新疆金融发展质量与经济增长关系研究——基于VECM模型的实证分析

朱金鹤 郭东升

（石河子大学经济与管理学院，新疆石河子 832000）

一、引言

自习近平主席于2013年9月、10月分别提出共建“丝绸之路经济带”、共建“21世纪海上丝绸之路”的畅想以来，二者共同构成的“一带一路”重大倡议引起了沿线各国的广泛共鸣和积极参与，基于这一伟大倡议所提出的一系列区域经济发展新战略的实施，为我国经济社会的发展注入新的活力。十九大报告指出：“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，建设现代经济体系，必须把发展经济的着力点放在实体经济上，把提高供给体系质量作为主攻方向，显著增强我国经济质量优势”。这表明高质量发展业已成为建设现代经济体系的主旋律。金融是经济发展的核心，金融发展质量的优劣在很大程度上影响着经济的增长，同时经济高质量增长对金融服务实体经济、提质增效也提出了更高的要求。新疆作为丝绸之路经济带的核心区，在积极响应“一带一路”伟大倡议的背景下，探究新疆金融发展质量与经济增长之间的关系，对推动经济高质量增长，促进经济、金融的协调发展，增强金融服务实体经济能力和服务“丝绸之路经济带”的建设具有重要的借鉴意义。

二、文献评述

金融发展与经济增长关系的研究历来是经济学界探索的热点问题，同时也是存在诸多争执的难点问题。国外早在20世纪初就在金融发展和经济增长方面做了开创性的研究，其中Schumpeter［1］指出一个国家运行良好的金融系统对该国人均收入水平和增长率具有积极的效应。就二者关系分析，主要是探究二者相关性和因果关系两大核心内容。从相关性来看，无论是理论研究成果中 Mckinnon 和 Shaw［2］的“金融深化”“金融抑制”理论，还是 Goldsmith［3］《金融结构与金融发展》一书中的论证，均表明潜在前提是金融发展与经济增长之间的确具有相关性。对于因果关系的研究，主要起源于早期的“需求追随型①需求追随型：强调随着经济增长会产生对金融服务的更多需求，从而使金融不断发展。”和“供给领导型②供给领导型：强调金融服务的供给先于需求，金融服务的供给促进经济增长。”两种假说［4］。此后随着1987年格兰杰因果检验的出现，大量的学者进行了二者因果关系的实证研究。由于King和Levin［5］、Demetriad［6］对时间段进行不同的划分，Rioja et al.［7］区分了国家类型差异，Rousseau 和 Wachtel［8］、Levine和Beck［9］将研究对象的内涵做了不同解释，从而导致了研究结论的差异性。其中，Jalil和Feridwn［10］认为二者存在双向的因果关系，Ang和 Mckibbin［11］、Rao 和 Tamazian［12］认为金融发展与经济增长仅存在单向因果关系；而Hurli和Venety［13］则认为二者之间存在一定的反馈作用，简单的格兰杰因果检验无法准确反映二者的因果关系。

由于金融发展的相对滞后，国内金融发展与经济增长关系的研究要晚于国外。在此背景下，国内学者对于二者相关性的研究基本相同，主要研究重点是探究二者的因果关系，并进行了大量的实证研究。由于金融结构视角、影响因素、发展阶段、区域范围的不同导致学者们的研究区域、方法、结论方面各有侧重。一是从研究区域范围划分看，谈儒勇［14］、王志强和孙刚［16］、武志［16］、杨友才［17］从国家整体层面展开探究，冉光和等［18］、周立等［19］、马宏［20］从各区域之间甚至各省份之间进行二者的关系分析，张富田［21］、田晖［22］等从单一省域层面对二者关系进行研究。二是从实证方法看，为克服使用普通最小二乘法时样本数据异质性导致的遗漏变量问题、小样本带来的检测性偏误问题，学者们积极寻找合适的工具变量。虞文美等［4］运用GMM、2SLS以及系统方程建模等方法来更加准确进行二者关系的探究；陆静［23］认为广义矩估计（GMM）要求的数据类型是面板数据，对于时间序列数据则不适用，2SLS则对于工具变量的要求较高，若可选指标较少，合理内生解释变量的选用则成为难题；马轶群等［24］、郭志仪等［25］认为系统方程建模若选用时间序列数据时，可以运用VAR模型、向量误差修正模型（VECM），并且使用格兰杰因果检验进行二者关系的论证。三是从研究结论看，可以分为不存在因果关系、存在单向的因果关系和互为因果关系三种模式。其中李泽广等［26］研究发现：20世纪60年代到1978年这一阶段，我国的金融发展与经济增长的关系模式为“双向因果”；1978－1994年转变为“互不为因果”；1994年之后为金融发展导致经济增长的“单向因果”模式。四是田卫明［27］、江春［28］认为由于考虑的前提条件不同、资源配置和发展程度差异以及二者影响渠道、机制不同导致了金融发展抑制或促进经济增长的结论同时存在。本文认同金融发展与经济增长之间存在“双向因果”的关系，即同时符合“需求追随”和“供给领导”的理论，而具体更符合哪种类型取决于经济发展所处的阶段和金融发展程度。

已有的文献为本文提供了参考和借鉴，但是还存在以下三个方面的不足：一是研究区域范围的选择方面，学者大都选择国家、区域或者省份之间比较研究，而对于国家、区域和省份之间的差异性、可比性没有做出合理的解释。此外，对于单一省份的研究较少，而新疆地区的分析非常罕见，理论基础的缺乏将不利于新疆的金融发展和经济建设。二是因果关系分析层面，大多数文献都是对二者的长期关系采用了协整分析和格兰杰因果检验方法进行探究，但就二者短期的影响、因果关系则鲜有涉及。三是指标的选取方面，现有文献中金融发展的测度多以“量”（金融规模）或者“质”（金融效率）的某一方面进行评价，鲜有文献同时结合规模和效率两个方面在金融发展与经济增长的关系领域进行测度，这为本文的研究提供了创新的可能。基于已有研究成果，本文尝试构造一个同时考虑金融发展“量”与“质”的指标（金融发展质量指数），结合经济增长数据进行协整分析，并借助格兰杰因果检验、脉冲响应函数和方差分解方法，探究金融发展和经济增长之之间的关系，为提升新疆金融发展质量和协调金融发展与经济增长的关系提供理论参考。

三、研究方法与数据处理

（一）研究方法

金融发展质量的好坏不仅对其自身发展产生显著的影响，而且对经济的发展也会造成一定的影响，从而影响经济增长。基于二者这种复杂的作用关系，本文运用协整分析，同时结合基于VAR模型的格兰杰因果检验、脉冲响应分析和方差分解法来厘清二者的因果关系及相互作用程度。

格兰杰因果检验。时间序列X、Y之间的格兰杰因果关系定义为，若在包含了变量X、Y的过去信息的条件下，对变量Y的预测效果要优于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测效果，即变量X有助于解释变量Y的将来变化，则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。

脉冲响应函数方法。该方法是分析模型受到某种冲击对系统的动态影响。它所描述的是某个内生变量的随机误差项施加一个标准差大小的冲击后对所有内生变量的当期值和未来值产生所产生的影响。

方差分解。方差分解是通过分析每个结构冲击对于内生变量变化的贡献度（通常用方差百分比形式度量）来揭示变量之间相互影响，进一步评价不同结构冲击的重要性，即分析系统内各分量对内生变量的贡献值，从而反映出各信息对模型内生变量的相对重要性，为分析经济问题提供重要的信息。

（二）变量选取

文中采用两个指标来探究金融发展质量和经济增长之间关系。第一个指标是金融发展指数（FDI），计算方式为：FDI＝FIR*FE，将其作为解释变量来衡量金融发展质量。其中，FIR表示金融相关率；FE表示金融效率。根据Goldsmith的基本思想，陶春生［29］指出金融相关率（FIR）是指区域金融资产市场总值与区域经济活动总量的比值，但现实中金融资产市场总值的衡量较为困难，因此，本文借鉴目前学者普遍使用的金融机构存款余额与贷款余额总和与GDP的比值来作为衡量金融发展的替代指标变量。然而，周天芸［30］认为单纯只用金融相关率只能体现区域内金融资产的相对存量，无法衡量存量中有效资产的比率。为了能够对金融资产存量中使区域经济产生作用和影响的部分进行有效的衡量，文章进一步选取金融机构存款和贷款的比值作为金融效率（FE），它表示金融机构对资金配置的处理速度，即金融机构将储蓄转换为投资的效率。由此，金融相关率（FDI）和金融效率（FE）的乘积可以看作有效衡量金融资产的相对存量中真正有效资产运作的部分。因此，使用二者乘积表示的金融发展指数可以更加科学地衡量金融发展程度，较金融发展规模FIR值更具合理性。第二个指标是全区人均实际GDP（SADGP），作为被解释变量来衡量新疆地区经济增长水平。选择这一指标的目的是为了消除劳动力规模扩张引起的经济增长和物价上涨因素的影响［7］。

（三）数据处理

本文以新疆金融发展质量与经济增长关系为研究对象，利用1984－2015年新疆金融机构存贷款余额、新疆地区总人口数、新疆地区生产总值数据和地区生产总值指数数据，分别测算出新疆地区金融相关率FIR、金融效率FE、金融发展指数FDI和人均实际GDP（SAGDP）。文中数据来源于《新疆统计年鉴》《中国统计年鉴》，中国人民银行发布的各年份《新疆维吾尔自治区金融运行报告》，国家统计局官网，中国经济社会大数据研究平台。为了剔除个别变量间存在的异常关系、平滑时间序列指数关系以及消除异方差，对金融相关率、金融效率、金融发展指数和人均实际GDP取自然对数来进行检验和分析，分别表示为LnFIR、LnFE、LnFDI和 LnSAGDP。具体原数据和测算结果见表1。

表1 变量的平稳性检验

四、实证分析

（一）模型的稳定性检验

1.单位根检验和协整检验。自变量金融发展指数FDI和因变量人均实际GDP（SAGDP）都是由时间序列数据测算得出，因此首先要对这两列时间序列进行平稳性检验。对各变量及其一阶差分进行ADF单位根检验，借助计量经济学软件Stata14.0输出检验结果如表2所示。

表2 残差e的单位根检验结果

通过表中结果可以看出，LnFDI和LnSAGDP的ADF值在1%、5%、10%的水平上都大于临界值，即认为两个序列含有单位根，也就是不平稳序列。而其一阶差分序列的ADF值在1%、5%、10%的水平上都小于临界值，即认为两个时间序列不存在单位根，即平稳序列。意味着自变量和因变量在1%的置信水平下皆为一阶单整，故可以进行协整检验。

2.协整检验。由于因变量和自变量满足一阶单整的情况，因此可以进行协整检验。本文使用EG－ADF两步法对变量进行协整检验。首先以LnFDI作为自变量，以LnSAGDP作为因变量用普通最小二乘法进行协整回归，得到协整方程：

从回归的结果可以看出，变量的各个系数值很显著，拟合程度较高为0.8612，整体方程的F值为186.22远高于临界值，同样表明了模型拟合结果符合统计意义的检验，较为显著。金融发展质量的系数值为1.7383，表明金融发展质量每变动1%，经济增长变动1.7383%，二者存在显著的正相关关系。

继续生成残差序列e，并对残差序列e进行ADF检验，确定其是否为平稳序列。检验结果如表2所示。从表中可以看出，在5%的置信水平下，残差序列e的ADF值小于临界值，可以判定残差序列是平稳的，故金融发展指数和人均实际GDP存在长期稳定的协整关系。

（二）Granger因果检验

由于自变量和因变量满足一阶单整且协整，因此，本文运用变量一阶差分形式的格兰杰方法来分析检验金融发展质量和经济增长孰为因，孰为果。使用统计软件Stata14.0对自变量和因变量选取不同的滞后期进行Granger因果检验，检验结果如表3所示。

由检验结果可以看出，新疆的金融发展质量与经济增长之间存在着一定时期的滞后，二者存在着不对称的格兰杰因果关系。经济增长始终是金融发展质量的格兰杰原因，而金融发展质量则在不同时期于经济增长而言并不总是其格兰杰原因（除中期外，短期和长期均是经济增长的格兰杰原因）。这是因为：（1）在短期（1年以内），LnSAGDP在10%的置信水平上可以拒绝LnFDI不是其格兰杰原因的原假设，证明LnFDI是LnSAGDP的格兰杰原因，即金融发展质量变化是引起经济增长变化的格兰杰原因；（2）在中长期（2～3年），LnSAGDP无法拒绝LnFDI不是其格兰杰原因的原假设，无法证明LnFDI是LnSAGDP的格兰杰原因，即金融发展质量的变化不是引起经济增长的格兰杰原因；（3）在长期（3年及以上），LnSAGDP分别在10%和5%的置信水平上可以拒绝LnFDI不是其格兰杰原因的原假设，证明LnFDI是LnSAGDP的格兰杰原因，即金融发展质量变化是引起经济增长变化的格兰杰原因；（4）不论是短期、中期还是长期，LnFDIP均能够拒绝LnSAGDP不是其格兰杰原因的原假设，因此可以证明LnSAGDP是LnFDI的格兰杰原因，即经济增长始终是金融发展质量变化的格兰杰原因。

表3 Granger因果检验表

新疆金融业发展落后导致金融发展质量与经济增长之间存在着一定时滞，短期和长期二者互为因果，中长期经济增长是金融发展质量的格兰杰单向原因。说明经济增长始终是金融发展的基础，并产生了对金融服务的更多需求，促使金融业不断发展，金融发展质量不断提升，而金融发展的供给并不总能作用于经济，二者的关系较为符合“需求追随”理论。具体作用机制如下：在短期，金融发展质量的提升能够很好地影响经济的增长，表明金融发展质量的提升会在资金的有效配置方面起显著的作用；在中长期，经过一定时期的发展后，金融对于经济增长的支持则变得乏力，在统计意义上影响效果不显著，变为经济增长的非格兰杰原因，说明金融发展质量的提升在资金资源的中长期配置方面并不能直接对经济增长产生显著影响，同时也说明了二者之间存在不协调性；在长期，这种支持效果逐渐显现并愈发明显，说明随着金融发展质量的提升，前期对于其调整的效果逐渐显现，资金资源配置的能力不断增强，同时很大程度上在经济增长的过程中成为中坚力量。

（三）脉冲响应和方差分解分析

1.脉冲响应分析。运用Stata14.0统计软件得到金融发展质量指数和经济增长指数冲击的响应轨迹，并进行变量的脉冲响应分析，结果如图1所示。

图1 脉冲响应图

图1中响应图A、B给出的分别是金融发展质量对其自身和经济增长的冲击响应。由图1可知：（1）金融发展的质量对自身冲击具有正向冲击响应，这种作用随时间的推移逐渐减弱，最终在第七期逐渐趋于稳定；（2）金融发展质量对于经济增长具有正向冲击响应，并且这种作用逐渐增强，但效果并不明显，冲击响应较为平缓，最终在第五期之后趋于平稳。以上两点说明了金融发展质量的变动对其自身和经济都有正向刺激作用。随着金融系统的日益完善，其自身带来的正向冲击会被渐渐分散，而对于经济系统的冲击则会渐渐被扩大，这也从另一个侧面说明了金融在经济当中的影响力日益增强。

图中响应图C、D分别给出的是经济增长对其自身和金融发展质量的冲击响应。由图可知：（1）经济增长对于金融发展质量具有正向冲击效应，这种响应作用不断增强，并于第六期趋于0.5这一定值；（2）经济增长对于其自身冲击具有正向冲击响应，这种作用有略微的减弱但幅度不大，并且于第三期开始趋于平稳。上述两点说明经济增长的变动对其自身和金融都有正向支撑作用。其中，经济增长一个标准差大小的冲击会对金融发展造成0.5单位的变化程度并且保持这一定值水平，说明经济增长对金融的发展具有持续且明显的促进作用。相比较于金融发展质量对于二者的影响，经济增长的冲击效应更加明显。

通过响应图B和响应图C可以明显看出，同样在一个标准差大小的冲击下，经济增长对于金融发展质量的冲击明显大于金融发展质量对于经济增长的影响，说明了经济增长的冲击对金融发展质量的影响更加显著。

2.方差分解分析。将解释变量和被解释变量进行方差分解得到第1～5期、第10期和第15期的方差分解结果，如表4所示。

表4 方差分解结果

由表4可以得出：经济增长和金融发展对于各自变动的承载力度（解释力度）较强，维持在80%左右，对于互相之间变动的承载力度（解释力度）较弱，维持在20%左右。其中金融发展对于经济增长变动的解释力度不断增强，金融发展的作用越发显著。具体分析如下：（1）经济增长和金融发展质量主要受到自身的影响，分别承载了各自影响的77.72%和79.79%，并且在长期二者对于冲击的解释力度基本趋于一致；（2）金融发展对于经济增长变动的承载力度（解释力度）较小但始终不断增长，在第2期为1.59%，到第15期时达到22.27%；（3）经济增长对于金融发展质量变动的承载力度（解释力度）数值呈现“U”形特征，但始终维持在20%左右。可以看出，在第一期时经济增长对于金融发展质量的解释力度为21.63%，但在第5期下降为17.71%，而在第15期又增长为20.21%。

五、结论与建议

（一）主要结论

本文结合1984－2015年新疆金融发展质量和经济增长的数据，构建了金融发展质量指数这一指标，运用协整检验、格兰杰因果检验、脉冲响应和方差分解分析，对新疆的金融发展质量提升和经济增长的关系进行了实证探究。与已有的研究不同，文中对金融发展的测度做了相应的改进，同时结合金融规模（量）和金融效率（质）并构造金融发展质量指数，更加科学地衡量了金融发展的状况，最终得出如下结论：

1.新疆金融发展质量与人均实际GDP之间存在显著的长期协整关系，金融发展质量的提升对于经济增长具有正向推动作用。从协整检验结果来看，金融发展质量每变动1%，经济增长变动1.7383%。

2.从格兰杰因果检验来看，新疆金融发展质量与经济增长的关系符合“需求追随”理论。经济增长对于金融的发展始终起到支撑作用，而金融发展质量对于经济增长的促进存在时滞性。这是因为新疆金融体系的不完善、基础薄弱导致其对于资金配置效率低下，从而使得对于经济发展的促进产生了时滞现象。

3.从金融发展质量和经济增长对各自变动的反映效果来看，二者对其自身的正向刺激作用大于对彼此的正向刺激作用。方差分解分析显示，金融发展质量和经济增长对于各自变动的承载力度（解释力度80%）大于对互相之间变动的承载力度（解释力度20%左右），表明金融发展对于经济增长变动的解释力度不断增强，金融在经济发展过程中的地位不断上升。

4.从金融发展质量和经济增长对相互变动的反映效果来看，经济增长的冲击对金融发展质量的影响更加显著；金融发展质量对于经济增长变动的解释力度不断增强。说明经济发展是金融发展的坚实基础，同时金融发展在经济发展过程中地位愈发重要。

（二）政策建议

为促进新疆金融发展质量与经济增长的协调发展，提出以下三点建议：

1.提高金融资源配置效率，充分发挥金融发展质量提升对经济增长的强力助推作用。新疆应抢抓丝绸之路经济带核心区建设机遇，灵活运用信贷政策和产业政策，加强对“三去一降一补”的支持力度，逐步发挥出金融业对经济增长的带动作用，形成金融与经济之间协调发展的良性互动机制。从金融资源配置的速率而言，要合理利用互联网平台便利性完善信贷需求的有效对接，切实解决信息不对称矛盾，促进信贷资源优化配置；从金融资源配置的有效性而言，要准确把握国家政策，引导社会资金和民间资本积极流向具备资源优势、区域经济特色、经营稳健等特征的优质企业，以达到金融资源配置最优，经济效益最大的目的，间接调整经济结构，实现经济发展方式的转变。

2.推进金融产品创新，深化金融标准化战略，促进金融产品和金融服务“脱虚向实”。随着丝绸之路经济带核心区金融服务中心建设提速，国内外金融机构将加快布局新疆，加速资金流通。因此新疆的金融机构应当加快金融产品创新步伐，丰富资本市场产品，深化金融标准化战略，提升金融服务能力，更好地服务于实体经济。对于金融产品创新而言，一是加快金融机构对金融工具的创新，不断完善金融期货，金融期权等金融衍生工具产品市场；二是金融机构在对中小企业的支持上，要从有形资产向虚拟资产转变，尤其是对于一些高新技术的中小企业，要从一般的金融产品向技术含量高的金融产品转变。对于提升金融服务而言，一是建立金融科技创新管理机制，明确创新管理准则、目标和流程，制定创新验证与风险评估规程，引导金融科技创新正确应用；二是建立健全系统重要性金融机构和金融控股公司的监管标准，金融基础设施建设、运营和管理标准，金融资产管理产品等跨市场交叉性金融产品标准。

3.加大金融业监管力度，积极防控金融风险，促进金融系统稳定运转。互联网支付、网络借贷、股权众筹融资和网络金融产品销售等新兴金融业态快速发展，高杠杆率、债务违约、互联网金融等风险有所积累，需对银行信贷资产质量、金融稳定等方面重点关注。因此，首先建立涵盖金融产品与服务、金融基础设施、金融统计、金融监管与风险防控的新型金融业标准体系，加强金融运行监测和风险分析；其次建立并完善银行间市场风险协调机制，加强债券兑付风险预警与防控管理；最后把握好支持实体经济和防范金融风险的平衡点，形成逆周期监管的风险控制模式，重点加大对系统性风险的监测和控制，保障金融系统稳定运转。