東北老工業(yè)基地金融發(fā)展與經濟增長關系的實證研究

東北老工業(yè)基地金融發(fā)展與經濟增長關系的實證研究

中國東北已經發(fā)展多年，形成了一個相對完善的產業(yè)鏈。然而，如果沒有有效的金融體系支持，中國東北的產業(yè)基礎優(yōu)勢就無法轉變?yōu)閰^(qū)域經濟競爭優(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、傳統產業(yè)優(yōu)勢的地區(qū),而是那些在現代經濟制度框架下的具有很強的金融資源整合能力、調動能力的地區(qū)。因此,落實東北振興戰(zhàn)略,必須關注東北地區(qū)金融發(fā)展問題。只有具備了一個現代經濟制度框架下運行順暢的、高效率的金融系統,東北地區(qū)才能更好地把區(qū)域內外的資源調動、整合、利用起來,使其成為東北地區(qū)發(fā)展的現實動力。眾多的實證研究表明,我國區(qū)域金融發(fā)展狀態(tài)與區(qū)域經濟發(fā)展狀態(tài)一樣,呈現出明顯的區(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識,加快東北金融的成長。1分析和指標的選擇1.1因果性檢驗格蘭杰檢驗就是運用統計技術檢驗經濟變量因果性的方法。其原理是:利用經濟關系發(fā)揮作用的時間差和滯后效應,根據經濟變量各自的前期指標相互在解釋影響對方指標中的顯著程度,來判斷因果關系的存在性和方向。因為因果性檢驗時針對因果關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、穩(wěn)定性及變量間的協整關系會影響格蘭杰檢驗結果的正確性,所以必須先確定變量的最佳滯后期、檢驗變量的穩(wěn)定性和變量間協整關系的存在性。1.2金融相關比率與市場化程度rfmr本文采用人均實際GDP來衡量經濟增長,金融發(fā)展的指標有兩個,即表示金融總量增長的全部金融相關比率(FIR)和表示金融發(fā)展效率提高的金融市場化程度指標(RFMR)。因為上述變量都為宏觀經濟變量,為消除異方差的影響,同時為了數據處理的方便,對人均實際GDP取自然對數。2各年度的金融相關比率和“各地金融情況”整理計算東北三省名義GDP、年底人口總數、價格指數來自《新中國五十年統計資料匯編》和《中國統計年鑒》(2003)以及各省相關年度的統計年鑒,實際GDP按照三省1978年不變價格計算。全部金融機構相關比率1978-1989年的數據用國有金融相關比率代替,1990-2002年采用全部金融機構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。國有金融相關比率和全部金融機構金融相關比率的數據是根據《新中國五十年統計資料匯編》、相關年份的《中國統計年鑒》和《中國金融統計年鑒》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年的數據。統計分析使用的軟件是Eview5.0。3試驗的步驟和結果3.1單位根的個數由于討論序列協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)時間序列經過d次差分達到平穩(wěn),則稱其為d階單整序列,記作I(d),其中,d表示單整階數,是序列包含單位根的個數。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AIC準則進行確定。結果如表1。從表中可知,在原始序列上所有的檢驗結果均沒有拒絕單位根的檢驗,因此可以認為東北三省的LnGDP、FIR、RFMR都是非平穩(wěn)序列,具有時間趨勢。而所有的變量經一階差分以后都拒絕了原有單位根的假設,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)的經濟變量不能采用傳統的線性回歸方法檢驗它們之間的相關性,而應采用協整的方法進行檢驗分析。3.2多個同階單整變量之間的協整檢驗在做協整分析時,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整關系,而對于多個同階單整變量之間是否存在協整關系,我們采用Johansen多重協整檢驗法來檢驗各序列之間的協整關系。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整關系,檢驗結果如表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之間存在長期的協整關系,但是這種協整關系是否構成因果關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系,檢驗結果如表3。從東北三省的情況來看,人均實際GDP和全部金融相關比率(FIR)之間存在雙向的因果關系,而人均實際GDP與金融市場化比率之間只有單向的因果關系。3.5實證研究的結果基于向量誤差修正模型,利用協整關系和格蘭杰檢驗法對東北三省1978-2002年間的金融發(fā)展與經濟增長之間的相互關系進行了實證研究。在金融發(fā)展指標的選取上,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)展的質的提高。實證研究的結果可以概括為兩條:第一,協整關系檢驗顯示,金融發(fā)展的規(guī)模指標FIR和金融發(fā)展效率指標RFMR與經濟增長之間在東北三省均存在著顯著的長期相關性,表明東北地區(qū)金融發(fā)展與經濟增長之間有著密切的聯系,這種聯系是全方位的;第二,格蘭杰因果檢驗顯示,東北地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模與經濟增長之間形成了一種相互推動的關系。金融市場化比率與經濟增長之間的良性互動關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,不能統計分析中反映出來。當然,我們不能據此否認金融市場競爭的積極意義,而應該采取更加有力的措施推進東北地區(qū)的金融機構開展有效的競爭。3.3協整關系的驗證在進行Johansen檢驗時,統計軟件已經分別給出了經過標準化和未經過標準化的協整系數估計,并且將可能存在的(m-1)個協整關系都列出來。一般只考慮僅有一個協整關系假定下的經過標準化的協整系數,將協整關系寫成數學表達式,令其等于vecm,變量vecm是向量誤差修正模型的核心。隨后我們對數列進行了單位根檢驗(ADF檢驗),發(fā)現三者都是平穩(wěn)序列,并且取值在0附近上下波動,驗證了協整關系