张家界市金融支持和经济增长关系的实证研究

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 ）
摘 要：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V AR 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。

关键词： 金融支持； 经济增长； VAR 模型； 脉冲响应函数
中图分类号：O212；F127 文献标识码：A 文章编号：1673-9639 (2018) 09-0070-06
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（V AR ）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
因武陵山片区证券市场发展不健全，企业通过股票、债券等直接融资方式获得的资本较少，主要通过金融机构贷款等间接融资方式获得。

考虑到数据的可得性及变量相关性，本文选用了张家界市1990—2014年GDP （t Y ）、金融机构存款余额（1t X ）、金融机构贷款余额（2t X ）、区域固定资产投资额（3t X ）的数据指标。

变量原始数据来源于《2015张家界统计年鉴》、《湖南统计年鉴2015》，单位为亿元。

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 。

收稿日期：2018-01-04
基金项目：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）。

作者简介：曾 辉（1996-），男，湖南岳阳人，吉首大学数学与统计学院学生。

*通讯作者：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。

第20卷 第9期 铜仁学院学报 V ol. 20, No. 9 2018年 9 月 Journal of Tongren University Sep. 2018
（2）金融相关比率（FIR ）：金融相关比率是一个反映金融发展水平的指标，表示金融与经济的相关程度，常作为金融支持的衡量指标。

金融相关比率是金融资产与GDP （t Y ）之比。

金融资产为金融机构存款余额（1t X ）与金融机构贷款余额（2t X ）之和。

12()/t t t FIR X X Y =+ (1.1) （3）金融发展效率（SLR ）：金融发展效率不仅反映地区信贷资金的自给程度，而且反映金融机构将存款转换为贷款的效率，体现金融机构的资金自给和信贷配置能力。

金融发展效率是金融机构贷款余额（2t X ）与金融机构存款余额（1t X ）之比。

21/t t SLR X X = (1.2) （4）投资水平（INV ）：区域固定资产投资额（3t X ）与GDP （t Y ）之比。

3/t t INV X Y = (1.3)
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
Tab. 1 the results of unit root test
变量 检验类型（c 、t 、k ） t 统计量 1%临界值 5%临界值 10%临界值 Prob 值
结论
FIR （c 、0、0）
-1.7387 -3.73785 -2.99187 -2.635542 0.4000 非平稳 SLR （c 、0、0）
-0.9606 -3.76959 -3.00486 -2.642242 0.7480 非平稳 INV （c 、0、0）
-0.2932 -3.80854 -3.02068 -2.650413 0.9090 非平稳 LNGDP （c 、0、0）
-0.2055 -3.73785 -2.99187 -2.635542 0.9250 非平稳 FIR ∆ （c 、0、0）
-5.8501 -3.75294 -2.99806 -2.638752 0.0001 平稳 SLR ∆ （c 、0、0）
-3.8953 -3.75294 -2.99806 -2.638752 0.0070 平稳 INV ∆ （c 、0、0）
-5.0521 -3.80854 -3.02068 -2.650413 0.0095 平稳 LNGDP ∆
（c 、0、0）
-3.3352 -3.75294 -2.99806 -2.638752 0.0240 平稳
注：检验类型中c 、t 、k 分别表示各个变量单位根检验的常数项和趋势项，字母k 表示变量的滞后期数；FIR ∆、SLR ∆、INV ∆、LNGDP ∆分别表示变量FIR 、SLR 、INV 、LNGDP 的一阶差分；显著性水平为5%。

从表1检验结果可知FIR 、SLR 、INV 和LNGDP 在5%的显著水平下，t 统计量大于各显著性水平临界值，单位根ADF 检验不通过，说明原始序列不平稳。

通过一阶差分处理后的变量FIR ∆、SLR ∆、INV ∆和LNGDP ∆均在5%的显著水平下拒绝含有
单位根的假设。

即各指标的一阶差分为平稳时间序列，原序列为一阶单整(1)I 序列。

设it X 表示第i 个变量时期t 的(1)n ⨯向量，考察变量的k 阶向量自回归（V AR ）模型。

1122~(0,)
it it it n it k
t
t p X A X A X A X AN μεε---=++
+++Λ （2.1）
系数矩阵包含了各个变量之间长期关系的信息—协整向量，矩阵A 的秩等于it X 的独立协整向量的个数。

时间序列同阶单整是协整检验的前提，由表1
中单位根检验结果可知，本文所用变量均为一阶单整序列，因此可对其进行协整检验，结果如表2所示。

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
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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：
0.763494 3.2358130.172493LNGDP FIR INV
SLR
=++ （2.2）
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
Tab. 3 the results of Granger causality test
原假设0H
滞后期数 F-统计量 P 值 结论（显著性水平为5%）
LNGDP does not Granger Cause FIR 1
9.59385 0.0055 拒绝原假设 FIR does not Granger Cause LNGDP 0.31090 0.5830 拒绝原假设 LNGDP does not Granger Cause INV 11.7430 0.0025 拒绝原假设*** INV does not Granger Cause LNGDP 9.15722 0.0064 拒绝原假设***
SLR does not Granger Cause LNGDP 1.43377 0.2445 拒绝原假设 LNGDP does not Granger Cause SLR 1.12843 0.3002 拒绝原假设 LNGDP does not Granger Cause FIR 2
3.84135
0.0408 拒绝原假设 FIR does not Granger Cause LNGDP 1.78383 0.1964 拒绝原假设 LNGDP does not Granger Cause INV 11.1184 0.0007 拒绝原假设 INV does not Granger Cause LNGDP 5.46835 0.0139 拒绝原假设 SLR does not Granger Cause LNGDP
3.35265 0.0579 拒绝原假设 LNGDP does not Granger Cause SLR 1.15546
0.2382
接受原假设
（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．V AR 模型分析
模型分析是建立V AR 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V AR 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V AR(1)。

3．1．V AR 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
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表4 模型滞后阶数
Tab. 4 the model lag order number
Lag LogL LR FPE AIC SC HQ 0
66.49514
NA
6.43e-08
-5.207928 -5.011586 -5.155839 1 162.6183 152.1950* 8.30e-11* -11.88486*
-10.90315*
-11.62441*
V AR 模型能有效解决这一问题。

变量数为n ，滞后期为k 的V AR 模型表达式如下：
1122...t n t t n t k t Y C AY A Y A Y μ---=+++++ （3.1）
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：
0.1941720.920939
0.033570.0298720.2599060.080600.5065710.3410780.1461960.135490.1560970.0721430.1281980.022060.5330360.290900.3689700.7150540.01742t t t t LNGDP FIR SLR INV ⎡⎤--⎡⎤⎢⎥⎢⎥--⎢⎥⎢⎥=+⎢⎥⎢⎥-⎢⎥⎢⎥---⎢⎥⎣⎦⎣⎦
111
10.56871t t t t LNGDP FIR SLR INV ----⎡⎤
⎡⎤⎢⎥⎢⎥⎢⎥⎢⎥
⎢⎥⎢⎥⎢
⎥⎢
⎥⎢⎥⎣⎦⎣⎦
3．2．V AR 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 Fig. 1 the AR graph of unit root test
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
时期 LNGDP
FIR
SLR
INV
1 0.019010 0.000000 0.000000 0.000000
2 0.01447
3 0.002940 -0.002702 0.012421 3 0.012360 0.00214
4 -0.005382 0.014188 4 0.011213 0.000699 -0.007272 0.014804
5 0.010411 -0.000617 -0.008679 0.015263
6 0.009780 -0.001693 -0.00976
7 0.015623 7 0.009266 -0.002553 -0.010615 0.015892
8 0.008842 -0.003234 -0.011275 0.016084
9 0.008490 -0.003773 -0.011784 0.016213 10
0.008197 -0.004197 -0.012172 0.016290
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Response of LNGDP to Cholesky
One S.D. Innovations
图2张家界市LNGDP 的脉冲响应函数图
Fig. 2 the impulse response function graph of
LNGDP in Zhangjiajie City
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
时期
标准 误差
LNGDP
FIR
SLR
INV
1 0.019010 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000
2 0.02722
3 77.0304
4 1.166326 0.985063 20.81817 3 0.033596 64.11018 1.173163 3.213458 31.50320 4 0.039077 55.62280 0.899132 5.838539 37.63953
5 0.044091 49.26600 0.725850 8.460573 41.54757
6 0.048806 44.22302 0.712754 10.90939 44.15484
7 0.05328
8 40.11976 0.827351 13.1194
9 45.93340 8 0.057568 36.73499 1.024579 15.07713 47.16330 9 0.061661 33.91575 1.267538 16.79398 48.02273 10 0.065578 31.54810 1.530310 18.29281 48.62878
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。

74 铜仁学院学报 2018年
（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。

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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)
Abstract: 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.
Key words: financial support, economic growth, V AR model, impulse response function
（责任编辑毛志）（责任校对印有家）第9期曾辉，白杏，莫宏敏，等：张家界市金融支持和经济增长关系的实证研究75。