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。目前，已有學(xué)者利用ADF檢驗(yàn)和格蘭杰因果分析的方法，對(duì)河南省農(nóng)村金融發(fā)展與農(nóng)村經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究[7]。也有學(xué)者從河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響因素研究的角度出發(fā)，利用 OLS 多元回歸模型，從生產(chǎn)要素、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)三個(gè)層面分析河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素[8]。但現(xiàn)階段，少有學(xué)者從建立VAR模型的角度，對(duì)河南省整個(gè)金融業(yè)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系展開(kāi)研究。因此，本文基于1996—2019年河南省時(shí)間序列數(shù)據(jù)，在建立VAR模型的基礎(chǔ)上，利用脈沖響應(yīng)與方差分解分析法對(duì)河南省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間實(shí)證關(guān)系進(jìn)行研究。

一、變量選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

(一)變量說(shuō)明

參考國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展指標(biāo)的選取，本文依據(jù)數(shù)據(jù)的可獲性、代表性和一致性原則，主要采取以下變量進(jìn)行分析，變量詳細(xì)設(shè)置如表1所示。

表1 變量詳細(xì)設(shè)置

(二)數(shù)據(jù)來(lái)源及其處理

本文實(shí)證分析采用河南省1996—2019年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《國(guó)家統(tǒng)計(jì)局》和《河南省統(tǒng)計(jì)年鑒》。此外，為保證數(shù)據(jù)單位的統(tǒng)一，將原保費(fèi)收入折算為以億元為單位的形式，同時(shí)，為了消除異方差，本文對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDPG)、金融相關(guān)率(FIR)和金融中介效率(FE)做取自然對(duì)數(shù)處理。

二、實(shí)證研究

(一)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免在模型分析時(shí)出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題，需對(duì)原始序列指標(biāo)做ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)，滯后階數(shù)根據(jù)SIC準(zhǔn)則確定。利用EViews軟件，分別對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

通過(guò)對(duì)表2檢驗(yàn)結(jié)果的分析可知，各檢驗(yàn)類型下LnGDPG、LnFIR和LnFE的ADF值均大于臨界值，都不是平穩(wěn)序列。而各變量在一階差分后的ADF檢驗(yàn)值均小于5%臨界值，通過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。這表明原序列并不直接平穩(wěn)，而是經(jīng)過(guò)一階差分后平穩(wěn)。因此，有必要建立VAR模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)分析。

(二)VAR模型

為進(jìn)一步探究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展之間的關(guān)系，對(duì)LnGDPG、LnFIR以及LnFE三個(gè)變量建立VAR模型進(jìn)行分析。在建立VAR模型前，需要確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。本文利用Eviews軟件對(duì)模型最優(yōu)滯后階數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，其結(jié)果如表3所示。

表3 最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，除LogL準(zhǔn)則外，其余準(zhǔn)則均表示2階為VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，可以得到該模型最優(yōu)滯后階數(shù)為2，其中，VAR(2)表達(dá)式如下：

LnGDPG=1.651 873LnGDPG(-1)-0.282 253LnGDPG(-2)+1.898 294LnFIR(-1)-1.175 122LnFIR(-2)-0.912 462LnFE(-1)+1.146 783LnFE(-2)-1.290 365

VAR模型建立后，需對(duì)該模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，以保證協(xié)整檢驗(yàn)的合理性。本文根據(jù)AR根圖對(duì)VAR(2)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。

圖1 VAR(2)模型AR根圖

由圖1可以看出，VAR(2)模型中所有的特征根都在單位圓內(nèi)。這表明該模型是平穩(wěn)的，對(duì)變量做協(xié)整檢是合理的。

(三)協(xié)整檢驗(yàn)

由于本文模型涉及三個(gè)變量，因此采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法較為合適。根據(jù)表3可知，VAR(2)最優(yōu)滯后階為2。利用Eviews軟件進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。其中，跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)如表4所示，最大特征值統(tǒng)計(jì)量，如表5所示。

表4 跡統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果

表5 最大特征值檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整關(guān)系結(jié)果檢驗(yàn)表明，在5%臨界值下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值檢驗(yàn)下三個(gè)原假設(shè)的概率P值均小于0.05，表示所有原假設(shè)均被拒絕。而第三原假設(shè)At most 2*說(shuō)明LnGDPG、LnFIR以及LnFE三個(gè)變量至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，該協(xié)整方程的關(guān)系式為：

LnGDPG=0.068 92LnFIR-1.017 287LnFE

協(xié)整方程關(guān)系式表明，LnGDPG與LnFIR呈正相關(guān)長(zhǎng)期均衡關(guān)系，LnGDPG與LnFE呈負(fù)相關(guān)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。其中，當(dāng)LnFIR每上升1%時(shí)，LnGDPG會(huì)增加0.06%；當(dāng)LnFE每上升1%時(shí)，LnGDPG會(huì)下降1.01%。

(四)格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，三個(gè)變量之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。為進(jìn)一步研究變量間的因果關(guān)系，需進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。本文利用Eviews軟件對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表6可知，LnGDPG與LnFIR、LnGDPG與LnFE之間存在雙向格蘭杰原因，由此可以判斷，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展之間具有相互預(yù)測(cè)能力，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展具有相互促進(jìn)的作用；而LnFE是LnFIR的單向格蘭杰原因，表明金融中介效率對(duì)金融相關(guān)率存在一定預(yù)測(cè)能力。

(五)脈沖響應(yīng)分析

為進(jìn)一步解釋變量間的關(guān)系，本文采用脈沖響應(yīng)分析方法。給予各變量一個(gè)沖擊，來(lái)判斷該沖擊對(duì)LnGDPG不同時(shí)期的影響效果，進(jìn)而判斷變量間的相互關(guān)系。利用Eviews軟件，根據(jù)已建立的VAR模型，得到LnGDPG與LnGDPG、LnFIR、LnFE之間的脈沖響應(yīng)圖，如圖2所示。其中，橫軸表示滯后期數(shù)，實(shí)線表示一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后各變量對(duì)此的響應(yīng),虛線表示加或減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后各變量對(duì)此的響應(yīng)。

圖2 LnGDPG對(duì)LnGDPG、LnFIR、LnFE的脈沖響應(yīng)

從LnGDPG對(duì)LnGDPG的脈沖響應(yīng)可以看出，當(dāng)給LnGDPG一個(gè)沖擊時(shí)，不同時(shí)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LnGDPG)對(duì)自身均產(chǎn)生正向影響。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)給予自身正向沖擊后，本期受到正向影響，上升至第2期后緩慢下降，并在第7期趨于穩(wěn)定。由此可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)自身具有一定的促進(jìn)作用，并在前期保持著較大幅度，但其促進(jìn)作用隨著期數(shù)的增加逐漸減弱。

從LnGDPG對(duì)LnFIR的脈沖響應(yīng)可以看出，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LnGDPG)受到來(lái)自金融相關(guān)率(LnFIR)的沖擊后，金融相關(guān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均為正向影響。這種正向影響也呈現(xiàn)出先增后降的趨勢(shì)，期初影響為0，隨后迅速增長(zhǎng)至第3期達(dá)到峰值，之后開(kāi)始緩慢下降，在第6期時(shí)趨于平穩(wěn)。從刻畫(huà)的痕跡可以看出，金融相關(guān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)始終保持正向影響，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到一定的促進(jìn)作用，但影響會(huì)隨著期數(shù)的增加逐漸減弱。

從LnGDPG對(duì)LnFE的脈沖響應(yīng)可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LnGDPG)受到金融中介效率(LnFE)的沖擊后，期初為0，隨后開(kāi)始下降到負(fù)值，在第3期時(shí)達(dá)到最小，之后開(kāi)始緩慢上升，至第7期時(shí)開(kāi)始為正并逐漸趨于平穩(wěn)。從刻畫(huà)的痕跡可以看出，金融中介效率的提高在短期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有一定的負(fù)向效應(yīng)，但隨著期數(shù)的增加，金融中介效率的提高會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

綜合以上脈沖響應(yīng)分析可知，從長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LnGDPG)不僅受自身影響較大，同時(shí)還受金融相關(guān)率(LnFIR)和金融中介效率(LnFE)的正向影響。其中，金融相關(guān)率從期初到期末都給予經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以正向效應(yīng)；而金融中介效率在短期內(nèi)給予經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以負(fù)向效應(yīng)，從第7期開(kāi)始才轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛐?yīng)，表明金融中介效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用具有一定的滯后性。

(六)方差分解

脈沖響應(yīng)分析幫助我們了解到(LnGDPG)受到自身、LnFIR以及LnFE的沖擊后的響應(yīng)程度和方向。但若想了解VAR模型中每一個(gè)變量對(duì)其他變量反應(yīng)的具體貢獻(xiàn)度，則需要借助方差分解方法。與脈沖響應(yīng)分析絕對(duì)強(qiáng)度的描述不同,方差分解分析主要是一種相對(duì)狀態(tài)的描述。為進(jìn)一步描述每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量的貢獻(xiàn)度，本文利用Eviews軟件針對(duì)VAR模型進(jìn)行方差分解分析，其方差分解結(jié)果如圖3所示：

圖3 LnGDPG對(duì)LnGDPG、LnFIR與LnFE的方差分解結(jié)果

由圖3可知，期初時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(LnGDPG)的預(yù)測(cè)方差完全由其自身解釋。但從第1期開(kāi)始，來(lái)自金融相關(guān)率(LnFIR)以及金融中介效率(LnFE)沖擊引起的變化開(kāi)始上升，到第3期時(shí)，由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)自身沖擊引起的變化為64%，由金融相關(guān)率沖擊引起的變化為23%，由金融中介效率沖擊引起的變化為13%，并且受金融相關(guān)率和金融中介效率沖擊的引起的變化始終保持在較低水平。此后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受自身沖擊引起的變化略微下降并穩(wěn)定在61%左右，由金融相關(guān)率沖擊引起的變化穩(wěn)定在22%左右，由金融中介效率沖擊引起的變化穩(wěn)定在17%左右。由此可見(jiàn)，河南省的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化主要來(lái)自自身經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況和金融相關(guān)率，金融中介效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所起的推動(dòng)力較小。

三、結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文基于河南省1996—2019年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，建立VAR模型，通過(guò)研究LnGDPG、LnFIR以及LnFE三者之間的關(guān)系，對(duì)河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展之間的關(guān)系進(jìn)行了分析。通過(guò)分析，得到的結(jié)論如下：

第一，河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。其中，河南省金融相關(guān)率短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)作用較大；金融中介效率在短期內(nèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有抑制作用，但從長(zhǎng)期來(lái)看，金融中介效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用。

第二，河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展兩者相互影響，相互解釋。根據(jù)格蘭杰檢驗(yàn)結(jié)果可知，金融相關(guān)率和金融中介效率兩個(gè)金融指標(biāo)都可以解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，并且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也可以解釋金融相關(guān)率和金融中介效率。這表明河南省經(jīng)濟(jì)良好運(yùn)行有利于金融水平的提高，同時(shí)，金融水平的提高對(duì)河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有一定的推動(dòng)作用。

第三，河南省金融相關(guān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用顯著強(qiáng)于金融中介效率。根據(jù)脈沖響應(yīng)圖可知，短期內(nèi)，河南省金融中介效率對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有小幅度的抑制作用，從第7期開(kāi)始對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行轉(zhuǎn)為促進(jìn)作用；而金融相關(guān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)狀況始終具有一定的推動(dòng)作用。

(二)建議

基于以上結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，完善金融結(jié)構(gòu)，提高金融相關(guān)率。通過(guò)對(duì)河南省1996—2019年時(shí)間序列的實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)金融相關(guān)率對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況影響較大，并且商業(yè)銀行在河南省金融結(jié)構(gòu)中占的比重較大，證券、保險(xiǎn)所占比重較小。因此，若想實(shí)現(xiàn)河南省經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的長(zhǎng)遠(yuǎn)目標(biāo)，需要加強(qiáng)證券市場(chǎng)的融資功能，促進(jìn)投資多元化，為經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)固發(fā)展增添持久活力。

第二，發(fā)揮政府主導(dǎo)，加強(qiáng)河南省內(nèi)的金融聯(lián)系。由于河南省不同城市的地理環(huán)境不同，以及金融資源的擁有和分配不同，導(dǎo)致省內(nèi)各城市之間的金融發(fā)展水平存在差異。因此，政府應(yīng)根據(jù)不同地區(qū)金融發(fā)展的差異，制定有針對(duì)性的金融政策，以達(dá)到促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融業(yè)發(fā)展的目的，使金融業(yè)健康有序地發(fā)展，更好地促進(jìn)河南省經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

第三，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)融資渠道，提高金融中介效率。目前，河南省內(nèi)主要融資仍然為間接融資，直接融資占河南省金融活動(dòng)的比例較低、規(guī)模較小，導(dǎo)致中小企業(yè)進(jìn)行融資的方式較為單一，難以充分發(fā)揮金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。因此，河南省應(yīng)完善金融機(jī)構(gòu)多元化，充分發(fā)揮金融發(fā)展對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的資金分配作用。同時(shí)，還應(yīng)完善金融機(jī)構(gòu)的行政和法治環(huán)境，積極引導(dǎo)資信評(píng)級(jí)、產(chǎn)權(quán)交易、會(huì)計(jì)師事務(wù)所等多種金融中介機(jī)構(gòu)為實(shí)體經(jīng)濟(jì)服務(wù)，以提高金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)能力。