瓜州縣信貸余額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的VAR計(jì)量分析

1、    瓜州縣信貸余額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的var計(jì)量分析    張來江 田軍 李宏遠(yuǎn)【摘要】本文以瓜州縣2009一季度至2017年二季度數(shù)據(jù)為樣本，基于var模型，運(yùn)用協(xié)整分析，格蘭杰因果檢驗(yàn)，脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分析方法進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)了瓜州縣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融支持相關(guān)度高，季度gdp與季度貸款余額、短期貸款余額、中長(zhǎng)期貸款余額之間存在的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系與格蘭杰因果關(guān)系。脈沖響應(yīng)與方差分解的結(jié)果表明，短期信貸對(duì)瓜州縣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響程度較弱，中長(zhǎng)期信貸對(duì)瓜州縣經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響更加明顯。建議“固脫貧防返貧”地區(qū)采用長(zhǎng)期信貸模式效果更佳?！娟P(guān)鍵詞】經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 協(xié)整分析

2、脈沖響應(yīng) 方差分解一、引言瓜州是甘肅省移民安置大縣，也是甘肅省17個(gè)插花型貧困縣之一，2017年末總?cè)丝?4.90萬人，其中農(nóng)業(yè)人口9.23萬人，貧困人口1.14萬人，貧困發(fā)生率10.67%，金融成為“固脫貧防返貧”的重要支撐。為了進(jìn)一步提升金融精準(zhǔn)扶貧的效力，驗(yàn)證金融支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，本文以瓜州縣2009一季度至2017年二季度數(shù)據(jù)為樣本，基于var模型，以期為金融支持“固脫貧 防返貧”措施的制定尋找更多的數(shù)據(jù)支撐和理論依據(jù)。二、瓜州縣經(jīng)濟(jì)發(fā)展及信貸市場(chǎng)的總體狀況從2009年至2017年，瓜州縣經(jīng)濟(jì)與存貸款均表現(xiàn)出持續(xù)穩(wěn)定的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從33.05億元增長(zhǎng)到72.41億元，年均增長(zhǎng)

3、率11.86%。各項(xiàng)存款余額從29.86億元增長(zhǎng)到61.86億元，年均增長(zhǎng)率10.95%；各項(xiàng)貸款余額從29.91億元增長(zhǎng)到104億元，增長(zhǎng)了2.48倍，年均增長(zhǎng)率19.50%，其中，短期貸款余額26.18億元，比2009年增長(zhǎng)118%，中長(zhǎng)期貸款余額74.82億元，比2009年增長(zhǎng)310%。三、瓜州縣貸款余額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析（一）數(shù)據(jù)的選擇及描述為了驗(yàn)證貸款量指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的確切關(guān)系，本文選取2009年一季度到2017年二季度瓜州縣國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）和貸款余額loan的季度數(shù)據(jù)（表一）作為建模數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于縣域金融數(shù)據(jù)庫(kù)。文章選取季度gdp指標(biāo)與季度貸款余額、短期貸款余額、中長(zhǎng)

4、期貸款余額指標(biāo)，對(duì)瓜州縣的貸款余額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。為了減少模型結(jié)果的異方差，對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（gdp）和季度貸款余額（loan）取自然對(duì)數(shù)，分別變?yōu)閘ngdp和lnloan。（二）單位根檢驗(yàn)由eviews9.0檢驗(yàn)結(jié)果可知：僅有l(wèi)ngdp在10%的顯著性水平下是平穩(wěn)序列，而lnloan序列是非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分后dlngdp和dlnloan序列都通過了10%的顯著性檢驗(yàn)，即dlngdp和dlnloan序列為平穩(wěn)序列，從而季度gdp序列和季度貸款余額loan序列均為一階單整序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。（三）最佳滯后階數(shù)的確定由表1可知，當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí)，與其它階數(shù)相比通過了三個(gè)準(zhǔn)則，且

5、sc準(zhǔn)則的值是最小的，所以把滯后階數(shù)2作為最佳滯后階數(shù)。（四）var模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)本文建立的兩變量var模型的滯后期為兩期，并且有兩個(gè)內(nèi)生變量，所以有4個(gè)特征根。由圖2可知：建立的var模型的特征根倒數(shù)的模均小于1，即每個(gè)特征根倒數(shù)的模都在單位圓內(nèi)，沒有位于單位圓外面的根，因此本文建立的var模型通過了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，認(rèn)為模型是穩(wěn)定的。（五）johansen協(xié)整檢驗(yàn)由于var模型的最佳滯后期為2，協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期為1。由eviews9.0檢驗(yàn)結(jié)果檢驗(yàn)判定跡統(tǒng)計(jì)量：原假設(shè)none示沒有協(xié)整關(guān)系，該假設(shè)下計(jì)算的跡統(tǒng)計(jì)量值為53.09973，大于臨界值12.32090，且概率p值為0.0000，可以拒

6、絕該原假設(shè)，認(rèn)為至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系；下一個(gè)原假設(shè)at most1表示最多有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，該假設(shè)下計(jì)算的跡統(tǒng)計(jì)量值為1.713930，小于臨界值4.129906且概率p值為0.2238，可以接受該原假設(shè)，認(rèn)為存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果一致，都認(rèn)為lngdp和lnloan兩變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。由eviews9.0得到的結(jié)果，可知本文的協(xié)整關(guān)系式可表示為：方程調(diào)整的樣本可決系數(shù)為0.88，這說明模型擬合優(yōu)度較好。（六）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)lngdp方程中l(wèi)ngdp作為被解釋變量，對(duì)其他解釋變量lnloan進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，貸款余額lnloan的

7、聯(lián)合統(tǒng)計(jì)量值是？9.028809且在5%的水平（概率值為0.0027）上構(gòu)成對(duì)瓜州縣的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值lngdp的格蘭杰因果關(guān)系；但是在lnloan的方程中l(wèi)ngdp的概率值為0.7134，因此不構(gòu)成對(duì)lnloan的格蘭杰因果關(guān)系。即貸款余額增長(zhǎng)是gdp增長(zhǎng)的格蘭杰原因，而gdp增長(zhǎng)不是貸款余額增長(zhǎng)的格蘭杰原因。（七）方差分解由圖5-1可知，就gdp波動(dòng)而言，由自身變動(dòng)解釋的部分在前兩期逐漸下降至60%，從第三期開始有所上升，之后一直維持在70%，說明經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)具有一定的慣性。由圖5-2可知，貸款余額變動(dòng)對(duì)gdp變動(dòng)的解釋部分隨著期數(shù)的增加逐漸增加，其中在第二期達(dá)到了峰值40%，此后有所下降，逐漸

8、穩(wěn)定在30%。由圖6-1可知，就貸款余額波動(dòng)而言，gdp變動(dòng)的貢獻(xiàn)率僅有3%，幾乎可以忽略，而自身變動(dòng)的貢獻(xiàn)率由圖6-2可知高達(dá)97%。四、影響貸款余額與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)性的因素分析現(xiàn)仍然建立，短期貸款、中長(zhǎng)期貸款、gdp三者之間的var模型，探求他們之間的協(xié)整關(guān)系。短期貸款余額取自然對(duì)數(shù)后記為lnsloan，中長(zhǎng)期貸款余額取自然對(duì)數(shù)后記為lnmlloan。（一）單位根檢驗(yàn)由eviews9.0檢驗(yàn)結(jié)果可知：僅有l(wèi)ngdp和lnmlloan在10%的顯著性水平下是平穩(wěn)序列，而lnsloan序列是非平穩(wěn)序列，經(jīng)過一階差分后dlngdp、dlnsloan和dlnmlloan序列都通過了10%的顯著性檢驗(yàn)

9、，即dlngdp、dlnsloan和dlnmlloan序列為平穩(wěn)序列，從而季度gdp、短期貸款余額和中長(zhǎng)期貸款余額序列均為一階單整序列，可進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。（二）最佳滯后期階數(shù)的確定由eviews9.0檢驗(yàn)結(jié)果可知，當(dāng)階數(shù)為4時(shí)，五個(gè)準(zhǔn)則都通過了檢驗(yàn)，且aic準(zhǔn)則和sc準(zhǔn)則的值最小，因此選擇4為最佳滯后階數(shù)。（三）var模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)由圖7可知：建立的var模型的特征根倒數(shù)的模均小于1，即每個(gè)特征根倒數(shù)的模都在單位圓內(nèi)，沒有位于單位圓外面的根，因此本文建立的var模型通過了穩(wěn)定性檢驗(yàn)，認(rèn)為模型是穩(wěn)定的。（四）johansen協(xié)整檢驗(yàn)由于此處的var模型的最佳滯后期為4，因此協(xié)整檢驗(yàn)的滯后期為3。跡

10、統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)判定：原假設(shè)none表示沒有協(xié)整關(guān)系，該假設(shè)下計(jì)算的跡統(tǒng)計(jì)量值為164.9089，大于臨界值29.79707，且概率p值為0.0001，可以拒絕該原假設(shè)，認(rèn)為至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系；下一個(gè)原假設(shè)at most1表示最多有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，該假設(shè)下計(jì)算的跡統(tǒng)計(jì)量值為18.25700，大于臨界值15.49471且概率p值為0.0187，可以拒絕該原假設(shè)，認(rèn)為至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系；下一個(gè)假設(shè)at most2表示最多有兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，該假設(shè)下計(jì)算的跡統(tǒng)計(jì)量值為3.558970，小于臨界值3.841466，且概率p值為0.0592，可以接受該原假設(shè)，認(rèn)為存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)到此結(jié)束。通過跡統(tǒng)計(jì)量可

11、以判斷三個(gè)變量存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果一致，都認(rèn)為lngdp、lnsloan和lnmlloan三變量間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。由eviews9.0得到的結(jié)果，可知此處的一個(gè)協(xié)整關(guān)系式可為：由上式可得到lngdp與lnmlloan是正相關(guān)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系：中長(zhǎng)期貸款余額每上升1%，gdp就會(huì)上升1.15%，即中長(zhǎng)期貸款余額對(duì)季度gdp的增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用；gdp與lnsloan是負(fù)相關(guān)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系：短期貸款余額每上升1%，gdp就會(huì)下降2.46%，即短期貸款余額對(duì)gdp的增長(zhǎng)具有抑制作用。（五）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)由eviews9.0得到granger因

12、果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果：在5%的顯著性水平上，lnmlloan是lngdp的格蘭杰原因，即中長(zhǎng)期貸款余額對(duì)季度gdp的影響顯著，中長(zhǎng)期貸款余額的提高刺激了季度gdp的波動(dòng)；而在10%的水平上季度gdp不是中長(zhǎng)期貸款余額的格蘭杰原因，即季度gdp對(duì)貸款余額的增長(zhǎng)影響不顯著。在5%的顯著性水平上，lnsloan是lngdp的格蘭杰原因，即短期貸款余額對(duì)季度gdp的影響顯著，短期貸款余額的提高也會(huì)刺激季度gdp的波動(dòng)；而在10%的水平上季度gdp不是短期貸款余額的格蘭杰原因，即季度gdp對(duì)短期貸款余額的增長(zhǎng)影響不顯著。在10%的水平上短期貸款余額不是中長(zhǎng)期貸款余額的格蘭杰原因，即短期貸款余額對(duì)中長(zhǎng)期貸款余額

13、的增長(zhǎng)影響不顯著；在5%的顯著性水平上中長(zhǎng)期貸款余額是短期貸款余額的格蘭杰原因，即中長(zhǎng)期貸款余額的變動(dòng)對(duì)短期貸款余額的波動(dòng)影響顯著。（六）方差分解就gdp波動(dòng)而言：圖11-2，第一期之后中長(zhǎng)期貸款余額的作用逐漸上升，之后所占份額維持在24%以內(nèi)；圖11-3，而短期貸款余額波動(dòng)的貢獻(xiàn)率幾乎為零。充分說明短期貸款對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是可以忽略，其他因素在一定程度上起到了較好的補(bǔ)充解釋作用。就中長(zhǎng)期貸款余額波動(dòng)而言：圖12-1，gdp變動(dòng)的貢獻(xiàn)率從最初的11%，在第五期之前有輕微的下降，之后便迅速的上升，基本維持在9%以下；圖12-2，自身變動(dòng)的貢獻(xiàn)率從最初的89%到第三期上升到了95%，之后有微小的變

14、動(dòng)基本維持在92%以內(nèi)；圖12-3，短期貸款余額波動(dòng)的貢獻(xiàn)率幾乎為零。就短期貸款余額波動(dòng)而言：圖13-1，gdp的貢獻(xiàn)率從最初的16%，到第四期逐漸上升到19%，之后出現(xiàn)了緩慢的變動(dòng)，至第八期之后基本維持在9%以下；圖13-2，中長(zhǎng)期貸款余額的貢獻(xiàn)率從起初的7%，迅速的上升到第八期的77%，之后便一直維持在78%。圖13-3，短期貸款余額的貢獻(xiàn)率，從最初的77%，到第8期之后迅速下降到了18%，從第13期之后便一直維持在13%。五、結(jié)論與建議（一）結(jié)論1.長(zhǎng)期觀察，瓜州縣的季度gdp與季度貸款余額之間存在正向的均衡關(guān)系，并且貸款余額每增加1%，就可拉動(dòng)gdp增加0.50%，影響不容忽視；中長(zhǎng)期

15、貸款余額、短期貸款余額與季度gdp之間分別存在正向和負(fù)向的均衡關(guān)系，并且中長(zhǎng)期貸款余額每上升1%，gdp就會(huì)上升1.15%。同時(shí)，短期貸款余額每上升1%，gdp就會(huì)下降2.46%。2.瓜州縣的貸款余額、中長(zhǎng)期貸款余額、短期貸款余額均是季度gdp的單向格蘭杰原因，同時(shí)中長(zhǎng)期貸款余額是短期貸款余額的單向格蘭杰原因。短期貸款對(duì)瓜州縣經(jīng)濟(jì)的影響程度較弱，中長(zhǎng)期貸款對(duì)瓜州縣經(jīng)濟(jì)的影響作用更加明顯。3.季度貸款余額的波動(dòng)對(duì)季度gdp波動(dòng)的貢獻(xiàn)率基本維持在30%。中長(zhǎng)期貸款余額的波動(dòng)對(duì)季度gdp波動(dòng)貢獻(xiàn)率基本維持在24%，短期貸款余額的波動(dòng)對(duì)季度gdp波動(dòng)貢獻(xiàn)率基本為0%。季度gdp的波動(dòng)對(duì)中長(zhǎng)期貸款余額波

16、動(dòng)的貢獻(xiàn)率基本維持在9%，短期貸款余額的波動(dòng)對(duì)中長(zhǎng)期貸款余額波動(dòng)的貢獻(xiàn)率為0%。季度gdp的波動(dòng)對(duì)短期貸款余額波動(dòng)的貢獻(xiàn)率基本維持在9%，中長(zhǎng)期貸款余額的波動(dòng)對(duì)短期貸款余額波動(dòng)的貢獻(xiàn)率基本維持在78%。（二）建議1.金融精準(zhǔn)扶貧貸款需要在較長(zhǎng)時(shí)期中持續(xù)投放，且應(yīng)以中長(zhǎng)期信貸產(chǎn)品為主。由于中長(zhǎng)期貸款對(duì)瓜州縣經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用明顯且時(shí)滯性長(zhǎng)，因此金融精準(zhǔn)扶貧貸款需適時(shí)適量地加大對(duì)中長(zhǎng)期貸款的投入力度，同時(shí)也要時(shí)刻關(guān)注潛在的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)。2.金融精準(zhǔn)扶貧信貸產(chǎn)品要注意做好短期貸款與中長(zhǎng)期貸款間的協(xié)調(diào)。短期貸款對(duì)瓜州縣經(jīng)濟(jì)的影響程度較弱，且具有輕微負(fù)向效應(yīng)。要關(guān)注小額信用貸款、惠農(nóng)貸款等其他類扶貧信貸產(chǎn)品的短期貸款投放情況，處理好支持地方小微企業(yè)、農(nóng)戶中長(zhǎng)期發(fā)展信貸投放與短期貸款投放之間的結(jié)構(gòu)性矛盾，協(xié)調(diào)好短期貸款和中長(zhǎng)期貸款的投放比例。3.加強(qiáng)對(duì)影響瓜州縣gdp增長(zhǎng)除信貸市場(chǎng)以外因素的關(guān)注度，諸如勞動(dòng)、全要素生產(chǎn)要素、儲(chǔ)蓄、投資、資本積累等，全面鞏固脫貧效果，防止返貧現(xiàn)象的發(fā)生。參考文獻(xiàn)1鄒慶華.信貸增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)