张家界市金融支持和经济增长关系的实证研究

曾 辉，白 杏，莫宏敏，黄 蕊



张家界市金融支持和经济增长关系的实证研究

曾 辉，白 杏，莫宏敏*，黄 蕊

（吉首大学 数学与统计学院，湖南 吉首 416000 ）

基于武陵山片区张家界市1990—2014年金融相关数据，选取金融相关比率、金融发展效率、投资水平作为金融支持指标，地区生产总值作为经济增长指标，基于VAR模型对金融支持和经济增长之间的关系进行了实证研究。分析结果表明，张家界市金融支持与经济增长之间存在长期稳定关系，且投资水平对经济增长的贡献最大。

金融支持； 经济增长； VAR模型； 脉冲响应函数

0．引言

对于我国经济金融之间的关系，有很多学者进行了探索性的研究，有的研究以全国为研究对象[1],有的研究以某省或某市为研究对象[2-6]。武陵山片区是国家“十三五”重点扶贫地区，张家界市作为该地区重要的旅游城市，研究如何发挥其金融支持对经济发展的有效作用具有重要意义。金融作为地方经济的核心，在很大程度上促进了地区经济发展。谈儒勇[1]运用普通最小二乘法（OLS）进行线性回归，得出金融中介与经济增长之间相互促进。但是，其判断依据仅是基于金融支持与经济增长间的简单线性关系，并没有明确给出其中的因果关系及方向。韩廷春[7]采用金融支持与经济增长关联机制的计量模型，运用我国经济发展数据分析，认为技术进步因素对经济增长的作用最为关键，而金融支持的作用次之。艾洪德[8]采用不同方法比较了我国东西部两地区的金融与经济增长之间的关系，表明东部发达地区区域金融对地方经济有促进作用，而对于一些发展相对缓慢的西部区域而言，区域金融支持并没有有效推动地方经济发展。本文基于武陵山片区张家界市1990—2014年金融相关数据，建立向量自回归（VAR）模型，以期对张家界市金融支持和经济增长之间的关系进行实证研究。

1．数据来源及指标说明

在进行实证检验之前，首先选定金融发展和经济增长的指标。本文主要借鉴国内外的相关研究进行指标的选取，各指标选取如下：

（1）地区生产总值：地区生产总值（GDP）是衡量一个地区经济增长的通用指标，能真实的反映地区经济发展的水平。为便于数据的处理，对实际GDP取自然对数，记为LNGDP。

2．变量平稳性检验与格兰杰因果检验

本文所有检验结果均使用Eviews6.0分析软件而得。

由于经济数据带有明显的非平稳趋势性特征，对变量的平稳性进行检验是模型分析的前提，首先采用ADF检验法分别对上述四个指标的平稳性进行检验，检验结果如表1所示。

表1 单位根检验结果

表2 Johansen协整检验（迹统计量）

Tab. 2 Johansen co-integration test (trace statistics)

注：*表示在5%的显著水平下拒绝原假设，迹统计量显示在5%的显著水平下存在1个协整方程。

由表2可见，在5%的显著性检验水平下，张家界市金融支持与经济增长存在协整关系，说明金融支持指标变量FIR、SLR、INV和经济增长LNGDP之间存在长期的相关关系。协整方程为：

方程（2.2）表明，变量FIR、SLR、INV对张家界市LNGDP的影响均为正，说明金融相关比率、金融发展效率、投资水平与经济增长存在长期稳定关系。在投资水平和金融效率不变的情况下，金融相关比率每提高一个单位，GDP相应增加2.13单位，在金融相关比率和金融效率不变的情况下，投资水平每提高一个单位，GDP相应增加25.42个单位，在投资水平和金融效率不变的情况下，金融发展效率每提高一个单位，GDP相应增加1.19单位；从长期来看投资水平对经济增长的贡献最大。

协整检验结果表明张家界市金融支持与经济增长之间存在长期均衡关系，下面采用格兰杰因果检验法进一步分析各指标变量之间是否存在短期因果关系，检验结果如表3所示。

表3 Granger因果关系检验结果

（1）无论滞后1期还是2期，LNGDP都是FIR的格兰杰因果原因；无论滞后1期还是2期，FIR都不是LNGDP的格兰杰因果原因。说明张家界市金融相关比率（FIR）与经济增长之间存在单向格兰杰因果关系，表明经济增长与银行存贷余额增加不一致，金融相关比率提高对经济增长的促进作用存在滞后性。

（2）无论滞后1期还是2期，LNGDP与INV互为格兰杰因果原因，表明GDP和投资水平（INV）存在双向的格兰杰因果关系，区域经济的增长有利于投资水平的提高，同时，投资水平的提高也有利于区域经济的增长。

（3）无论滞后1期还是2期，SLR不是LNGDP的格兰杰因果原因，LNGDP也不是SLR的格兰杰因果原因，表明在滞后期二者之间还未形成互动关系。

3．VAR模型分析

模型分析是建立VAR模型的前提，模型滞后期一般采用AIC、SC信息量最小准则确定，若二者不能同期最优，则根据LR统计量最优原则选取滞后期数k。本文VAR模型滞后期统计量结果如表4所示。由表4的统计检验结果可知，AIC、SC的信息量在滞后一阶达到最小，因此模型定为VAR(1)。

3．1．VAR模型的建立

本文中金融支持变量与经济增长变量之间存在长期协整关系，由于传统的计量方法不能进行多变量之间的动态联系，而联立各变量之间动态分析的VAR模型能有效解决这一问题。变量数为n，滞后期为k的VAR模型表达式如下：

表4 模型滞后阶数

根据上式，以张家界市LNGDP、FIR、SLR、INV为变量，样本区间为1990-2014年，各指标变量样本数量25个。用EVIEWS估计模型参数结果为：

3．2．VAR模型显著性检验

对经济关系的进一步分析需要检验模型的平稳性，下面采取单位根检验方法检验模型平稳性。模型的所有单位根均落在单位圆内，表明模型平稳。检验单位根如图1所示。

图1 模型单位根检验AR图

3．3．脉冲响应函数

前文中通过静态分析、协整分析以及格兰杰因果关系检验，得到了张家界市金融支持与经济增长之间的长期关系和变量之间的因果关系。为更全面地分析金融支持和经济增长之间的关系，我们将利用脉冲响应函数和变量方差来分析变量间的动态关系。

综合表5和图2可知，初期LNGDP对本身一个正的冲击有比较显著的反应，且随着期数的延迟趋于平稳。当地区经济受到向下的冲击时，其通过市场影响到下一轮经济增长，可见向下的冲击具有显著的阻滞作用和较长的持续效应。

前5期金融相关比率的提高对于经济增长有一个正的冲击，至5期时达到-0.000617，至第8期开始趋于稳定，表明金融相关比率一定程度的提高会对经济增长产生一定的推动作用。

金融发展效率对经济的冲击趋势表现为负的冲击效应，至第8期时，对经济的冲击效应趋于稳定。表明张家界市银行机构贷存比越大，在一定程度上抑制了区域经济增长。

表5 各变量对LNGDP的冲击响应

Tab. 5 the impulse response of each variable to LNGDP

图2 张家界市LNGDP的脉冲响应函数图

投资水平在初期传递一个正的冲击后，经济增长在第2期时做出反应，随着投资水平的增加，经济增长水平缓慢的提高，至第8期趋于平稳。

3．4．方差分解

本文主要分析金融支持中的各个变量对经济增长的贡献度。LNGDP方差分解结果如表6所示。由表6可知，LNGDP本身随着期数的增加影响贡献率逐渐下降，从第1期的100%降至第10期的31.54%；金融相关比率从第1期至第3期贡献率逐渐升至1.173163%，后几期逐渐下降，至第8期开始回升。

表6 方差分解

Tab. 6 the variance decomposition

说明金融相关比率对经济增长的影响并不是随着期数的延迟而逐渐稳增的；金融发展效率随着期数的增加贡献率逐渐增大，至第10期达18.2928%；投资水平对于经济增长的贡献率随着期数的增加而稳健增长，至第10期达到48.63%。

综合以上方差分解，说明张家界市的长期经济增长主要由金融支持中的投资水平影响。

4．结论分析与建议

通过对1990-2014年张家界市金融支持与经济发展关系相关的时间序列分析得出以下结论：

通过协整方程可知，张家界市金融相关比率、金融发展效率、投资水平与经济增长之间存在协整关系。因此，张家界市金融支持与经济增长之间存在长期稳定关系。金融相关比率、金融发展效率和投资水平与经济增长具有正向关系，表明金融支持水平的提高有利于经济增长。

基于格兰杰因果检验结果，可知经济增长有利于投资水平的提高，同时，投资水平的提高也有利于区域经济的增长；金融相关比率提高对经济增长的促进作用存在滞后性。

从脉冲响应函数分析可知，金融发展效率在后期对经济增长有负冲击效应，表明张家界市银行资金运用效率不高，间接融资体系不完善。从金融支持对于经济增长的贡献度分析可知，张家界市投资水平对于经济增长的贡献最大，金融发展效率次之。

基于上述分析结果，我们发现张家界市在经济发展中存在间接融资体系不完善、资金运用效率不高等问题。对此我们提出以下建议：

（1）建立健全多元化金融服务体系，完善融资结构。目前，张家界市银行体系以国有四大行为主，大型股份制商业银行分支机构以及证券、基金、保险等非银行服务机构数量较少，因此政府需要加大对商业银行发展的支持力度，在完善信用评级体系、加强防范金融风险的框架下，培育非银行金融服务机构，拓宽融资渠道。

（2）实施产业和金融扶贫相结合的模式，在科学合理规划下整合资源，设立配套的项目资金和信贷服务，结合张家界市旅游和服务产业的发展，从项目评估建设、资金预算拨付、绩效评估等多方面考察产业金融服务需求，加强企业、银行之间的合作，满足地区经济发展需求。

（3）金融机构积极支持张家界经济开发区建设，引导高新技术企业进驻开发区，将资源优势转化为经济优势，以经济增长带动金融发展，以金融支持促进经济增长的良性循环。

[1] 谈儒勇．中国金融发展与经济增长关系的实证研究[J]．经济研究，1999（10）：53-61．

[2] 张文锋．区域金融与经济增长关系实证分析——兼论东北振兴中的金融支持[J]．延边大学学报（社会科学版），2007（2）：10-14．

[3] 王树华，方先明．金融支持与区域经济发展——基于江苏数据的实证研究[J]．统计与决策，2006（9）：81-84．

[4] 刘杨．社会融资规模与区域经济增长关系的实证研究——基于常德市1990—2014年经济金融数据的分析[J]．武汉金融，2015（5）：61-64．

[5] 胡杰，杨莉．欠发达地区金融支持区域经济增长的分析——基于陕西与重庆的实证对比[J]．区域金融研究，2009（8）：28-32．

[6] 费和．甘肃省金融发展与经济增长关系研究——基于1994—2008年数据的实证分析[J]．经济研究导刊，2011（12）：130-133．

[7] 韩廷春．金融发展与经济增长——理论、实证、政策[M]．北京：清华大学出版社，2002．

[8] 艾洪德．区域金融研究—以辽宁省为例[M]．大连：东北财经大学出版社，2006．

Empirical Study on the Relationship between Financial Support and Economic Growth in Zhangjiajie City

ZENG Hui, BAI Xing, MO Hongmin, HUANG Rui

( College of Mathematics and Statistics, Jishou University, Jishou 416000, Hunan, China)

This paper chooses the financial correlation ratio, the financial development efficiency, the investment level as the financial support index , the gross regional product as the economic growth index to make an empirical study on the relationship between financial support and economic growth by using VAR model based on the relevant data of Zhangjiajie City from 1990 to 2014. The analysis results show that there is a long-term stable relationship between financial support and economic growth in Zhangjiajie City, and the investment level is the largest contributor of economic growth.

financial support, economic growth, VAR model, impulse response function

O212；F127

A

1673-9639 (2018) 09-0070-06

2018-01-04

湖南省2015 年大学生研究性学习与创新性实验计划项目（湘教通［2015］269 号）；湖南省普通高校教学改革项目 （湘教通［2013］223 号）。

曾辉（1996-），男，湖南岳阳人，吉首大学数学与统计学院学生。

莫宏敏（1969-），男，湖南慈利人，博士，副教授，硕士生导师，研究方向：矩阵理论与计算，统计计算。

（责任编辑 毛 志）（责任校对 印有家）