北京市金融发展与经济增长关系实证研究_协整检验

论文导读:：本运用ADF平稳性检验、基于VAR模型的Johansen协整检验、Granger因果检验对北京的金融发展与经济增长的关系进行了实证检验。结果表明，北京市金融发展与经济增长之间存在显著的长期均衡关系，而且有单向 Granger 原因，即经济增长会促进金融发展，但目前金融发展不是推动经济增长的主要原因。
论文关键词：金融发展，经济增长，协整检验，Granger因果检验
 

一、引言

在现代经济生活中，金融活动已渗透到经济生活的方方面面，金融的核心地位与作用也日益突出。2010年5月6日，北京市委、市政府正式下发《关于促进首都金融业发展的意见》，明确提出将北京定位为国家金融决策中心、金融监管中心、金融信息中心和金融配套服务中心。回顾北京的城市定位从“政治、经济、文化的中心”(1953年)，“建设全方位对外开放的现代化国际城市”（1992年），到“国家首都、国际城市、文化名城、宜居城市”(2005年），再至2008年首次明确了北京的发展目标为“打造具有国际影响力的金融中心城市”，此次是北京市第一次以文件形式明确提出要建设具有国际影响力的金融中心城市。姑且不论目前的定位是否准确与合理，至少它向人们清晰显示了北京的金融发展在经济发展中的重要地位。那么，北京的金融发展与经济增长之间是否必然存在某种相关关系？如果有，是促进型的还是阻碍型的?是单向进行还是互为因果?

二、变量选择、数据说明与实证方法

（一）变量选择与数据说明

根据数据的可收集性和经济政策的连续性, 论文选取了三组指标: 一是反映经济增长的指标, 二是反映金融发展状况的指标, 三是控制变量指标。

1．经济增长指标。由于人均 GDP 数据比总 GDP 数据更能说明问题, 本文采用了实际人均GDP(RGDP)作为衡量经济增长的指标。实际人均GDP 是通过居民消费价格指数(以上年=100)加以调整得到的。

2．金融发展状况指标。本文选取两个指标来反映金融发展状况: 一是金融相关比率指标(FIR), 即金融总资产占 GDP 的比重。限于数据的可获得性, 金融总资产只包括中资金融机构各项存款余额和贷款余额。由于中资金融机构一直是金融业的主力军协整检验，因此选取中资金融机构存、贷款作为金融资产总额有代表意义，本文用LS(=存款与贷款之和/名义GDP)来表示。麦金农也提出了一个衡量一国金融发展水平的指标，即广义货币量(M2)与名义GDP之比。但北京市的M2的数值无法获得，本文没采用麦氏指标。二是反映金融结构的指标( BANK) , 即中资金融机构贷款余额在金融总资产中的比重, 可以衡量金融中介( 银行系统) 在金融体系中的相对规模和作用。

3．控制变量指标。由于经济增长还受其他因素的影响，为了检验金融发展与经济增长之间的关系是否独立于其他变量，需要控制其他可能的影响因素。由于实际中的影响因素较多，本文只选取了占经济总量较大比重的实际人均社会固定资产投资存量( RINV)。其也经由名义值除以全国居民消费价格指数(以上年=100)调整得到。本文对RGDP、LS、BANK 和 RINV 均取自然对数作为实证分析的变量，以克服数据系列的异方差性。

本文样本区间为 1978～2009 年, 所有数据均来源于《北京统计年鉴(2010)》, 除以上说明外, 数据未作其他处理。采用Eviews5进行所有相关测试。

（二）实证分析方法

为了避免模型出现伪回归现象, 本文将首先利用 ADF 单位根检验法检验变量的平稳性, 对非平稳性变量进行处理使之成为平稳时间序列。如果各变量均是单整的, 我们将对其进行协整检验以确定金融发展与经济增长的长期稳定关系。其基本思想是： 如果两个(或两个以上)的时间序列变量是非平稳的,但它们的某种线性组合却表现出平稳性, 则这些变量之间存在长期稳定关系,即协整关系。目前关于协整关系的检验与估计有许多具体的技术模型, 本文将采用基于向量自回归模型VAR的Johansen协整检验法。使用VAR 模型的优点在于它不需要对模型中各变量的内生性和外生性事先做出假定，当变量非平稳但具有协整关系时, 基于 VAR 模型作出的判断也是可靠的。不过协整分析得出的经验方程只能表示变量之间存在相关关系或至少一个方向上的因果关系，要进一步检验金融发展与经济增长之间的因果关系，可以采用Granger因果关系检验法。

三、实证检验结果与分析

（一）单位根检验

在具体应用协整等理论进行分析时,必须首先分别检验被分析序列变量是否为 I(1)的, 即是否具有单位根(UnitRoot)中国知网论文数据库。常用的增广迪基－富勒(Augmented　Dicky-Fuller, ADF)检验模型为：

DY_t = b₁+ b₂t+ d Y_{t -1} + a_i SDY_{t –I} + e_t（１）

式(1)中为白噪声,为差分算子。原假设是δ=0,即 Y_t有一个单位根, 即是非平稳的。t为趋势因素。本文采用麦金农(Mackinnon)临界值, Y_t-i的最优滞后期n由 AIC 准则确定。对变量LRGDP、LSL、LBANK、LINV 的单位根检验结果见表1。测试结果表明所有的变量在水平层面上都是非平稳的，但是在一阶差分层面上，各序列在1%的显著水平下都拒绝了不平稳的假设，我们可以接受五个变量都是I (1)的单位根过程。

表1 Augmengted Dickey-Fuller单位根检验结果

说明：(1) 检验形式中的c和t分别表示带有常数项和趋势项, k表示滞后阶数。

(2) △表示变量序列的一阶差分。

(3) **、*分别表示在1%、5%的显著水平下拒绝非平稳假设。

（二）协整检验

在进行协整检验前，需先对VAR模型选取最适滞后阶数。依据赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC) , 可确定 Johansen 检验的最适滞后阶数为2，同时选择数据序列中线性确定性趋势，而协整方程中只有截距项，没有趋势项。由于Johansen 协整检验在小样本中过分倾向于认为变量之间存在协整关系, 克服此缺点的办法是将迹统计量LR乘以(T- nk) /T 进行调整, 其中 T、n、k 分别为样本容量、变量个数和 VAR 模型滞后阶数。检验结果见表2,其中LR项括号中为调整后的值。

表2 Johansen 协整检验结果表

注：**、*分别表示在1%、5%的显著水平下拒绝原假设,表明该组变量间存在一个协整方程。

由表2知, 在 1%的显著水平下LRGDP、LRINV、LBANK和LSL之间存在二个协整方程, 这表明金融相关比率、金融结构、固定资产投资与经济增长之间存在着长期均衡关系，具有共同的随机趋势。而且通过取消控制变量LRINV，逐步检验二个金融因素与经济增长的关系，可以看出只有金融相关比率与人均GDP存在一个协整方程，从长期来看，均衡关系显著。而变量组(LRGDP,LBANK)不存在协整关系，说明金融机构的发展与经济增长率之间并没有长期的均衡关系存在。这一结果意味着北京市的金融业发展可能只是通过金融资产的交易增加量来影响经济增长协整检验，而金融结构的逐步完善尚未成为促进经济增长的动力。

（三）Granger 因果关系检验

为进一步确定金融发展与经济增长的因果关系, 需对变量进行 Granger 因果检验。根据Johansen协整检验结构，这里只对LRGDP和 LSL进行Granger 因果关系检验, 结果见表3：

表3 金融发展与经济增长的因果关系分析

表3中的P值表示接受零假设的概率。由表可知：LSL在10%的显著性水平上无法拒绝原假设，可以认为LSL并不是LRGDP显著的Granger原因, 而LRGDP在5%的显著性水平上拒绝原假设，则可以95%置信度认为LRGDP是LSL的Granger原因。两者之间只存在LGDP到LSL的单向因果关系

四、研究结论

以上运用基于 VAR 模型的协整检验和Granger 因果检验等处理非平稳变量的分析方法, 对北京市金融发展和经济增长的关系进行分析, 由实证结果可得出如下结论：

1．现阶段北京市金融发展与经济增长之间存在格兰杰因果关系。这种关系仅是单向的，即经济增长较显著地促进了金融发展, 但金融发展对经济增长的促进作用较弱。这正好与Patrick的“需求跟随(demand-following)型”假设相吻合，即经济增长带动金融规模的扩大。同时也说明北京经济发展正趋于成熟期，这与北京近几年发展的实际情况也是较为一致的。另一方面，两者间双向果关系不显著，说明金融业随着经济的发展需求而发展，自身的运作体系还不够完善，市场导向型还没有真正落实，金融改革有待进一步深化。

2．北京市的金融发展与经济增长存在显著的长期均衡关系，但是表征金融结构的贷款规模与GDP之比与人均GDP的长期均衡关系却并不显著。而北京市的金融结构又是银行主导型的，间接融资在融资结构中占有绝对比重。这说明北京市银行体系对金融资源的配置效率不高。由于在未来一段时期内, 北京市的融资结构中还主要以间接融资为主, 所以必须在微观上加强管理, 以提高银行体系配置金融资源的效率,使其对经济增长发挥更大的促进作用, 从而早日实现经济与金融双向拉动作用,形成经济与金融的良性循环。

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