東北老工業(yè)基地金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

東北老工業(yè)基地金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究

中國東北已經(jīng)發(fā)展多年，形成了一個相對完善的產(chǎn)業(yè)鏈。然而，如果沒有有效的金融體系支持，中國東北的產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)優(yōu)勢就無法轉(zhuǎn)變?yōu)閰^(qū)域經(jīng)濟競爭優(yōu)勢。從不同地區(qū)的實際發(fā)展績效上看,那些發(fā)展最快的地區(qū),往往不是具有明顯的自然資源優(yōu)勢、傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢的地區(qū),而是那些在現(xiàn)代經(jīng)濟制度框架下的具有很強的金融資源整合能力、調(diào)動能力的地區(qū)。因此,落實東北振興戰(zhàn)略,必須關(guān)注東北地區(qū)金融發(fā)展問題。只有具備了一個現(xiàn)代經(jīng)濟制度框架下運行順暢的、高效率的金融系統(tǒng),東北地區(qū)才能更好地把區(qū)域內(nèi)外的資源調(diào)動、整合、利用起來,使其成為東北地區(qū)發(fā)展的現(xiàn)實動力。眾多的實證研究表明,我國區(qū)域金融發(fā)展?fàn)顟B(tài)與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顟B(tài)一樣,呈現(xiàn)出明顯的區(qū)域發(fā)展不平衡和梯度差異的特征。地區(qū)間的金融發(fā)展差距還超過了經(jīng)濟發(fā)展的差距。本文運用向量自回歸模型對改革開放以來東北地區(qū)金融發(fā)展在地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中的貢獻進行研究,旨在提高我們對發(fā)展東北地區(qū)金融的重要性和迫切性的認(rèn)識,加快東北金融的成長。1分析和指標(biāo)的選擇1.1因果性檢驗格蘭杰檢驗就是運用統(tǒng)計技術(shù)檢驗經(jīng)濟變量因果性的方法。其原理是:利用經(jīng)濟關(guān)系發(fā)揮作用的時間差和滯后效應(yīng),根據(jù)經(jīng)濟變量各自的前期指標(biāo)相互在解釋影響對方指標(biāo)中的顯著程度,來判斷因果關(guān)系的存在性和方向。因為因果性檢驗時針對因果關(guān)系不清楚或有疑問的變量,因此一般格蘭杰檢驗總是進行雙向的檢驗。由于變量的滯后期數(shù)、穩(wěn)定性及變量間的協(xié)整關(guān)系會影響格蘭杰檢驗結(jié)果的正確性,所以必須先確定變量的最佳滯后期、檢驗變量的穩(wěn)定性和變量間協(xié)整關(guān)系的存在性。1.2金融相關(guān)比率與市場化程度rfmr本文采用人均實際GDP來衡量經(jīng)濟增長,金融發(fā)展的指標(biāo)有兩個,即表示金融總量增長的全部金融相關(guān)比率(FIR)和表示金融發(fā)展效率提高的金融市場化程度指標(biāo)(RFMR)。因為上述變量都為宏觀經(jīng)濟變量,為消除異方差的影響,同時為了數(shù)據(jù)處理的方便,對人均實際GDP取自然對數(shù)。2各年度的金融相關(guān)比率和“各地金融情況”整理計算東北三省名義GDP、年底人口總數(shù)、價格指數(shù)來自《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》(2003)以及各省相關(guān)年度的統(tǒng)計年鑒,實際GDP按照三省1978年不變價格計算。全部金融機構(gòu)相關(guān)比率1978-1989年的數(shù)據(jù)用國有金融相關(guān)比率代替,1990-2002年采用全部金融機構(gòu)存貸款余額比上同期名義GDP,因此1978-1989年各省的金融市場化比率都為零。國有金融相關(guān)比率和全部金融機構(gòu)金融相關(guān)比率的數(shù)據(jù)是根據(jù)《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、相關(guān)年份的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國金融統(tǒng)計年鑒》1995-2003年各年的“各地金融情況”整理計算而得。模型分析包括東北三省1978-2002年的數(shù)據(jù)。統(tǒng)計分析使用的軟件是Eview5.0。3試驗的步驟和結(jié)果3.1單位根的個數(shù)由于討論序列協(xié)整性的前提是各序列都為非平穩(wěn)時間序列。一般地,如果非平穩(wěn)時間序列經(jīng)過d次差分達(dá)到平穩(wěn),則稱其為d階單整序列,記作I(d),其中,d表示單整階數(shù),是序列包含單位根的個數(shù)。檢驗單位根的方法有ADF檢驗和PP檢驗。本文采用ADF檢驗法,滯后期的選擇根據(jù)AIC準(zhǔn)則進行確定。結(jié)果如表1。從表中可知,在原始序列上所有的檢驗結(jié)果均沒有拒絕單位根的檢驗,因此可以認(rèn)為東北三省的LnGDP、FIR、RFMR都是非平穩(wěn)序列,具有時間趨勢。而所有的變量經(jīng)一階差分以后都拒絕了原有單位根的假設(shè),表明差分變量都是平穩(wěn)的,因此模型中的所有變量都符合I(1)的特征。對于這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量不能采用傳統(tǒng)的線性回歸方法檢驗它們之間的相關(guān)性,而應(yīng)采用協(xié)整的方法進行檢驗分析。3.2多個同階單整變量之間的協(xié)整檢驗在做協(xié)整分析時,通常運用Engle和Granger在1987年提出的兩步檢驗法考察兩個同階單整變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,而對于多個同階單整變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,我們采用Johansen多重協(xié)整檢驗法來檢驗各序列之間的協(xié)整關(guān)系。因為前面的單位根檢驗所有的變量都是I(1),可以直接檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系,檢驗結(jié)果如表2。VEC模型的AIC和SC的值分別為-3.89和-3.697,都比較小,滿足模型有效性的要求。3.4格蘭杰因果檢驗由前面的Johansen多重協(xié)整檢驗和向量誤差修正模型的分析可知,東北三省的RPGDP,FIR,RFMR之間存在長期的協(xié)整關(guān)系,但是這種協(xié)整關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還需要進一步的驗證,我們采用格蘭杰因果檢驗方法檢驗東北三省各變量之間的因果關(guān)系,檢驗結(jié)果如表3。從東北三省的情況來看,人均實際GDP和全部金融相關(guān)比率(FIR)之間存在雙向的因果關(guān)系,而人均實際GDP與金融市場化比率之間只有單向的因果關(guān)系。3.5實證研究的結(jié)果基于向量誤差修正模型,利用協(xié)整關(guān)系和格蘭杰檢驗法對東北三省1978-2002年間的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系進行了實證研究。在金融發(fā)展指標(biāo)的選取上,我們不僅考慮到了金融發(fā)展量上的擴張,同時也兼顧了金融發(fā)展的質(zhì)的提高。實證研究的結(jié)果可以概括為兩條:第一,協(xié)整關(guān)系檢驗顯示,金融發(fā)展的規(guī)模指標(biāo)FIR和金融發(fā)展效率指標(biāo)RFMR與經(jīng)濟增長之間在東北三省均存在著顯著的長期相關(guān)性,表明東北地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間有著密切的聯(lián)系,這種聯(lián)系是全方位的;第二,格蘭杰因果檢驗顯示,東北地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模與經(jīng)濟增長之間形成了一種相互推動的關(guān)系。金融市場化比率與經(jīng)濟增長之間的良性互動關(guān)系并沒有在東北地區(qū)大部份的顯示出來,原因可能在于東北地區(qū)金融市場化總體的程度還不高,不能統(tǒng)計分析中反映出來。當(dāng)然,我們不能據(jù)此否認(rèn)金融市場競爭的積極意義,而應(yīng)該采取更加有力的措施推進東北地區(qū)的金融機構(gòu)開展有效的競爭。3.3協(xié)整關(guān)系的驗證在進行Johansen檢驗時,統(tǒng)計軟件已經(jīng)分別給出了經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化和未經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù)估計,并且將可能存在的(m-1)個協(xié)整關(guān)系都列出來。一般只考慮僅有一個協(xié)整關(guān)系假定下的經(jīng)過標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整系數(shù),將協(xié)整關(guān)系寫成數(shù)學(xué)表達(dá)式,令其等于vecm,變量vecm是向量誤差修正模型的核心。隨后我們對數(shù)列進行了單位根檢驗(ADF檢驗),發(fā)現(xiàn)三者都是平穩(wěn)序列,并且取值在0附近上下波動,驗證了協(xié)整關(guān)系