夏晶
摘要:
中部地區(qū)是我國的重要區(qū)域,目前經(jīng)濟發(fā)展達到了一定水平,有一定的產(chǎn)業(yè)門類。通過分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的統(tǒng)計分析,我們可以發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模大,推動經(jīng)濟增長作用越強。中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間是一種長期均衡的正相關(guān)關(guān)系,二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。
關(guān)鍵詞:
中部;金融;回歸
中圖分類號:
F2
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2013)24-0016-02
1 變量選擇
選取中部地區(qū)的人均GDP增長指數(shù)作為被解釋變量,將金融相關(guān)比率(SOFIR、TFIR)和金融市場化比率(FMR)指數(shù)化(都以1997年為基年,將其指數(shù)化為SOFII、TFII和FMI),利用其指數(shù)來反映中部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用。其中,SOFII的時間跨度為13年(1997-2009),TFII和FMI的時間跨度為8年(2003-2010)。
經(jīng)濟增長的指標則使用GDP增長率,取值為扣除價格因素影響的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率。因為中部地區(qū)M2的數(shù)據(jù)很難獲得,所以簡化處理,用中部地區(qū)的存貸款的數(shù)據(jù)作為揭示中部地區(qū)金融發(fā)展水平,金融相關(guān)比率因此則簡化為銀行存貸款之和與GDP之比。主要利用國有銀行存貸款數(shù)據(jù),來反映中部六省金融資產(chǎn)的配置狀況,并利用所有金融機構(gòu)存貸款衡量的國有金融相關(guān)比率做出補充。
金融市場化比率(financial marketization ratio,F(xiàn)MR)為全部相關(guān)比率與國有金融相關(guān)比率的差,它衡量非國有金融機構(gòu)的資產(chǎn)占GDP的份額,即:FMR=TFIR-SOFIR
2 樣本數(shù)據(jù)來源
(1)SOFII的計算數(shù)據(jù)來源:1997-2009年中部六省GDP,國有銀行存貸款數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2006-2010年)、《中國金融年鑒》(2002-2010年),有些數(shù)據(jù)因缺失則根據(jù)統(tǒng)計規(guī)律推算得來。
(2)TFII的計算數(shù)據(jù)來源:1997-2009年中部六省GDP數(shù)據(jù)依照《中國統(tǒng)計年鑒》(1997-2009年),全部金融機構(gòu)存貸款根據(jù)《中國金融年鑒》(1997-2009年)。
(3)FMI的計算數(shù)據(jù)來源:FMR=TFIR-SOFIR,所以由FMR指數(shù)化得來的FMI計算數(shù)據(jù)來源與TFIR和SOFIR相同。
上述三個金融發(fā)展指標(SOFIR、TFIR、FMR)是解釋變量,被解釋變量則主要是經(jīng)濟增長指標。國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率通常有定期增長率、環(huán)比增長率、總量增長率、人均產(chǎn)出增長率、名義增長率和實際增長率。
檢驗類型中的c,t由序列的時序圖確定,即是常數(shù)項,含常數(shù)項和趨勢項或者是不含常數(shù)項和趨勢項三種形式,k由試驗確定,準則是AIC和SC的值達到最小。檢驗時,原假設(shè)是序列存在單位根,是非平穩(wěn)序列,備選假設(shè)是序列不存在單位根,是平穩(wěn)序列。例如在上表中對變量GDPR進行ADF檢驗時,由時序圖我們判斷出原序列是含常數(shù)項和趨勢項,根據(jù)AIC和SC最小化的原則得出最佳滯后階數(shù)為0,檢驗結(jié)果的T統(tǒng)計量是-2.465219,比顯著性水平為5%的臨界值-2.7954l2都大,所以屬于接受域中,不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,是非平穩(wěn)的。所以由上表可以看出,GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF檢驗值,都大于顯著性水平為5%的臨界值,所以不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后,序列中GDP的ADF檢驗值小于顯著性水平為5%的統(tǒng)計值。序列不存在單位根,是平穩(wěn)的,同理,一階差分后,變量序列SOFII、TFII、FMI的ADF檢驗值都小于顯著性水平為1%的t統(tǒng)計量,所以拒絕原假設(shè),序列不存在單位根,是平穩(wěn)的。
4 回歸分析
利用EViews5.0軟件,對以上表格中的數(shù)據(jù)進行回歸分析得出以下結(jié)果:
由表3.12可以看出,SOFII和TFII的系數(shù)全為正,從而說明中部六省的金融規(guī)模與GDP二者之間存在正向的關(guān)系,即金融規(guī)模越大,對經(jīng)濟增長的促進作用就越強;盡管SOFII相對于TFII沒有那么顯著(除湖南?。?,但仍可以清楚地表明中部六省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系;其中,河南省的SOFII檢驗值最高(11.7225),表明河南省的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系最為突出,金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長。因為中部地區(qū)整體的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長正相關(guān),所以要加強發(fā)展中部地區(qū)的金融業(yè),促進經(jīng)濟增長。
5 協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協(xié)整理論的思想來看,自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說, 因變量能被自變量的線性組合所解釋,兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系,因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列,如果這個參差序列是平穩(wěn)的,則自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系,即兩變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。反之則相反。如果有兩個變量,只有當它們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整。
變量GDP1和Y2均為一階單整序列,符合協(xié)整檢驗的基本要求,可以對其進行協(xié)整檢驗。
用OLS對數(shù)據(jù)進行回歸分析,得出協(xié)整方程為:
GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2
然后對其殘差進行單位根檢驗,ADF的統(tǒng)計量為-2.273772,5%的臨界值為-1.96770,水平條件平穩(wěn),表示GDP1與LnTFIR之間存在協(xié)整關(guān)系,即中部六省實際GDP與全部金融機構(gòu)存、貸款額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
由上表的檢驗結(jié)果可以看出,SOFIR、TFIR和FMR對GDP不拒絕,或者說金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因;而相反的是,GDP卻拒絕SOFIR、TFIR和FMR,說明GDP的增長不是推動金融發(fā)展的原因。因此,中部地區(qū)應(yīng)該加強金融市場的培育和發(fā)展,強化金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟中的比例,優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu),加大開放金融競爭,逐步走上健康、協(xié)調(diào)、市場化程度高的金融發(fā)展道路,從而有利于經(jīng)濟的大力發(fā)展。
根據(jù)實證結(jié)果,我們可以得出如下結(jié)論:
(1)經(jīng)濟發(fā)展指標與銀行部門的回歸結(jié)果,表明:中部地區(qū)金融部門的發(fā)展與經(jīng)濟運行存在正相關(guān)關(guān)系,金融規(guī)模越大,對經(jīng)濟增長的促進作用就越強,所以要加強發(fā)展和培育中部地區(qū)的金融業(yè),促進經(jīng)濟增長。
(2)通過考察中部地區(qū)經(jīng)濟增長與金融運行情況的協(xié)整關(guān)系,我們發(fā)現(xiàn):中部地區(qū)的經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間不僅是一種正相關(guān)的關(guān)系,而且是一種長期的均衡關(guān)系。這意味著二者的發(fā)展趨勢存在一定的一致性,呈現(xiàn)一種互動關(guān)系:金融發(fā)展在一方面對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用,另一方面也要受到所在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度對其的影響,這兩者是相互促進,相輔相成的關(guān)系。因此在考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用的同時還要考慮經(jīng)濟對其的互動作用。這種相互作用是長期而又穩(wěn)定的。
(3)中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門的二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因,而經(jīng)濟增長是推動金融發(fā)展的原因則表現(xiàn)的不是十分明顯。因此,我們不能把所有的經(jīng)濟增長都歸結(jié)為金融發(fā)展的推動,分析結(jié)果也證明了這一點。
參考文獻
[1]鐘新橋,鐘炎君,曾祺林.中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展分析及對策建議[J].經(jīng)濟問題探索,2011,(4).
[2]李靖.區(qū)域經(jīng)濟增長中金融中介貢獻度的比較分析[J].經(jīng)濟問題探討,2010,(8).
[3]中國統(tǒng)計年鑒[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,1997-2010.
[4]中國金融年鑒[M].北京:中國金融出版社,1997-2010.endprint
摘要:
中部地區(qū)是我國的重要區(qū)域,目前經(jīng)濟發(fā)展達到了一定水平,有一定的產(chǎn)業(yè)門類。通過分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的統(tǒng)計分析,我們可以發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模大,推動經(jīng)濟增長作用越強。中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間是一種長期均衡的正相關(guān)關(guān)系,二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。
關(guān)鍵詞:
中部;金融;回歸
中圖分類號:
F2
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2013)24-0016-02
1 變量選擇
選取中部地區(qū)的人均GDP增長指數(shù)作為被解釋變量,將金融相關(guān)比率(SOFIR、TFIR)和金融市場化比率(FMR)指數(shù)化(都以1997年為基年,將其指數(shù)化為SOFII、TFII和FMI),利用其指數(shù)來反映中部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用。其中,SOFII的時間跨度為13年(1997-2009),TFII和FMI的時間跨度為8年(2003-2010)。
經(jīng)濟增長的指標則使用GDP增長率,取值為扣除價格因素影響的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率。因為中部地區(qū)M2的數(shù)據(jù)很難獲得,所以簡化處理,用中部地區(qū)的存貸款的數(shù)據(jù)作為揭示中部地區(qū)金融發(fā)展水平,金融相關(guān)比率因此則簡化為銀行存貸款之和與GDP之比。主要利用國有銀行存貸款數(shù)據(jù),來反映中部六省金融資產(chǎn)的配置狀況,并利用所有金融機構(gòu)存貸款衡量的國有金融相關(guān)比率做出補充。
金融市場化比率(financial marketization ratio,F(xiàn)MR)為全部相關(guān)比率與國有金融相關(guān)比率的差,它衡量非國有金融機構(gòu)的資產(chǎn)占GDP的份額,即:FMR=TFIR-SOFIR
2 樣本數(shù)據(jù)來源
(1)SOFII的計算數(shù)據(jù)來源:1997-2009年中部六省GDP,國有銀行存貸款數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2006-2010年)、《中國金融年鑒》(2002-2010年),有些數(shù)據(jù)因缺失則根據(jù)統(tǒng)計規(guī)律推算得來。
(2)TFII的計算數(shù)據(jù)來源:1997-2009年中部六省GDP數(shù)據(jù)依照《中國統(tǒng)計年鑒》(1997-2009年),全部金融機構(gòu)存貸款根據(jù)《中國金融年鑒》(1997-2009年)。
(3)FMI的計算數(shù)據(jù)來源:FMR=TFIR-SOFIR,所以由FMR指數(shù)化得來的FMI計算數(shù)據(jù)來源與TFIR和SOFIR相同。
上述三個金融發(fā)展指標(SOFIR、TFIR、FMR)是解釋變量,被解釋變量則主要是經(jīng)濟增長指標。國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率通常有定期增長率、環(huán)比增長率、總量增長率、人均產(chǎn)出增長率、名義增長率和實際增長率。
檢驗類型中的c,t由序列的時序圖確定,即是常數(shù)項,含常數(shù)項和趨勢項或者是不含常數(shù)項和趨勢項三種形式,k由試驗確定,準則是AIC和SC的值達到最小。檢驗時,原假設(shè)是序列存在單位根,是非平穩(wěn)序列,備選假設(shè)是序列不存在單位根,是平穩(wěn)序列。例如在上表中對變量GDPR進行ADF檢驗時,由時序圖我們判斷出原序列是含常數(shù)項和趨勢項,根據(jù)AIC和SC最小化的原則得出最佳滯后階數(shù)為0,檢驗結(jié)果的T統(tǒng)計量是-2.465219,比顯著性水平為5%的臨界值-2.7954l2都大,所以屬于接受域中,不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,是非平穩(wěn)的。所以由上表可以看出,GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF檢驗值,都大于顯著性水平為5%的臨界值,所以不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后,序列中GDP的ADF檢驗值小于顯著性水平為5%的統(tǒng)計值。序列不存在單位根,是平穩(wěn)的,同理,一階差分后,變量序列SOFII、TFII、FMI的ADF檢驗值都小于顯著性水平為1%的t統(tǒng)計量,所以拒絕原假設(shè),序列不存在單位根,是平穩(wěn)的。
4 回歸分析
利用EViews5.0軟件,對以上表格中的數(shù)據(jù)進行回歸分析得出以下結(jié)果:
由表3.12可以看出,SOFII和TFII的系數(shù)全為正,從而說明中部六省的金融規(guī)模與GDP二者之間存在正向的關(guān)系,即金融規(guī)模越大,對經(jīng)濟增長的促進作用就越強;盡管SOFII相對于TFII沒有那么顯著(除湖南?。?,但仍可以清楚地表明中部六省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系;其中,河南省的SOFII檢驗值最高(11.7225),表明河南省的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系最為突出,金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長。因為中部地區(qū)整體的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長正相關(guān),所以要加強發(fā)展中部地區(qū)的金融業(yè),促進經(jīng)濟增長。
5 協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協(xié)整理論的思想來看,自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說, 因變量能被自變量的線性組合所解釋,兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系,因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列,如果這個參差序列是平穩(wěn)的,則自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系,即兩變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。反之則相反。如果有兩個變量,只有當它們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整。
變量GDP1和Y2均為一階單整序列,符合協(xié)整檢驗的基本要求,可以對其進行協(xié)整檢驗。
用OLS對數(shù)據(jù)進行回歸分析,得出協(xié)整方程為:
GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2
然后對其殘差進行單位根檢驗,ADF的統(tǒng)計量為-2.273772,5%的臨界值為-1.96770,水平條件平穩(wěn),表示GDP1與LnTFIR之間存在協(xié)整關(guān)系,即中部六省實際GDP與全部金融機構(gòu)存、貸款額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
由上表的檢驗結(jié)果可以看出,SOFIR、TFIR和FMR對GDP不拒絕,或者說金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因;而相反的是,GDP卻拒絕SOFIR、TFIR和FMR,說明GDP的增長不是推動金融發(fā)展的原因。因此,中部地區(qū)應(yīng)該加強金融市場的培育和發(fā)展,強化金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟中的比例,優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu),加大開放金融競爭,逐步走上健康、協(xié)調(diào)、市場化程度高的金融發(fā)展道路,從而有利于經(jīng)濟的大力發(fā)展。
根據(jù)實證結(jié)果,我們可以得出如下結(jié)論:
(1)經(jīng)濟發(fā)展指標與銀行部門的回歸結(jié)果,表明:中部地區(qū)金融部門的發(fā)展與經(jīng)濟運行存在正相關(guān)關(guān)系,金融規(guī)模越大,對經(jīng)濟增長的促進作用就越強,所以要加強發(fā)展和培育中部地區(qū)的金融業(yè),促進經(jīng)濟增長。
(2)通過考察中部地區(qū)經(jīng)濟增長與金融運行情況的協(xié)整關(guān)系,我們發(fā)現(xiàn):中部地區(qū)的經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間不僅是一種正相關(guān)的關(guān)系,而且是一種長期的均衡關(guān)系。這意味著二者的發(fā)展趨勢存在一定的一致性,呈現(xiàn)一種互動關(guān)系:金融發(fā)展在一方面對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用,另一方面也要受到所在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度對其的影響,這兩者是相互促進,相輔相成的關(guān)系。因此在考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用的同時還要考慮經(jīng)濟對其的互動作用。這種相互作用是長期而又穩(wěn)定的。
(3)中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門的二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因,而經(jīng)濟增長是推動金融發(fā)展的原因則表現(xiàn)的不是十分明顯。因此,我們不能把所有的經(jīng)濟增長都歸結(jié)為金融發(fā)展的推動,分析結(jié)果也證明了這一點。
參考文獻
[1]鐘新橋,鐘炎君,曾祺林.中部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展分析及對策建議[J].經(jīng)濟問題探索,2011,(4).
[2]李靖.區(qū)域經(jīng)濟增長中金融中介貢獻度的比較分析[J].經(jīng)濟問題探討,2010,(8).
[3]中國統(tǒng)計年鑒[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,1997-2010.
[4]中國金融年鑒[M].北京:中國金融出版社,1997-2010.endprint
摘要:
中部地區(qū)是我國的重要區(qū)域,目前經(jīng)濟發(fā)展達到了一定水平,有一定的產(chǎn)業(yè)門類。通過分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的統(tǒng)計分析,我們可以發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展規(guī)模大,推動經(jīng)濟增長作用越強。中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間是一種長期均衡的正相關(guān)關(guān)系,二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。
關(guān)鍵詞:
中部;金融;回歸
中圖分類號:
F2
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2013)24-0016-02
1 變量選擇
選取中部地區(qū)的人均GDP增長指數(shù)作為被解釋變量,將金融相關(guān)比率(SOFIR、TFIR)和金融市場化比率(FMR)指數(shù)化(都以1997年為基年,將其指數(shù)化為SOFII、TFII和FMI),利用其指數(shù)來反映中部地區(qū)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用。其中,SOFII的時間跨度為13年(1997-2009),TFII和FMI的時間跨度為8年(2003-2010)。
經(jīng)濟增長的指標則使用GDP增長率,取值為扣除價格因素影響的實際國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率。因為中部地區(qū)M2的數(shù)據(jù)很難獲得,所以簡化處理,用中部地區(qū)的存貸款的數(shù)據(jù)作為揭示中部地區(qū)金融發(fā)展水平,金融相關(guān)比率因此則簡化為銀行存貸款之和與GDP之比。主要利用國有銀行存貸款數(shù)據(jù),來反映中部六省金融資產(chǎn)的配置狀況,并利用所有金融機構(gòu)存貸款衡量的國有金融相關(guān)比率做出補充。
金融市場化比率(financial marketization ratio,F(xiàn)MR)為全部相關(guān)比率與國有金融相關(guān)比率的差,它衡量非國有金融機構(gòu)的資產(chǎn)占GDP的份額,即:FMR=TFIR-SOFIR
2 樣本數(shù)據(jù)來源
(1)SOFII的計算數(shù)據(jù)來源:1997-2009年中部六省GDP,國有銀行存貸款數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2006-2010年)、《中國金融年鑒》(2002-2010年),有些數(shù)據(jù)因缺失則根據(jù)統(tǒng)計規(guī)律推算得來。
(2)TFII的計算數(shù)據(jù)來源:1997-2009年中部六省GDP數(shù)據(jù)依照《中國統(tǒng)計年鑒》(1997-2009年),全部金融機構(gòu)存貸款根據(jù)《中國金融年鑒》(1997-2009年)。
(3)FMI的計算數(shù)據(jù)來源:FMR=TFIR-SOFIR,所以由FMR指數(shù)化得來的FMI計算數(shù)據(jù)來源與TFIR和SOFIR相同。
上述三個金融發(fā)展指標(SOFIR、TFIR、FMR)是解釋變量,被解釋變量則主要是經(jīng)濟增長指標。國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率通常有定期增長率、環(huán)比增長率、總量增長率、人均產(chǎn)出增長率、名義增長率和實際增長率。
檢驗類型中的c,t由序列的時序圖確定,即是常數(shù)項,含常數(shù)項和趨勢項或者是不含常數(shù)項和趨勢項三種形式,k由試驗確定,準則是AIC和SC的值達到最小。檢驗時,原假設(shè)是序列存在單位根,是非平穩(wěn)序列,備選假設(shè)是序列不存在單位根,是平穩(wěn)序列。例如在上表中對變量GDPR進行ADF檢驗時,由時序圖我們判斷出原序列是含常數(shù)項和趨勢項,根據(jù)AIC和SC最小化的原則得出最佳滯后階數(shù)為0,檢驗結(jié)果的T統(tǒng)計量是-2.465219,比顯著性水平為5%的臨界值-2.7954l2都大,所以屬于接受域中,不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,是非平穩(wěn)的。所以由上表可以看出,GDPR、SOFII、TFII、FMI的原序列的ADF檢驗值,都大于顯著性水平為5%的臨界值,所以不能拒絕原假設(shè),序列存在單位根,都是非平穩(wěn)的。經(jīng)過一階差分后,序列中GDP的ADF檢驗值小于顯著性水平為5%的統(tǒng)計值。序列不存在單位根,是平穩(wěn)的,同理,一階差分后,變量序列SOFII、TFII、FMI的ADF檢驗值都小于顯著性水平為1%的t統(tǒng)計量,所以拒絕原假設(shè),序列不存在單位根,是平穩(wěn)的。
4 回歸分析
利用EViews5.0軟件,對以上表格中的數(shù)據(jù)進行回歸分析得出以下結(jié)果:
由表3.12可以看出,SOFII和TFII的系數(shù)全為正,從而說明中部六省的金融規(guī)模與GDP二者之間存在正向的關(guān)系,即金融規(guī)模越大,對經(jīng)濟增長的促進作用就越強;盡管SOFII相對于TFII沒有那么顯著(除湖南?。?,但仍可以清楚地表明中部六省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系;其中,河南省的SOFII檢驗值最高(11.7225),表明河南省的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的正相關(guān)關(guān)系最為突出,金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長。因為中部地區(qū)整體的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長正相關(guān),所以要加強發(fā)展中部地區(qū)的金融業(yè),促進經(jīng)濟增長。
5 協(xié)整檢驗
協(xié)整檢驗是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗。從協(xié)整理論的思想來看,自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系。也就是說, 因變量能被自變量的線性組合所解釋,兩者之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系,因變量不能被自變量所解釋的部分構(gòu)成一個殘差序列,如果這個參差序列是平穩(wěn)的,則自變量和因變量之間存在協(xié)整關(guān)系,即兩變量之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。反之則相反。如果有兩個變量,只有當它們的單整階數(shù)相同時才可能協(xié)整。
變量GDP1和Y2均為一階單整序列,符合協(xié)整檢驗的基本要求,可以對其進行協(xié)整檢驗。
用OLS對數(shù)據(jù)進行回歸分析,得出協(xié)整方程為:
GDP1=0.3161542781-0.2574935172*Y2
然后對其殘差進行單位根檢驗,ADF的統(tǒng)計量為-2.273772,5%的臨界值為-1.96770,水平條件平穩(wěn),表示GDP1與LnTFIR之間存在協(xié)整關(guān)系,即中部六省實際GDP與全部金融機構(gòu)存、貸款額之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。
由上表的檢驗結(jié)果可以看出,SOFIR、TFIR和FMR對GDP不拒絕,或者說金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因;而相反的是,GDP卻拒絕SOFIR、TFIR和FMR,說明GDP的增長不是推動金融發(fā)展的原因。因此,中部地區(qū)應(yīng)該加強金融市場的培育和發(fā)展,強化金融業(yè)在地區(qū)經(jīng)濟中的比例,優(yōu)化金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu),加大開放金融競爭,逐步走上健康、協(xié)調(diào)、市場化程度高的金融發(fā)展道路,從而有利于經(jīng)濟的大力發(fā)展。
根據(jù)實證結(jié)果,我們可以得出如下結(jié)論:
(1)經(jīng)濟發(fā)展指標與銀行部門的回歸結(jié)果,表明:中部地區(qū)金融部門的發(fā)展與經(jīng)濟運行存在正相關(guān)關(guān)系,金融規(guī)模越大,對經(jīng)濟增長的促進作用就越強,所以要加強發(fā)展和培育中部地區(qū)的金融業(yè),促進經(jīng)濟增長。
(2)通過考察中部地區(qū)經(jīng)濟增長與金融運行情況的協(xié)整關(guān)系,我們發(fā)現(xiàn):中部地區(qū)的經(jīng)濟運行狀況與金融部門發(fā)展狀況之間不僅是一種正相關(guān)的關(guān)系,而且是一種長期的均衡關(guān)系。這意味著二者的發(fā)展趨勢存在一定的一致性,呈現(xiàn)一種互動關(guān)系:金融發(fā)展在一方面對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展具有促進作用,另一方面也要受到所在區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展程度對其的影響,這兩者是相互促進,相輔相成的關(guān)系。因此在考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用的同時還要考慮經(jīng)濟對其的互動作用。這種相互作用是長期而又穩(wěn)定的。
(3)中部地區(qū)經(jīng)濟運行狀況與金融部門的二者之間完全的因果聯(lián)系不存在。金融發(fā)展是推動經(jīng)濟增長的原因,而經(jīng)濟增長是推動金融發(fā)展的原因則表現(xiàn)的不是十分明顯。因此,我們不能把所有的經(jīng)濟增長都歸結(jié)為金融發(fā)展的推動,分析結(jié)果也證明了這一點。
參考文獻
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