河南省金融发展与经济增长关系的实证分析

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摘要：根据1990-2008年数据，通过协整检验说明河南省金融发展与经济增长之间存在长期均衡关系，并建立向量自回归模型来考察金融相关率变动与GDP增长之间的动态影响关系。研究表明，与经济增长速度相比，河南金融发展相对滞后，金融发展对经济增长的促进作用不明显。关键词：金融发展；经济增长；向量自回归模型

文章编号：1003-4625(2010)04-0049-04

中图分类号：F832.7

文献标识码：A

一、文献综述

有关金融发展与经济增长关系的理论研究大致可以分为两大派别，即金融结构论与金融压抑论。金融结构论认为金融变量的数量及结构影响经济增长，于是金融发展的有关指标(如金融相关率)以及总金融资产的结构就构成了经济增长的重要影响因素。金融压抑论则强调价格变量是影响经济增长的更重要因素，认为实际利率与实际汇率的金融自由化是推动经济增长的重要途径，而低于均衡的实际利率与高估的国内货币等形式的金融压抑阻碍了经济的增长。

有关金融发展与经济增长关系的实证研究，国内学者已经有了一些成果。陈福中，吴秋(2008)以长三角为例就金融发展对经济增长的影响进行实证研究，发现金融相关率、证券及保险市场发展程度在经济发展的不同阶段对经济增长的作用不同，其中金融效率与经济增长呈现负相关关系。庞加兰等(2009)运用协整检验和格兰杰因果关系检验方法，以1978-2007年陕西省人均实际GDP和金融相关率分别作为衡量经济增长与金融发展的指标，对陕西省经济增长与金融发展的相关性进行分析。结果发现不仅二者之间不存在协整关系，而且金融发展也不是经济增长的格兰杰原因，以此说明陕西省金融发展对经济增长的作用有限是其金融发展不足的实证反应。周立，王子明(2002)通过对中国各地区1978～2000年金融发展与经济增长关系的实证研究，说明中国各地区金融发展与经济增长密切相关，金融发展的差距可以部分解释中国各地区经济增长的差距。

本文在上述文献的基础上，采用实际数据，运用协整分析以及向量自回归模型来分析河南省1990-2008年间金融发展与经济增长之间的关系，最终说明河南省金融发展相对滞后，导致其对经济增长的促进作用明显不足。

二、数据说明及协整检验

(一)数据说明

为了对河南省的金融发展和经济增长的关系进行实证分析，本文选取河南省地区生产总值(GDP)作为代表经济增长的指标，选取金融相关率(FIR)作为代表金融发展的指标。其中GDP数据为采用基期商品零售价格总指数对名义数据进行折算后得到的实际GDP，以增强数据的可比性；金融相关率采用河南省年末存、贷款余额之和与GDP的比值来表示。由于《河南统计年鉴》中各项存款、贷款年底余额的数据在统计时1989年及以前为国家银行口径，1990年以后为金融机构口径，为了保证统计数据口径的一致性，本文分析所使用的样本取自1990-2008年的年度数据，样本容量为19，数据来源于2009年《河南统计年鉴》。对选取的这两个变量的数据进行自然对数变换，以使其趋势线性化，并消除可能存在的异方差问题，变换后的变量分别记作lnGDPt和lnFIRt，其相应的一阶差分序列记为InGDPt和InFIRt。

(二)平稳性检验

由于非平稳序列以最小二乘法估计模型时可能会遭遇“伪回归”问题，因此在对模型进行估计之前，首先要对序列进行平稳性检验。表1是运用E-views5.1对以上序列分别进行ADF检验得到的具体结果。从表1中可以看出，在1％显著性水平下，lnGDPt和InFIRt是非平稳的，而lnGDPt和lnFIRt则分别在1％和10％显著性水平下达到平稳，说明lnGDPt和lnFIRt均为一阶单整序列。

(三)Johansen协整检验

由于lnGDPt和lnFIRt都是I(1)过程，需要通过协整检验来判定两个变量之间是否存在长期的均衡关系。所谓协整关系是指不同经济变量虽然存在各自的长期趋势，但这些变量之间存在着一个长期稳定的均衡关系。这里采用Johansen协整检验，由AIC信息准则确定最优滞后期为2阶，运用Eviews5.1得到检验结果见表2。

从表2的检验结果可以看出，在变量lnGDPt和lnFIRt之间存在协整关系。估计得到的协整方程为：

lnFIRt=0.8265-0.0475lnGDPt+et

由协整方程可知，河南省的金融相关率(FIR)与经济增长之间存在着长期的均衡关系，系数-0.0475表示GDP每增长1％，金融相关率就平均下降0.0475个百分点。这里出现GDP与金融相关率负相关的主要原因是，本文采用的金融相关率是存贷款年底余额与当年GDP的比值，如果存贷款余额的增长速度落后于GDP的增长速度，由此得到的FIR值就是递减的。协整方程的负弹性系数-0.0475正说明了河南省金融发展的速度仍相对滞后，需要进一步加快金融发展的步伐。

(四)误差修正模型(ECM)

由于lnGDPt和lnFIRt都是一阶单整序列，且二者之间存在着协整关系，因此可以通过估计误差修正模型来考察其短期动态调整。利用Eviews5.1得到的误差修正模型如下(括号内为对应系数的t统计量值)：

lnFIRt=-0.2850ecmt-1+0.0379lnFIRt-1-1.1792lnGDPt-1+0.1556+εt

(-3.2407)　(0.2651)　(-3.4279)　(3.5292)

R2=0.7658　F=16.3471　SC=-2.6235

该误差修正模型描述了均衡误差对金融相关率的短期动态影响，模型中除lnFIRt-1外，其他变量均显著。模型中误差修正系数为-0.2850，小于零，符合反向修正机制，说明金融相关率的变动受到协整方程的约束，短期内对长期均衡关系的偏离会在下一期得到反向修正。

(五)格兰杰因果关系检验

协整检验的结果说明河南省经济增长与金融发

展之间存在一个长期的均衡关系，不过并未给出二者的因果关系，这就需要进一步进行格兰杰因果关系检验。由于格兰杰因果关系检验的前提是变量序列平稳或存在协整关系，因此可以对已经证明具有协整关系的lnGDPt和lnFIRt进行格兰杰因果关系检验。根据AIC准则确定最优滞后阶数为2，运用Eviews5.1得到检验结果见表3：

从表3可以看出，在5％显著性水平下，经济增长是金融发展的格兰杰原因，而金融发展不是经济增长的格兰杰原因。这主要是由于河南省金融发展水平与经济增长步伐不相一致，显得相对滞后，因此金融发展对经济增长的促进作用还表现得不够明显。

三、VAR模型分析

(一)向量自回归(VAR)模型

由于lnFIRt和lnGDPt是平稳的，因此可以对lnFIRt和lnGDPt建立向量自回归模型，以反映金融相关率变动与GDP增长之间的动态影响关系。为确定VAR模型的滞后阶数，这里使用赤池和施瓦茨信息准则，并通过对残差的自相关和正态性进行检验，确定最优滞后阶数为1，由此得到VAR(1)模型如下(括号内为对应系数的t统计量值)：

lnFIRt=0.2165-0.0031lnFIRt-1-1.6899lnGDPt-1+e1t

(4.2991)　(-0.0173)　(-4.3775)　(1)

R20.6018 F=12.0893 AIC=-2.1980 SC=-2.0489lnGDPt=0.1080+0.1761lnGDPt-1-0.0889lnFIRt-1+e2t

(5.1567)　(1.0967)　(-1.1882)　(2)

R2=0.2317 F=2.4123 AIC=-3.9527 SC=-3.8036

对于模型(1)，可以看出lnFIRt受到lnGDPt-1的显著影响，而受到其自身滞后阶lnFIRt-1的影响并不显著。对于模型(2)，可以看出lnGDPt受到lnGDPt-1和lnFIRt-1的影响均不显著。不过由于对VAR模型单个参数估计值的解释通常是很困难的，因此，要想对一个VAR模型做出结论，可以观察系统的脉冲响应函数和方差分解。

(二)脉冲响应函数

脉冲响应函数刻画了内生变量对系统冲击的动态反应，具体地说，它刻画的是在误差项上加一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。在前面已经建立的VAR(1)模型的基础上，下面使用脉冲响应函数来描述VAR模型中的因变量是如何对系统冲击进行动态响应的。图1是模拟的lnFIRt和lnGDPt的脉冲响应函数曲线，其中实线表示脉冲响应函数，虚线为响应函数值正负两倍标准差的偏离带；纵轴表示相应因变量的响应程度，横轴表示冲击作用的滞后期间数，这里选的是滞后6期。

首先分析金融相关率变动对经济增长的响应情况。从图1.2看出，当在本期给GDP一个正的冲击后，在第1期对金融相关率的波动就有一个很明显的负的影响，从第2期该影响幅度开始变小，并从第5期开始影响几乎为0。出现这种结果的原因在于：本文中金融相关率定义的是各项存贷款余额占GDP的比重，因此GDP的提高使得金融相关率的分母变大，直接影响到金融相关率的值，所以一开始就对金融相关率产生一个负的影响。当然，这个负的影响不会一直扩大下去，因为本期GDP的变动对后期的金融相关率的影响会越来越小，从第三年开始，之后的影响就已经非常小了。

其次分析经济增长对金融相关率变动的响应情况。从图1.3看出，当在本期给金融相关率一个冲击后，在第1期对经济增长产生一个较小的反面影响，并且该影响程度逐渐递减，从第5期开始影响几乎为0。从整个响应路径来看，虽然金融相关率对GDP的波动有一定影响，但该影响是个反面影响，而且始终都非常微弱。对于这一结果可以这样理解：由于近年来河南省的经济增长速度比较快，而相比之下，存、贷款额却增长较慢，因此金融相关率呈下降趋势，出现了金融相关率下降带来GDP增长的假象。本来我们预期金融发展不仅应对经济增长有显著影响，而且还应该是一个正的影响，金融发展应该能够促进经济的快速增长，而对河南省的数据实证却得到相反的结论，这说明河南省的金融发展水平仍有待提高，潜力巨大。

最后分析金融相关率和GDP对其自身的一个标准差冲击的响应情况。从图1.1和图1.4可以看出，对于来自其自身一个标准差的冲击，金融相关率和GDP在前几期都表现出递减的正的响应，并分别从第6期和第4期开始影响递减为接近0。这说明：金融相关率和GDP均与其自身滞后值有一定的正的关联性，特别是受到近期滞后值的影响比较大，因此其影响随滞后期递减。

(三)预测方差分解

脉冲响应函数描述的是VAR模型中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响，而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。表4是跨期为6期的lnFIRt和lnGDPt的方差分解表。

从表4可以看出，金融相关率的变动从一开始就在既受到自身波动影响的同时，也受到GDP增长的影响，两者几乎平分了对金融相关率的贡献，而且后者的影响逐步增强，并在第五期后基本趋于稳定，对金融相关率的贡献率稳定在64％。而河南省GDP的变动在第一期仅受到自身波动的影响，从第二期开始，金融相关率的变动对GDP增长的影响开始显现并略有增强，并在第四期后趋向于稳定在2.28％，不过金融相关率的变动对GDP增长的影响始终都非常小。可以发现，这与之前脉冲响应函数动态响应的程度和路径的解释是基本一致的。

综合脉冲响应函数和预测方差分解的结论可知，河南的经济增长会给金融相关率的变动带来较明显的负的影响，而金融相关率的变动给经济增长带来的影响却很小。表5列出了从2000年到2008年河南省GDP和各项存、贷款余额的实际增长率的纵向对比数据，表6列出了2008年全国包括河南在内的几个省市的金融相关率的横向对比数据。

从表5中的纵向对比可以看出，在2004年以前，河南省GDP增长率和存贷款增长率互有高低，因此金融相关率有时增长，有时下降；而从2004年开始，GDP增长率就一直领先存贷款增长率，有时甚至是存贷款增长率的2到3倍，从而导致金融相关率逐年下降。如果说从表5中看到的是河南省金融相关率的纵向发展趋势，那么从表6中的横向对比就可以看出，和国内一些经济发达省市相比，河南省的金融相关率是相当低的，即使和同为中部六省的湖北相比，差距也非常大。这说明，近年来，由于河南省的金融发展速度明显落后于经济增长的速度，因此金融发展对经济增长的促进作用表现得很不明显，这正好和前面模型分析得到的结论是一致的。

四、研究结论

(一)从协整分析中可以看出，河南省的金融发展与经济增长之间存在着长期的均衡关系，但协整方程中负的弹性系数说明河南省金融发展的速度仍相对滞后。

(二)从VAR模型分析中可以看出，河南省的经济增长会给金融相关率变动带来一个较明显的负的影响，而金融相关率的变动给经济增长带来的影响却非常小，这主要是因为存贷款余额的增长速度落后于经济增长的速度，金融发展对经济增长的促进作用表现得不明显。

(三)由以上分析可见，金融是现代经济的核心，金融发展无疑是河南发展和崛起的重要力量。一个发育良好的金融市场以及畅通无阻的传导机制有利于储蓄的增加以及储蓄向投资的有效转化，进而推动资本积累、技术进步以及长期经济增长。因此，为了促进经济持续稳定增长，河南省必须要加快金融深化改革，确保金融总量增加、金融结构优化和金融效率提高。

参考文献：

[1]陈福中，吴秋.金融发展与经济增长：以长三角为例进行实证研究[J].金融理论与实践，2008，(6)：55-58.

[2]庞加兰，方建武，王天然.欠发达地区金融发展与经济增长关系的实证分析一以陕西省为例[J].金融理论与实践，2009，(9)：69-71.

[3]周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978～2000[J].金融研究，2002，(10)：1-13.

[4]韩延春.金融发展与经济增长：基于中国的实证分析[J].经济科学，2001，(3)：31-40.

[5]河南省统计局.河南统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，2009.