中部地区金融发展与经济增长统计分析

夏晶

摘要：

中部地区是我国的重要区域，目前经济发展达到了一定水平，有一定的产业门类。通过分析金融发展与经济增长的统计分析，我们可以发现金融发展规模大，推动经济增长作用越强。中部地区经济运行状况与金融部门发展状况之间是一种长期均衡的正相关关系，二者之间完全的因果联系不存在。

关键词：

中部；金融；回归

中图分类号：

F2

文献标识码：A

文章编号：1672-3198（2013）24-0016-02

1 变量选择

选取中部地区的人均GDP增长指数作为被解释变量，将金融相关比率（SOFIR、TFIR）和金融市场化比率（FMR）指数化（都以1997年为基年，将其指数化为SOFII、TFII和FMI），利用其指数来反映中部地区金融发展对经济增长的作用。其中，SOFII的时间跨度为13年（1997-2009），TFII和FMI的时间跨度为8年（2003-2010）。

经济增长的指标则使用GDP增长率，取值为扣除价格因素影响的实际国内生产总值增长率。因为中部地区M2的数据很难获得，所以简化处理，用中部地区的存贷款的数据作为揭示中部地区金融发展水平，金融相关比率因此则简化为银行存贷款之和与GDP之比。主要利用国有银行存贷款数据，来反映中部六省金融资产的配置状况，并利用所有金融机构存贷款衡量的国有金融相关比率做出补充。

金融市场化比率（financial marketization ratio，FMR）为全部相关比率与国有金融相关比率的差，它衡量非国有金融机构的资产占GDP的份额，即：FMR=TFIR-SOFIR

2 样本数据来源

（1）SOFII的计算数据来源：1997-2009年中部六省GDP，国有银行存贷款数据来自《中国统计年鉴》（2006-2010年）、《中国金融年鉴》（2002-2010年），有些数据因缺失则根据统计规律推算得来。

（2）TFII的计算数据来源：1997-2009年中部六省GDP数据依照《中国统计年鉴》（1997-2009年），全部金融机构存贷款根据《中国金融年鉴》（1997-2009年）。

（3）FMI的计算数据来源：FMR=TFIR-SOFIR，所以由FMR指数化得来的FMI计算数据来源与TFIR和SOFIR相同。

上述三个金融发展指标（SOFIR、TFIR、FMR）是解释变量，被解释变量则主要是经济增长指标。国内生产总值的增长率通常有定期增长率、环比增长率、总量增长率、人均产出增长率、名义增长率和实际增长率。

检验类型中的c，t由序列的时序图确定，即是常数项，含常数项和趋势项或者是不含常数项和趋势项三种形式，k由试验确定，准则是AIC和SC的值达到最小。检验时，原假设是序列存在单位根，是非平稳序列，备选假设是序列不存在单位根，是平稳序列。例如在上表中对变量GDPR进行ADF检验时，由时序图我们判断出原序列是含常数项和趋势项，根据AIC和SC最小化的原则得出最佳滞后阶数为0，检验结果的T统计量是-2.465219，比显著性水平为5%的临界值-2.7954l2都大，所以属于接受域中，不能拒绝原假设，序列存在单位根，是非平稳的。所以由上表可以看出，GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF检验值，都大于显著性水平为5%的临界值，所以不能拒绝原假设，序列存在单位根，都是非平稳的。经过一阶差分后，序列中GDP的ADF检验值小于显著性水平为5%的统计值。序列不存在单位根，是平稳的，同理，一阶差分后，变量序列SOFII、TFII、FMI的ADF检验值都小于显著性水平为1%的t统计量，所以拒绝原假设，序列不存在单位根，是平稳的。

4 回归分析

利用EViews5.0软件，对以上表格中的数据进行回归分析得出以下结果：

由表3.12可以看出，SOFII和TFII的系数全为正，从而说明中部六省的金融规模与GDP二者之间存在正向的关系，即金融规模越大，对经济增长的促进作用就越强；尽管SOFII相对于TFII没有那么显著（除湖南省），但仍可以清楚地表明中部六省金融发展与经济增长的正相关关系；其中，河南省的SOFII检验值最高（11.7225），表明河南省的金融发展与经济增长的正相关关系最为突出，金融发展促进了经济的增长。因为中部地区整体的金融发展和经济增长正相关，所以要加强发展中部地区的金融业，促进经济增长。

5 协整检验

协整检验是对回归方程的残差进行单位根检验。从协整理论的思想来看，自变量和因变量之间存在协整关系。也就是说， 因变量能被自变量的线性组合所解释，两者之间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，如果这个参差序列是平稳的，则自变量和因变量之间存在协整关系，即两变量之间存在长期稳定的关系。反之则相反。如果有两个变量，只有当它们的单整阶数相同时才可能协整。

变量GDP1和Y2均为一阶单整序列，符合协整检验的基本要求，可以对其进行协整检验。

用OLS对数据进行回归分析，得出协整方程为：

GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2

然后对其残差进行单位根检验，ADF的统计量为-2.273772，5%的临界值为-1.96770，水平条件平稳，表示GDP1与LnTFIR之间存在协整关系，即中部六省实际GDP与全部金融机构存、贷款额之间存在长期稳定的均衡关系。

由上表的检验结果可以看出，SOFIR、TFIR和FMR对GDP不拒绝，或者说金融发展是推动经济增长的原因；而相反的是，GDP却拒绝SOFIR、TFIR和FMR，说明GDP的增长不是推动金融发展的原因。因此，中部地区应该加强金融市场的培育和发展，强化金融业在地区经济中的比例，优化金融资产结构，加大开放金融竞争，逐步走上健康、协调、市场化程度高的金融发展道路，从而有利于经济的大力发展。

根据实证结果，我们可以得出如下结论：

（1）经济发展指标与银行部门的回归结果，表明：中部地区金融部门的发展与经济运行存在正相关关系，金融规模越大，对经济增长的促进作用就越强，所以要加强发展和培育中部地区的金融业，促进经济增长。

（2）通过考察中部地区经济增长与金融运行情况的协整关系，我们发现：中部地区的经济运行状况与金融部门发展状况之间不仅是一种正相关的关系，而且是一种长期的均衡关系。这意味着二者的发展趋势存在一定的一致性，呈现一种互动关系：金融发展在一方面对区域经济发展具有促进作用，另一方面也要受到所在区域经济发展程度对其的影响，这两者是相互促进，相辅相成的关系。因此在考察金融发展对经济增长的作用的同时还要考虑经济对其的互动作用。这种相互作用是长期而又稳定的。

（3）中部地区经济运行状况与金融部门的二者之间完全的因果联系不存在。金融发展是推动经济增长的原因，而经济增长是推动金融发展的原因则表现的不是十分明显。因此，我们不能把所有的经济增长都归结为金融发展的推动，分析结果也证明了这一点。

参考文献

[1]钟新桥，钟炎君，曾祺林.中部地区经济发展分析及对策建议[J].经济问题探索，2011，（4）.

[2]李靖.区域经济增长中金融中介贡献度的比较分析[J].经济问题探讨，2010，（8）.

[3]中国统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，1997-2010.

[4]中国金融年鉴[M].北京：中国金融出版社，1997-2010.endprint

摘要：

中部地区是我国的重要区域，目前经济发展达到了一定水平，有一定的产业门类。通过分析金融发展与经济增长的统计分析，我们可以发现金融发展规模大，推动经济增长作用越强。中部地区经济运行状况与金融部门发展状况之间是一种长期均衡的正相关关系，二者之间完全的因果联系不存在。

关键词：

中部；金融；回归

中图分类号：

F2

文献标识码：A

文章编号：1672-3198（2013）24-0016-02

1 变量选择

选取中部地区的人均GDP增长指数作为被解释变量，将金融相关比率（SOFIR、TFIR）和金融市场化比率（FMR）指数化（都以1997年为基年，将其指数化为SOFII、TFII和FMI），利用其指数来反映中部地区金融发展对经济增长的作用。其中，SOFII的时间跨度为13年（1997-2009），TFII和FMI的时间跨度为8年（2003-2010）。

经济增长的指标则使用GDP增长率，取值为扣除价格因素影响的实际国内生产总值增长率。因为中部地区M2的数据很难获得，所以简化处理，用中部地区的存贷款的数据作为揭示中部地区金融发展水平，金融相关比率因此则简化为银行存贷款之和与GDP之比。主要利用国有银行存贷款数据，来反映中部六省金融资产的配置状况，并利用所有金融机构存贷款衡量的国有金融相关比率做出补充。

金融市场化比率（financial marketization ratio，FMR）为全部相关比率与国有金融相关比率的差，它衡量非国有金融机构的资产占GDP的份额，即：FMR=TFIR-SOFIR

2 样本数据来源

（1）SOFII的计算数据来源：1997-2009年中部六省GDP，国有银行存贷款数据来自《中国统计年鉴》（2006-2010年）、《中国金融年鉴》（2002-2010年），有些数据因缺失则根据统计规律推算得来。

（2）TFII的计算数据来源：1997-2009年中部六省GDP数据依照《中国统计年鉴》（1997-2009年），全部金融机构存贷款根据《中国金融年鉴》（1997-2009年）。

（3）FMI的计算数据来源：FMR=TFIR-SOFIR，所以由FMR指数化得来的FMI计算数据来源与TFIR和SOFIR相同。

上述三个金融发展指标（SOFIR、TFIR、FMR）是解释变量，被解释变量则主要是经济增长指标。国内生产总值的增长率通常有定期增长率、环比增长率、总量增长率、人均产出增长率、名义增长率和实际增长率。

检验类型中的c，t由序列的时序图确定，即是常数项，含常数项和趋势项或者是不含常数项和趋势项三种形式，k由试验确定，准则是AIC和SC的值达到最小。检验时，原假设是序列存在单位根，是非平稳序列，备选假设是序列不存在单位根，是平稳序列。例如在上表中对变量GDPR进行ADF检验时，由时序图我们判断出原序列是含常数项和趋势项，根据AIC和SC最小化的原则得出最佳滞后阶数为0，检验结果的T统计量是-2.465219，比显著性水平为5%的临界值-2.7954l2都大，所以属于接受域中，不能拒绝原假设，序列存在单位根，是非平稳的。所以由上表可以看出，GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF检验值，都大于显著性水平为5%的临界值，所以不能拒绝原假设，序列存在单位根，都是非平稳的。经过一阶差分后，序列中GDP的ADF检验值小于显著性水平为5%的统计值。序列不存在单位根，是平稳的，同理，一阶差分后，变量序列SOFII、TFII、FMI的ADF检验值都小于显著性水平为1%的t统计量，所以拒绝原假设，序列不存在单位根，是平稳的。

4 回归分析

利用EViews5.0软件，对以上表格中的数据进行回归分析得出以下结果：

由表3.12可以看出，SOFII和TFII的系数全为正，从而说明中部六省的金融规模与GDP二者之间存在正向的关系，即金融规模越大，对经济增长的促进作用就越强；尽管SOFII相对于TFII没有那么显著（除湖南省），但仍可以清楚地表明中部六省金融发展与经济增长的正相关关系；其中，河南省的SOFII检验值最高（11.7225），表明河南省的金融发展与经济增长的正相关关系最为突出，金融发展促进了经济的增长。因为中部地区整体的金融发展和经济增长正相关，所以要加强发展中部地区的金融业，促进经济增长。

5 协整检验

协整检验是对回归方程的残差进行单位根检验。从协整理论的思想来看，自变量和因变量之间存在协整关系。也就是说， 因变量能被自变量的线性组合所解释，两者之间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，如果这个参差序列是平稳的，则自变量和因变量之间存在协整关系，即两变量之间存在长期稳定的关系。反之则相反。如果有两个变量，只有当它们的单整阶数相同时才可能协整。

变量GDP1和Y2均为一阶单整序列，符合协整检验的基本要求，可以对其进行协整检验。

用OLS对数据进行回归分析，得出协整方程为：

GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2

然后对其残差进行单位根检验，ADF的统计量为-2.273772，5%的临界值为-1.96770，水平条件平稳，表示GDP1与LnTFIR之间存在协整关系，即中部六省实际GDP与全部金融机构存、贷款额之间存在长期稳定的均衡关系。

由上表的检验结果可以看出，SOFIR、TFIR和FMR对GDP不拒绝，或者说金融发展是推动经济增长的原因；而相反的是，GDP却拒绝SOFIR、TFIR和FMR，说明GDP的增长不是推动金融发展的原因。因此，中部地区应该加强金融市场的培育和发展，强化金融业在地区经济中的比例，优化金融资产结构，加大开放金融竞争，逐步走上健康、协调、市场化程度高的金融发展道路，从而有利于经济的大力发展。

根据实证结果，我们可以得出如下结论：

（1）经济发展指标与银行部门的回归结果，表明：中部地区金融部门的发展与经济运行存在正相关关系，金融规模越大，对经济增长的促进作用就越强，所以要加强发展和培育中部地区的金融业，促进经济增长。

（2）通过考察中部地区经济增长与金融运行情况的协整关系，我们发现：中部地区的经济运行状况与金融部门发展状况之间不仅是一种正相关的关系，而且是一种长期的均衡关系。这意味着二者的发展趋势存在一定的一致性，呈现一种互动关系：金融发展在一方面对区域经济发展具有促进作用，另一方面也要受到所在区域经济发展程度对其的影响，这两者是相互促进，相辅相成的关系。因此在考察金融发展对经济增长的作用的同时还要考虑经济对其的互动作用。这种相互作用是长期而又稳定的。

（3）中部地区经济运行状况与金融部门的二者之间完全的因果联系不存在。金融发展是推动经济增长的原因，而经济增长是推动金融发展的原因则表现的不是十分明显。因此，我们不能把所有的经济增长都归结为金融发展的推动，分析结果也证明了这一点。

参考文献

[1]钟新桥，钟炎君，曾祺林.中部地区经济发展分析及对策建议[J].经济问题探索，2011，（4）.

[2]李靖.区域经济增长中金融中介贡献度的比较分析[J].经济问题探讨，2010，（8）.

[3]中国统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，1997-2010.

[4]中国金融年鉴[M].北京：中国金融出版社，1997-2010.endprint

摘要：

中部地区是我国的重要区域，目前经济发展达到了一定水平，有一定的产业门类。通过分析金融发展与经济增长的统计分析，我们可以发现金融发展规模大，推动经济增长作用越强。中部地区经济运行状况与金融部门发展状况之间是一种长期均衡的正相关关系，二者之间完全的因果联系不存在。

关键词：

中部；金融；回归

中图分类号：

F2

文献标识码：A

文章编号：1672-3198（2013）24-0016-02

1 变量选择

选取中部地区的人均GDP增长指数作为被解释变量，将金融相关比率（SOFIR、TFIR）和金融市场化比率（FMR）指数化（都以1997年为基年，将其指数化为SOFII、TFII和FMI），利用其指数来反映中部地区金融发展对经济增长的作用。其中，SOFII的时间跨度为13年（1997-2009），TFII和FMI的时间跨度为8年（2003-2010）。

经济增长的指标则使用GDP增长率，取值为扣除价格因素影响的实际国内生产总值增长率。因为中部地区M2的数据很难获得，所以简化处理，用中部地区的存贷款的数据作为揭示中部地区金融发展水平，金融相关比率因此则简化为银行存贷款之和与GDP之比。主要利用国有银行存贷款数据，来反映中部六省金融资产的配置状况，并利用所有金融机构存贷款衡量的国有金融相关比率做出补充。

金融市场化比率（financial marketization ratio，FMR）为全部相关比率与国有金融相关比率的差，它衡量非国有金融机构的资产占GDP的份额，即：FMR=TFIR-SOFIR

2 样本数据来源

（1）SOFII的计算数据来源：1997-2009年中部六省GDP，国有银行存贷款数据来自《中国统计年鉴》（2006-2010年）、《中国金融年鉴》（2002-2010年），有些数据因缺失则根据统计规律推算得来。

（2）TFII的计算数据来源：1997-2009年中部六省GDP数据依照《中国统计年鉴》（1997-2009年），全部金融机构存贷款根据《中国金融年鉴》（1997-2009年）。

（3）FMI的计算数据来源：FMR=TFIR-SOFIR，所以由FMR指数化得来的FMI计算数据来源与TFIR和SOFIR相同。

上述三个金融发展指标（SOFIR、TFIR、FMR）是解释变量，被解释变量则主要是经济增长指标。国内生产总值的增长率通常有定期增长率、环比增长率、总量增长率、人均产出增长率、名义增长率和实际增长率。

检验类型中的c，t由序列的时序图确定，即是常数项，含常数项和趋势项或者是不含常数项和趋势项三种形式，k由试验确定，准则是AIC和SC的值达到最小。检验时，原假设是序列存在单位根，是非平稳序列，备选假设是序列不存在单位根，是平稳序列。例如在上表中对变量GDPR进行ADF检验时，由时序图我们判断出原序列是含常数项和趋势项，根据AIC和SC最小化的原则得出最佳滞后阶数为0，检验结果的T统计量是-2.465219，比显著性水平为5%的临界值-2.7954l2都大，所以属于接受域中，不能拒绝原假设，序列存在单位根，是非平稳的。所以由上表可以看出，GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF检验值，都大于显著性水平为5%的临界值，所以不能拒绝原假设，序列存在单位根，都是非平稳的。经过一阶差分后，序列中GDP的ADF检验值小于显著性水平为5%的统计值。序列不存在单位根，是平稳的，同理，一阶差分后，变量序列SOFII、TFII、FMI的ADF检验值都小于显著性水平为1%的t统计量，所以拒绝原假设，序列不存在单位根，是平稳的。

4 回归分析

利用EViews5.0软件，对以上表格中的数据进行回归分析得出以下结果：

由表3.12可以看出，SOFII和TFII的系数全为正，从而说明中部六省的金融规模与GDP二者之间存在正向的关系，即金融规模越大，对经济增长的促进作用就越强；尽管SOFII相对于TFII没有那么显著（除湖南省），但仍可以清楚地表明中部六省金融发展与经济增长的正相关关系；其中，河南省的SOFII检验值最高（11.7225），表明河南省的金融发展与经济增长的正相关关系最为突出，金融发展促进了经济的增长。因为中部地区整体的金融发展和经济增长正相关，所以要加强发展中部地区的金融业，促进经济增长。

5 协整检验

协整检验是对回归方程的残差进行单位根检验。从协整理论的思想来看，自变量和因变量之间存在协整关系。也就是说， 因变量能被自变量的线性组合所解释，两者之间存在稳定的均衡关系，因变量不能被自变量所解释的部分构成一个残差序列，如果这个参差序列是平稳的，则自变量和因变量之间存在协整关系，即两变量之间存在长期稳定的关系。反之则相反。如果有两个变量，只有当它们的单整阶数相同时才可能协整。

变量GDP1和Y2均为一阶单整序列，符合协整检验的基本要求，可以对其进行协整检验。

用OLS对数据进行回归分析，得出协整方程为：

GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2

然后对其残差进行单位根检验，ADF的统计量为-2.273772，5%的临界值为-1.96770，水平条件平稳，表示GDP1与LnTFIR之间存在协整关系，即中部六省实际GDP与全部金融机构存、贷款额之间存在长期稳定的均衡关系。

由上表的检验结果可以看出，SOFIR、TFIR和FMR对GDP不拒绝，或者说金融发展是推动经济增长的原因；而相反的是，GDP却拒绝SOFIR、TFIR和FMR，说明GDP的增长不是推动金融发展的原因。因此，中部地区应该加强金融市场的培育和发展，强化金融业在地区经济中的比例，优化金融资产结构，加大开放金融竞争，逐步走上健康、协调、市场化程度高的金融发展道路，从而有利于经济的大力发展。

根据实证结果，我们可以得出如下结论：

（1）经济发展指标与银行部门的回归结果，表明：中部地区金融部门的发展与经济运行存在正相关关系，金融规模越大，对经济增长的促进作用就越强，所以要加强发展和培育中部地区的金融业，促进经济增长。

（2）通过考察中部地区经济增长与金融运行情况的协整关系，我们发现：中部地区的经济运行状况与金融部门发展状况之间不仅是一种正相关的关系，而且是一种长期的均衡关系。这意味着二者的发展趋势存在一定的一致性，呈现一种互动关系：金融发展在一方面对区域经济发展具有促进作用，另一方面也要受到所在区域经济发展程度对其的影响，这两者是相互促进，相辅相成的关系。因此在考察金融发展对经济增长的作用的同时还要考虑经济对其的互动作用。这种相互作用是长期而又稳定的。

（3）中部地区经济运行状况与金融部门的二者之间完全的因果联系不存在。金融发展是推动经济增长的原因，而经济增长是推动金融发展的原因则表现的不是十分明显。因此，我们不能把所有的经济增长都归结为金融发展的推动，分析结果也证明了这一点。

参考文献

[1]钟新桥，钟炎君，曾祺林.中部地区经济发展分析及对策建议[J].经济问题探索，2011，（4）.

[2]李靖.区域经济增长中金融中介贡献度的比较分析[J].经济问题探讨，2010，（8）.

[3]中国统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，1997-2010.

[4]中国金融年鉴[M].北京：中国金融出版社，1997-2010.endprint