銀行業(yè)與經(jīng)濟增長的聯(lián)系范文

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一、模型描述

先分別對各時間序列數(shù)據(jù)進行單位根驗［6］，然后建立向量自回歸模型，在VAR模型的框架下，運用Johansen檢驗進行協(xié)整檢驗，最后運用Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)、方差分解分析來考察銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的因果關(guān)系。其中有Sims于1980年提出的向量自回歸(vectorau-toregressive，VAR)模型，不以經(jīng)濟理論為基礎(chǔ)，它是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，它把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的滯后值作為解釋變量進行回歸，從而估計所有內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。VAR模型的一般數(shù)學(xué)表達式(式1)是:量，A1到Ap表示K×K階的參數(shù)矩陣，Xt表示M×1階外生變量向量，B1到Bq是K×M階待估系數(shù)矩陣，并且假定μt是白噪聲序列。

(一)指標(biāo)的選取考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性和代表性，選取1978～2011年新疆銀行業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長有關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)作為實證數(shù)據(jù)，以新疆各年人均GDP來衡量新疆經(jīng)濟發(fā)展水平，用RGDP表示;衡量銀行業(yè)規(guī)模指標(biāo)的貸款相關(guān)比率用LIR(LoanInterrela-tionRatio)來表示;衡量銀行業(yè)效率指標(biāo)的存款與貸款比率用DL(DepositLoanRatio)來表示。為避免出現(xiàn)異方差，數(shù)據(jù)變量均采用其對數(shù)形式。數(shù)據(jù)均來源于《新疆統(tǒng)計年鑒2012》，如表1所示。

(二)單位根檢驗為了避免回歸結(jié)果產(chǎn)生偽回歸，在建立計量經(jīng)濟模型之前可以先對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，通過差分得到平穩(wěn)的時間序列，然后再進行回歸。運用Eviews6軟件通過ADF檢驗對lnRGDP、lnLIR和lnDL三個變量進行平穩(wěn)性檢驗，得到結(jié)果如表2所示。從表2可以看出，原三個時間序列都是非平穩(wěn)時間序列，但經(jīng)過一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)時間序列，即lnRGDP～I(1)，lnLIR～I(1)，lnDL～I(1)。三個變量均為一階單整，滿足建立VAR模型的條件，從而接下來可以進行協(xié)整檢驗。

(三)協(xié)整檢驗選擇滯后階數(shù)時，用滯后長度標(biāo)準(zhǔn)(LagLengthCriteria)來選擇，分別是LR(似然比)檢驗、AIC和SC取值最小信息準(zhǔn)則，綜合兩種原則能夠完整地反映所構(gòu)造模型的動態(tài)特征，文中模型選用結(jié)果見表3。通過觀察上表，根據(jù)AIC和SC取值最小信息準(zhǔn)則，顯示最優(yōu)滯后期數(shù)為2期，即建立VAR(2)模型。如果VAR模型是不穩(wěn)定的，模型在進行接下來的基于VAR模型的脈沖響應(yīng)分析與方差分解分析時也是不穩(wěn)定的，因此要對VAR模型的穩(wěn)定性進行檢驗。由圖1的VAR模型穩(wěn)定性檢驗結(jié)果可見該模型的特征根的模均在單位圓內(nèi)，所以，該VAR(2)模型是穩(wěn)定的。在進行Johansen協(xié)整檢驗時，滯后階數(shù)與前面保持一致。經(jīng)過跡檢驗(TraceStatistic)和最大特征值檢驗(Max－EigenvalueStatistic)得到表4，結(jié)果如下:上表顯示，跡檢驗和最大特征值檢驗得出的結(jié)論都表明協(xié)整方程個數(shù)是1個，也就是說變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即新疆銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模、效率和新疆經(jīng)濟增長之間存在著一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。這個協(xié)整方程是:從協(xié)整方程可以看出，新疆經(jīng)濟增長與銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模和效率都有明顯的正相關(guān)關(guān)系，新疆銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模和效率都能有效促進新疆經(jīng)濟增長。

(四)向量誤差修正模型(VEC)VEC模型是含有協(xié)整約束的VAR模型，應(yīng)用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)時間序列。VEC模型是一種短期模型，它反映了因變量短期的波動變化時如何被決定的(從短期看，被解釋變量的變化是由短期波動和較穩(wěn)定的長期趨勢所共同來決定的。短期內(nèi)，系統(tǒng)對于均衡狀態(tài)的偏離程度大小直接導(dǎo)致了波動振幅的大小;從長期看，協(xié)整關(guān)系起到引力線的作用，將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài))。VEC模型如下:從上面的VEC模型中，差分項反映了短期波動的影響。經(jīng)濟增長的短期變動可分為兩個部分:一部分是短期銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模和效率的影響;另一部分是偏離長期均衡的影響。誤差項ECMt－1系數(shù)的大小反映了對偏離長期均衡的調(diào)整力度。短期銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模優(yōu)化1%，新疆經(jīng)濟增長相應(yīng)增加0．5272%;短期銀行業(yè)發(fā)展效率優(yōu)化1%，新疆經(jīng)濟增長相應(yīng)增加0．2774%。從ECMt－1系數(shù)估計值(0．0453)來看，當(dāng)短期波動偏離長期均衡時，將以(0．0453)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

(五)Granger因果關(guān)系檢驗由于協(xié)整檢驗的局限性，即協(xié)整關(guān)系只能說明模型中的各變量之間存在均衡關(guān)系，但不能確定彼此之間的因果關(guān)系，也就是說銀行業(yè)的發(fā)展不一定必然引起經(jīng)濟增長，而可能來自于其他因素的影響。所以有必要運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法(GrangerNon－causalityTest，1969)來進一步分析模型中各變量之間的因果關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗是對幾個平穩(wěn)序列之間考察序列X是否是Y產(chǎn)生的原因，如果加入X的滯后值可以提高Y的解釋程度，則稱序列X是Y的格蘭杰原因。由表5可見，LNRGDP與LNLIR存在單向格蘭杰因果關(guān)系:LNLIR是因，LNRGDP是果，并且LN-LIR和LNDL同時都是LNRGDP的格蘭杰原因，即新疆銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模和效率同時能促進新疆經(jīng)濟增長。LNGDP和LNDL也存在單向格蘭杰因果關(guān)系:LNRGDP是因，LNDL是果，并且LNRGDP和LNLIR同時都是LNDL的格蘭杰原因，表明新疆銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模能促進新疆銀行業(yè)發(fā)展效率的提高。

(六)基于VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析利用VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，來進一步考察新疆銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)相互影響，以檢驗上述分析的可靠性。圖2顯示，LNRGDP受到LNLIR的一個正沖擊之后，在兩年內(nèi)有一個緩慢的增長，兩年之后保持穩(wěn)定。而LNRGDP在受到LNDL的一個負(fù)沖擊之后，在兩年之內(nèi)幾乎沒有反應(yīng)，第三年開始呈現(xiàn)負(fù)向反應(yīng)，隨后負(fù)向反應(yīng)越來越大。LNDL受到LNRGDP的一個正沖擊之后，兩年之內(nèi)有一個波動，之后平緩增長至保持穩(wěn)定。LNDL受到LNLIR的一個負(fù)沖擊之后，三年之內(nèi)快速增長，之后保持穩(wěn)定。顯示結(jié)果與格蘭杰檢驗一致。

(七)方差分解方差分解可以描述每個變量的更新對VAR系統(tǒng)變量影響的相對重要性。對LNRGDP、LNLIR、LNDL三個變量序列的預(yù)測均方誤差分解成系統(tǒng)中三個變量的隨機沖擊所作的貢獻，方差分解表如表6所示。表6顯示，對于新疆經(jīng)濟增長變量LNRGDP的預(yù)測誤差方差，銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模LNLIR解釋力度逐漸加大，這說明隨著新疆銀行業(yè)體制變化，銀行業(yè)規(guī)模的發(fā)展擴大，它對新疆經(jīng)濟增長波動的解釋力度逐漸增強，而新疆銀行業(yè)發(fā)展效率LNDL對LNRGDP的誤差方差的解釋能力只有3%。對于新疆銀行業(yè)發(fā)展效率LNDL的預(yù)測誤差方差，新疆銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模LNLIR的解釋力度達到了80%，而經(jīng)濟增長LNRGDP對LNDL的預(yù)測誤差方差的解釋能力一直處于非常低的水平。

二、結(jié)論及建議

本文基向量自回歸(VAR)模型，利用協(xié)整檢驗、格蘭杰檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析、方差分解分別對新疆銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的相關(guān)關(guān)系和因果方向性進行了實證研究。最后得到以下結(jié)論:

(一)代表經(jīng)濟增長和銀行業(yè)發(fā)展的三個指標(biāo)———LNRGDP、LNLIR、LNDL的時間序列均不穩(wěn)定單位根檢驗表明，三個時間序列數(shù)據(jù)變量均呈一階單整，即LNRGDP～I(1)，LNLIR～I(1)，LNDL～I(1)，滿足構(gòu)造VAR模型和協(xié)整檢驗的前提。

(二)Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果表明，LNRGDP、LNLIR、LNDL三個變量之間存在長期穩(wěn)定的相關(guān)關(guān)系

(三)Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，新疆經(jīng)濟增長與銀行業(yè)規(guī)模存在單向格蘭杰因果關(guān)系銀行業(yè)規(guī)模是新疆經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，也就是說新疆銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模的擴大促進了新疆經(jīng)濟增長;同時經(jīng)濟增長與銀行業(yè)發(fā)展效率存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。檢驗結(jié)果還表明，新疆銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模與銀行業(yè)發(fā)展效率存在單向格蘭杰因果關(guān)系:銀行業(yè)規(guī)模是銀行業(yè)效率的格蘭杰原因，即銀行業(yè)規(guī)模的擴大導(dǎo)致了效率的提高。

(四)綜合Granger檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解的結(jié)果顯示，新疆銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長存在正相關(guān)關(guān)系，但相關(guān)關(guān)系不強盡管新疆銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模和銀行業(yè)發(fā)展效率有助于促進新疆經(jīng)濟增長，但前兩者促進的作用不夠明顯。目前新疆四大國有商業(yè)銀行在金融系統(tǒng)中的核心地位不可動搖，市場經(jīng)濟體制發(fā)揮的作用有限。因此，應(yīng)加快新疆銀行業(yè)體制改革，鼓勵和吸引新型的商業(yè)銀行和非國有商業(yè)銀行及外資銀行在新疆設(shè)立分支機構(gòu)，優(yōu)化銀行公司治理，提高銀行經(jīng)營效率，加大存款轉(zhuǎn)化為貸款的力度，支持新疆企業(yè)面向中亞等國的外貿(mào)業(yè)務(wù)。新疆銀行業(yè)需要研究新疆經(jīng)濟領(lǐng)域的未來趨勢，更積極地參與經(jīng)濟各領(lǐng)域的發(fā)展進程，充分發(fā)揮經(jīng)濟活動融資主渠道的作用，促進新疆產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，合理安排信貸投放，以此推動新疆經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展。

作者：霍旭領(lǐng)敬莉單位：新疆財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院