新时期区域金融发展与经济增长的关系研究_基于广西壮族自治区的实证分析

广 西 金 融 研 究

Journal of Guangxi Financial Research

No.9,2008General No.426

新时期区域金融发展与经济增长的关系研究

——基于广西壮族自治区的实证分析

岑树田

（广西壮族自治区人民政府发展研究中心，广西 南宁 530012）

摘 要：本文运用协整、格兰杰因果检验和 VAR模型等对广西金融发展与经济增长的关系进行了深层的实证研究，得出了金融发展与经济增长之间具有紧密关系、广西的金融发展能有效地促进经济增长但广西的经济增长促进金融发展的效应并不明显的结论。

关键词：金融发展；经济增长；实证研究中图分类号：F830.9

　　　　　　　　文献标识码：A　　　　　　　文章编号：1002-6452（2008）9-0045-04

一、问题的提出

2008年1月，《广西北部湾经济区发展规划》获得国家批准，目前正在组织实施。在多区域合作的新形势下，中国—东盟自由贸易区建设及其诸多的次区域合作日益升级，广西“金融先行”的呼声越来越高，构建南宁区域性金融中心的条件也越来越成熟。广西必须审时度势、高瞻远瞩，避免“金融抑制”现象在广西发生（即金融抑制对经济增长的阻碍作用）。然而，要不断推进金融深化、完善区域金融市场，首先必须对广西区域金融发展与经济增长的关系有一个全面、深刻的了解，因此，开展此项研究极具理论与现实意义。

金融发展与经济增长关系问题的研究源于戈德史密斯和麦金农与肖，戈德史密斯通过分析35 个最具代表性国家的金融结构和金融发展问题，得出了金融发展对经济增长具有推动作用的统计结论。现代经济中的许多分析，都证实了金融深化与经济增长存在显著正相关关系。在国内，对区域金融发展与经济增长关系的实证研究也有不少，谈儒勇(2000)研究了中国金融发展与经济增长的相关性问题；周立、王子明（2002）进行了中国各地区金融发展与经济增长的实证分析；张兵、胡俊伟（2003）做了区域金融发展与经济增长关系的实证研究等。但是，针对广西的区域金融与其经济增长

关系的研究相对较少。因此，对广西区域金融发展与经济增长关系的研究有待进一步深入。

二、变量选取和数据来源

通过选取1978-2006年的相关年度数据，运用Eviews5.0计量经济软件进行分析。

地区经济发展水平指标的选取：我们选取了广西的人均地区生产总值环比增长指数作为衡量广西经济发展水平的指标（按可比价格计算，以上年为100，数据主要来自2007年的《广西统计年鉴》）。

金融发展水平指标的选取：我们选用金融相关比率（FIR）作为衡量广西金融发展水平的指标。金融相关比率（FIR）的计算，由于广西区域金融的M2等数据缺失，采用通常的处理办法，用各期期末金融机构的存贷款额除以当期名义GDP来替代真实的金融相关比率（名义GDP各年数据主要来自2007年的《广西统计年鉴》）。

我们对金融机构的存贷款数据选取的口径范围是全社会金融机构的年末存贷款余额。但由于1995年以前，广西除国有银行以外的其他商业银行发展比较落后，并且部分数据存在不一致，比如，在《中国金融年鉴》中广西全社会金融机构的各期年末存贷款余额与《新中国50年统计资料汇编》中的广西国家银行各期年末存贷款余额是一样的，《广西

收稿日期：2008-06-30

作者简介：岑树田（1977-），男，广西桂林人，经济师、经济学硕士，供职于广西壮族自治区人民政府发展研究中心。

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统计年鉴》中的有关数据与同一口径的《新中国50年统计资料汇编》上的数据存在不一致等。所以，我们对数据进行了变通：1988年以前，全社会金融机构的年末存贷款余额只包括人行和四大国有银行；1989年后，还包括交通银行、农村信用社、信托投资机构和城市信用社；从1995年后，由于银行信贷平衡表改为全社会金融机构信贷平衡表，数据真正地变为全社会金融机构的年末存贷款余额。上述一些数据主要来自《新中国50年统计资料汇编》和相应年份的《广西统计年鉴》，1981年广西的贷款数缺失，我们用前后两年增长率的平均来推算。

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析，而需要运用协整分析、格兰杰因果检验以及向量自回归模型等“数据驱动”方法进行分析与检验。

（二）进行协整检验

为了分析广西区域金融发展和经济发展之间是否存在长期的均衡关系,下面对lnHGDP和lnFIR进行协整分析。通过上表我们可知：lnGDP～I(1)；lnFIR～I(1)，所以，其满足协整检验前提。用Engel-Granger两步法进行协调检验。

第一，用OLS方法估计 lnGDP对 lnFIR的长期均衡方程（协整回归），结果如下（方程下面括号内的数据为t统计量）：

LNGDPt=1.435081+1.041131*LNFIRt+Ut （0.749838） （2.677256） R2=0.209780 Adjusted R2=0.180513 F= 7.167690 DW=1.760631

第二，采用ADF单位根检验第一步回归的残差项（serE）的平稳性，结果如下：

表3：serE 残差的ADF单位根检验结果

三、实证分析

根据全部金融机构各年末的存款总额和贷款总额，我们计算出全部金融机构存贷款总额，然后根据公式：金融相关比率FIR=（存款总额+贷款总额）/ GDP ，计算出FIR。

为减少异方差，我们对人均GDP环比增长率（乘以100后）及FIR（乘以100后）取自然对数，分别记lnGDP和lnFIR，经处理后的数据如下表：表1：1978-2006年广西的经济增长与金融发展指标

第三，由于在第一步的回归中，常数项的t检验不显著，去掉常数项重新进行协调回归，结果如下：

LNGDPt=1.332231*LNFIRt+Ut （59.18305）

R2= 0.193324 Adjusted R2= 0.193324 DW= 1.718834

决定系数较小是由于方程中遗漏了一些重要的

（一）进行单位根检验

采用ADF办法进行单位根检验，运用AIC准则确定最佳滞后阶数，根据原序列的时序图、一阶差分序列图等确定检验的类型。检验结果如下：

表2：单位根的ADF检验表

解释变量所致，但这不影响我们的分析。残差项的平稳性检验如下：

表4：残差的ADF单位根检验结果

从结果可知：lnGDP～I(1)；lnFIR～I(1)。由于lnGDP与lnFIR均为1阶单整，是非平稳序列，我们不能用传统的计量经济学建模的结构法进行回归分-46-

由此可知，残差均通过10%、5%、1%三个水平的显著性检验，是平稳序列，因此，lnGDP和lnFIR通过协整检验，说明广西的金融发展和经济增长之间具有长期均衡关系。由于协整方程的变量都是对数形式，所以协整回归方程的斜率实际意义是各地区人均 GDP对金融发展水平的弹性系数，从协整回归方程可以看出，在长期均衡关系中，广西

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金融与经济

西的金融发展是导致其经济发展的原因，经济发展并非是金融发展的原因；在滞后5期和6期，广西的金融发展与经济发展互为因果关系。

（五）广西区域金融发展与经济增长关系的向量自回归模型

我们用滞后阶数为2，对LnGDP和LnFIR进行向量自回归模型的估计，结果如下（方程下面括号内的数据为t统计量）：

LNFIR=1.104*LNFIR(-1) - 0.168*LNFIR(-2) - 0.007*LNGDP(-1) - 0.008*LNGDP(-2) + 0.435

（5.29015） （-0.82425） （-0.29270） （-0.31736） （1.66137）

R2=0.934660 F= 78.67540 AIC=-2.165199 SC=-1.925229

LNGDP=2.602*LNFIR(-1) - 2.031*LNFIR(-2) + 0.176*LNGDP(-1) + 0.087*LNGDP(-2) + 2.023

（1.67824） （-1.34451） （0.93919） （0.47714） （1.04056）

R2=0.262785 F= 1.960508 AIC=1.845970 SC=2.085940

显然，上述两个方程中第一个方程的回归效果较好，两个方程的AIC和SC的数值较小。两方程一些系数的t统计不显著，可能是由于一个方程中有同样变量的多个滞后值产生的多重共线性所导致的。从以上模型可以看出，广西的金融发展主要受其本身的滞后一期的影响，受其本身滞后二期的影响相对一期而言较弱且为负；受LnGDP滞后一期和滞后二期的影响更弱且均为负。广西的经济增长主要受LnFIR的滞后一期和二期的影响（一期为正，二期为负），受其本身滞后一期影响较弱，受其本身滞后二期的影响更弱。这说明广西的经济增长主要受LnFIR的滞后一期，而LnGDP对金融发展的影响并不明显，这与前面的格兰杰因果检验的结果相似。

（六）预测方差分解

向量自回归模型（VAR模型）的方差分解是将

的金融相关比率每增加1%，实际人均GDP将增长

1.332231%。

（三）建立误差修正模型

由于上面已经证明了lnGDP与lnFIR之间存在协整的关系，故可建立误差修正模型ECM，分析结果如下(方程下面括号内的数据为t统计量)：

△LNGDP= -0.03044666636 + 1.223040281*△LNFIR- 0.9107982762*E（-1）

（-0.251033） （0.769587） （-4.669413）

R2=0.483135 F= 11.68425 DW=1.645754

结果表明：由于△LNFIR系数的t检验不显著，我们不能确定其短期变动对△LNGDP存在影响。但是，由于短期调整系数[E(-1)的系数]是显著的，表明每年实际发生的LNGDP与其长期均衡值的偏差中的91%（0.9107982762）已被修正。

（四）广西金融发展与经济增长关系的格兰杰（Grange）因果关系检验

上述协整检验结果告诉我们变量间存在长期的均衡关系， 但这种关系是否构成因果关系，哪个是因？哪个是果？还是互为因果？还是没有因果？需要进一步验证。运用Granger Causality Test，采用6个滞后期分别进行检验，结果如下：

表5：格兰杰（Grange）因果关系检验结果

从上表我们可以看出，在滞后1期至4期内，LnFIR在滞后1期和4期是 LnGDP格兰杰原因,但LNDGDP一直不是LNDFIR格兰杰原因；在滞后5期和6期，LnFIR既是 LnGDP格兰杰原因, LnGDP也是LnFIR格兰杰原因。这表明，在滞后1期或4期，广

系统中每个内生变量的波动（K步预测方差）按其成因分解为与各方程新息（Innovation）相关联的组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。下面给出了广西金融发展和经济增长的方差分解图：

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金融与经济

图1：LnFIR与LnGDP的方差分解

力。

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第三，广西金融发展冲击对经济增长波动的解释力远大于经济增长冲击对金融发展波动的解释

第四，根据协整方程，广西的金融相关比率每增加1%，广西的实际人均GDP将环比增长1.33%。

第五，政策含义：从上面的一系列分析可以看出，一方面，广西的经济增长促进金融发展的效应并不明显，说明广西的金融发展并不是由于经济的增长直接推动发展，它是由其他因素推动发展的，进而

从上图可以看出，在广西金融发展与经济增长的动态关系中，广西的经济增长水平从第1期开始就受到自身波动和金融发展冲击的影响，并且受金融发展的影响较强，在1-8期不断递增，之后一直保持预测方差在15%左右；金融发展的波动在第1—5期只受自身波动的影响，经济增长对金融发展波动的冲击在第6期才开始显现，随后一直稳定在预测方差的1%左右。由此可以看出，广西金融发展水平的冲击对经济增长变化的长期解释能力远大于广西经济增长水平的冲击对金融发展变化的解释能力。

可以说明广西的金融发展可以不限于经济发展的水平，甚至可以超越经济的增长而先行发展；另一方面，广西的经济增长却是部分地由于金融的发展所推动，广西金融的发展可以有效地促进区域经济的发展。所以，广西完全可以通过金融改革、政府积极推动或获取中央政府的更多支持等办法促进区域金融的发展，而不必受限于经济发展的特定水平，这与广西当前“金融先行”的呼声不谋而合，对广西制定金融发展战略与政策极具现实意义。

参考文献

[1] Chun Chang. The information requirement on financial system at different stages of economic development:the case of South Korea.NBER working paper，lst draft ,Sept.1999 ,reversion,Jan,2000.

[2] 谈儒勇，中国金融发展和经济增长关系的实证研究，经济研究，1999年第10期。

[3] 周立、胡鞍钢，中国金融发展的地区差距分析：1978 - 1999，清华大学学报（社科版） ，2002年第2 期。

[4] 艾洪德等，我国区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析，财经问题研究，2004年第7期。

[5] 宋艳伟、李恒炜，中国区域金融发展与经济增长关系研究，统计与决策2007年6月（理论版）。

[6] 葛 亮、徐邓耀，区域金融发展与区域经济增长关系的格兰杰检验——基于东北老工业基地的实证研究，统计与决策2007年2月（理论版）。

四、结 论

由于经过单位根检验得出lnGDP与lnFIR均为1阶单整，两个序列为非平稳序列，我们不能用传统的计量经济学建模的结构法进行分析，所以运用了协整分析、格兰杰因果关系检验和 VAR回归等非传统计量方法描述1978～2006年广西区域金融发展与区域经济增长的因果关系和互动关系。综上所述，我们得出以下结论：

第一，在短期内，广西的金融发展是经济增长的格兰杰原因，但是广西的经济增长并非是金融发展的格兰杰原因，在滞后5期-6期，广西金融发展与经济增长互为因果关系。

第二，在广西金融发展与经济增长的互动关系中，金融发展对经济增长的影响远远大于经济增长对金融发展的影响。

（特约编辑：潘永）（校对：PY）

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