1、    內(nèi)蒙古金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系基于VECM的實(shí)證研究         摘要：本文通過構(gòu)建基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展的向量誤差修正模型，對(duì)內(nèi)蒙古地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明，該地區(qū)金融發(fā)展并未為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供有力的支持，相反，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融發(fā)展卻有重要的推動(dòng)作用。關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，金融發(fā)展，VECM一、引言眾多研究指出，在影響現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的所有因素中，金融是基礎(chǔ)和核心的因素。作為配置資本的基礎(chǔ)性機(jī)制，金融市場(chǎng)在促進(jìn)儲(chǔ)蓄向投資的轉(zhuǎn)化，提高資本配置效率、降低

2、資本在產(chǎn)業(yè)間的轉(zhuǎn)移成本，提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷的能力、轉(zhuǎn)移和分散風(fēng)險(xiǎn)等方面發(fā)揮著重要作用，是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、提升經(jīng)濟(jì)效率的潤(rùn)滑劑和助推器。因此，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展中，金融的發(fā)展至關(guān)重要。理論界對(duì)金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的關(guān)注由來已久，Schumpeter(2000)認(rèn)為，發(fā)達(dá)的金融體系通過降低信息成本和交易成本來影響儲(chǔ)蓄、投資、技術(shù)創(chuàng)新乃至長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。E.Shaw(1956)闡述了金融與經(jīng)濟(jì)的關(guān)系和各種金融中介機(jī)構(gòu)在儲(chǔ)蓄、投資中的作用等問題。Patrick(1966)提出了“供給主導(dǎo)”(supply-leading)和“需求遵從”(demand-following)理論。該理論認(rèn)為金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的關(guān)

3、系取決于經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處的階段。在發(fā)展早期，金融部門的擴(kuò)張通過金融機(jī)構(gòu)的產(chǎn)生與金融服務(wù)的供給來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，金融處于“供給主導(dǎo)”。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的較高階段，金融部門則主要表現(xiàn)為對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的被動(dòng)反應(yīng)，處于“需求遵從”的地位。戈德史密斯(1988)從金融結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響進(jìn)行了進(jìn)一步研究，他認(rèn)為金融發(fā)展本質(zhì)上是金融結(jié)構(gòu)的升級(jí)，金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)升級(jí)之間存在明顯的正相關(guān)關(guān)系。此后，肖和麥金農(nóng)分別在1973年提出金融壓抑和金融深化理論。金融壓抑理論解釋了發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展落后的原因在于金融部門受到普遍抑制，從而難以為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供支持；而金融深化理論則強(qiáng)調(diào)發(fā)展中國(guó)家應(yīng)通過發(fā)展金融部門來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。P. Rou

4、sseau & P. waehtel(1998)則認(rèn)為金融中介對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門的作用是發(fā)達(dá)國(guó)家工業(yè)化的重要解釋因素。依據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，Bencivenga & Smith(1990)提出了金融的發(fā)展可以增強(qiáng)投資信心，降低對(duì)投資的風(fēng)險(xiǎn)敏感度而促進(jìn)了流動(dòng)性資產(chǎn)向生產(chǎn)性投資的轉(zhuǎn)化。而另一些學(xué)者則認(rèn)為發(fā)達(dá)的金融市場(chǎng)通過提高儲(chǔ)蓄率和鼓勵(lì)技術(shù)創(chuàng)新來促進(jìn)資本積累與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Grossman & Helpman，1991；Aghion & Howitt，1992)。國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了多層次的分析。王廣謙(1998)指出，金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系依次經(jīng)歷了金融被動(dòng)適應(yīng)

5、于經(jīng)濟(jì)發(fā)展到主動(dòng)作用于經(jīng)濟(jì)發(fā)展再到先導(dǎo)性的帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展三個(gè)階段。李健(2004)則系統(tǒng)研究了金融結(jié)構(gòu)的形成、變遷及其與金融發(fā)展、經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的聯(lián)系。林毅夫等(2003)的研究表明，特定經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的要素稟賦結(jié)構(gòu)決定該階段的最優(yōu)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)而決定該階段的最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)。周波(2007)通過向量誤差修正模型，分析了1978-2005年間中國(guó)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的數(shù)量關(guān)系?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)內(nèi)蒙古金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展研究較少，其中趙志華等(2005)從儲(chǔ)蓄一投資轉(zhuǎn)化、金融相關(guān)比率、金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)以及金融機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)力方面分析了內(nèi)蒙古的金融效率，并實(shí)證分析了內(nèi)蒙古地區(qū)金融效率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。本文運(yùn)用現(xiàn)代計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的誤差修

6、正模型，選取1952-2007內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)與金融的相關(guān)年度數(shù)據(jù)，通過估計(jì)一個(gè)包括人均實(shí)際GDP、人均實(shí)際存貸和、儲(chǔ)蓄貸款比率的三變量向量誤差修正模型，實(shí)證分析了1952-2007年長(zhǎng)達(dá)53年期間內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，從定量角度給出了內(nèi)蒙古地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展的實(shí)證關(guān)系。二、模型構(gòu)建1.指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明本文以1952-2007作為樣本期，選取樣本期內(nèi)內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)與金融的相關(guān)年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。為消除價(jià)格變動(dòng)的影響，變量采用實(shí)際值。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引入人均實(shí)際GDP變量。由于GDP指數(shù)與實(shí)際GDP是同幅度變化的，用人均生產(chǎn)總值指數(shù)(1952年=100)作為人均實(shí)際GDP的

7、替代變量不會(huì)影響變量間的相對(duì)關(guān)系。金融發(fā)展引入金融相關(guān)比率和金融效率，考慮到樣本期內(nèi)數(shù)據(jù)的可得性，用人均存貸和作為金融相關(guān)比率的替代變量來衡量金融規(guī)模，用儲(chǔ)蓄貸款比率來衡量金融效率。人均存貸和取其實(shí)際值，而儲(chǔ)蓄貸款比率由于是比率，故不受價(jià)格變化的影響。由于數(shù)據(jù)的自然對(duì)數(shù)變換不改變?cè)瓉碜兞恐g的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢(shì)線性化，并消除時(shí)間序列中存在的異方差。所以人均實(shí)際GDP和人均存貸和都進(jìn)行了對(duì)數(shù)化，分別用y1和y2表示，儲(chǔ)蓄貸款比率直接取利用儲(chǔ)蓄和貸款的比例，用y3表示。人均實(shí)際生產(chǎn)總值指數(shù)、存款、貸款數(shù)據(jù)來源于內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒，人均存貸和、儲(chǔ)蓄貸款比率數(shù)據(jù)根據(jù)歷年內(nèi)蒙古統(tǒng)計(jì)年鑒相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算得出，

8、數(shù)據(jù)處理采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews6.0。2.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)在對(duì)變量之間進(jìn)行協(xié)整分析前，首先需要檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，故采用單位根檢驗(yàn)確定非平穩(wěn)變量的單整階數(shù)。單位根檢驗(yàn)方法一般有DF、ADF、PP檢驗(yàn)。其中基于殘差的ADF檢驗(yàn)最為常用，本文采用ADF檢驗(yàn)。在進(jìn)行ADF檢驗(yàn)之前，需確定數(shù)據(jù)生成過程。設(shè)定如下數(shù)據(jù)生成過程：原假設(shè)和備擇假設(shè)為：原假設(shè)和備擇假充為：未拒絕原假設(shè)表示時(shí)間序列具有單位根，為非平穩(wěn)序列。其中，為參數(shù)，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從獨(dú)立同分布的白噪聲過程。本文采用以下方法來確定檢驗(yàn)式中yt-i的最優(yōu)滯后期k：在殘差項(xiàng)不相關(guān)的前提下，赤池信息準(zhǔn)則達(dá)到最小時(shí)的滯后期即為最優(yōu)滯后

9、期。 單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，對(duì)于所有的時(shí)間序列，在1%和5%的顯著性水平上都未拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明為非平穩(wěn)序列。在取其一階差分，所有的時(shí)間序列都在1%和5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明已經(jīng)變?yōu)槠椒€(wěn)序列。由于所有水平時(shí)間序列都為I(1)，存在單位根，為非平穩(wěn)序列，故不能采用傳統(tǒng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法建模。本文采用適用于非平穩(wěn)時(shí)間序列的協(xié)整理論和向量誤差修正模型來構(gòu)建模型，以此來研究變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。3.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)通常有基于殘差檢驗(yàn)的E-G兩步法和基于回歸系數(shù)檢驗(yàn)的JJ法。本文采用經(jīng)典的Johansen、Juselius(1990)

10、多變量系統(tǒng)極大似然估計(jì)法(JJ法)來檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)滯后階數(shù)很敏感，必須選擇合適的滯后階數(shù)。為保持合理的自由度而使模型參數(shù)具有較強(qiáng)的解釋能力，同時(shí)要消除誤差項(xiàng)的自相關(guān)，本文依據(jù)在無約束VAR(P)模型條件下滯后階數(shù)多種選擇準(zhǔn)則的取值，確定無約束VAR(P)的最優(yōu)自回歸階數(shù)為4階。表1為無約束VAR(P)模型在不同選擇準(zhǔn)則下相應(yīng)統(tǒng)計(jì)量的取值。 表2和表3分別報(bào)告了依據(jù)跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量所得到的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。  Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，不論跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)都報(bào)告了同樣的結(jié)果，即1%顯著性水平下，存在一個(gè)協(xié)整方程，

11、而在5%的顯著性水平下，存在兩個(gè)協(xié)整方程。本文選擇在1%顯著性水平下的協(xié)整方程。 協(xié)整方程表達(dá)式為：ecm=y1-0.562823y2-1.135053y3-2.016496(2)對(duì)序列ecm進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明是平穩(wěn)序列，為I(0)，表明各變量y1、y2、y3協(xié)整關(guān)系存在，且y1、y2、y3正相關(guān)。4.建立向量誤差修正模型根據(jù)Cranger定理，變量之間如果存在協(xié)整關(guān)系，則可以通過建立誤差修正模型來表示這種協(xié)整關(guān)系。向量誤差修正模型是協(xié)整關(guān)系的一種重要表達(dá)形式，它克服了“偽回歸”，有效描述了經(jīng)濟(jì)變量時(shí)間序列的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制和長(zhǎng)期均衡關(guān)系。本文建立如下向量誤差修正模型來描

12、述變量之間的短期和長(zhǎng)期關(guān)系：(3)中每一個(gè)方程都是一個(gè)誤差修正模型。ecmt-1是誤差修正項(xiàng)，由(2)式定義，反映變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系；系數(shù)向量反映變量之間的均衡關(guān)系偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，將其調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整速度；解釋變量差分項(xiàng)的系數(shù)向量i反映各變量的短期波動(dòng)對(duì)被解釋變量短期變化的影響。為評(píng)價(jià)此模型，對(duì)模型殘差序列的自相關(guān)性、正態(tài)性和異方差性進(jìn)行檢驗(yàn)，均得出了滿意的檢驗(yàn)結(jié)果。5.VECM下脈沖響應(yīng)函數(shù)以上脈沖響應(yīng)曲線表明，就金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用而言，內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)來自金融規(guī)模擴(kuò)張的沖擊的響應(yīng)兩年內(nèi)為正(第二年為0.4%)，在兩年后變?yōu)樨?fù)，并在第4年達(dá)到最低點(diǎn)(-4.5%)。說明內(nèi)蒙古

13、金融規(guī)模的擴(kuò)張對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)短期內(nèi)具有一定促進(jìn)作用，但并未形成對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)強(qiáng)有力的支撐，出現(xiàn)了金融規(guī)模擴(kuò)張壓抑經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的現(xiàn)象。反而是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融規(guī)模的擴(kuò)張具有顯著的促進(jìn)作用(4-10年內(nèi)維持在11%15%)。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)來自金融效率的沖擊響應(yīng)為正，說明金融效率的提高確實(shí)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但作用有限(2-10年內(nèi)維持在1.5%-7%)。就金融本身的發(fā)展而言，金融規(guī)模和金融效率對(duì)彼此的沖擊呈現(xiàn)負(fù)響應(yīng)，表明金融規(guī)模的擴(kuò)張并未形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)而導(dǎo)致效率的提升，反而表現(xiàn)為規(guī)模不經(jīng)濟(jì)。三、結(jié)論及意義通過對(duì)VECM模型的估計(jì)結(jié)果的分析，本文的結(jié)論是內(nèi)蒙古經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力主要依賴于經(jīng)濟(jì)體系內(nèi)除金融發(fā)展之外的因素，金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒有形成有力的支撐。這可能由于金融規(guī)模的擴(kuò)張并未伴隨著金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整，金融結(jié)構(gòu)單一、金融共生性差，信貸投放行業(yè)集中度高，導(dǎo)致許多行業(yè)和企業(yè)得不到相應(yīng)的金融支持所致；而金融規(guī)模和金融效率的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系可能是由于金融規(guī)模的擴(kuò)張并未伴隨著資源的整合和業(yè)務(wù)的創(chuàng)新，業(yè)務(wù)重復(fù)和低水平競(jìng)爭(zhēng)所致。本文的啟示是：內(nèi)蒙古地區(qū)金融發(fā)展尚未對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)形成強(qiáng)有力的支持，同時(shí)金融發(fā)展本身表現(xiàn)出非正常的規(guī)模不經(jīng)濟(jì)。為此，必須加大金融業(yè)本身的結(jié)構(gòu)升級(jí)