关于陕西省银行业发展和经济增长关系实证

【摘 要】 本文考察了1995-2012年陕西省银行业发展与经济增长的关系。在对数据进行单位根检验的基础上，利用OLS的回归策略分析发现，陕西省银行业发展显著推动了经济增长；并利用协整理论和Granger因果关系检验做了进一步研究。结果发现，1953-2012年间，陕西省银行业发展与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系；在不同时期，银行业发展对陕西省经济增长呈现出较为明显的单向因果关系，而陕西省经济增长对银行业发展的因果关系并不明显。
【关键词】 银行业；经济增长；协整；误差修正模型；Granger因果检验

一、理由提出

经济和金融，一直是广大学者们高度关注的课题，两者之前的相互关系更是被学者们运用各种策略来证明。在当前经济转型时期，如何调整经济使得金融体系更好更快的发展，如何发展金融以更好地为经济怎么写作，对于实现保增长、扩内需、调结构的战略任务至关重要。作为经济发展的西部重镇，银行业发展对陕西整体经济的发展起着至关重要的作用，如何协调经济增长和银行业发展就非常重要尤。当前已有部分文献对银行业与经济增长的关系进行了探讨，季仙华等采用多元VAR 分析策略，对我国经济增长与银行效率关系进行了实证分析，结果发现，我国银行效率对经济增长影响显著，并且银行效率与经济增长之间存在双向互动关系[1]。姜瑞等运用VECM模型对中国12家上市银行及同时期美国商业银行的利润增长对经济发展的影响进行了实证研究，结果表明美国的银行利润增长显著推动了经济发展。相比之下，中国银行利润增长对经济发展的长期影响并不显著[2]。阳小晓等证实了银行发展和我国经济增长两者之间的因果关系。结果表明我国实际部门对银行部门的外部效应大于银行部门对实际部门的外部效应[3]。但关于地方银行业发展与经济增长的关系研究尚很少涉及，尤其是对陕西省银行业发展与经济增长关系的研究还是一个空白。因此，本文拟对陕西省银行业发展与经济增长的关系进行探讨，以期为地方银行业发展与经济增长协调发展提供理论参考。

二、实证数据的选择和策略介绍

本文拟借助计量经济学的有关策略，分别以陕西省经济总产值和城乡居民年末储蓄存款余额来作为陕西省经济增长（GDP）和银行业发展（BI）的衡量指标，并对数据进行了对数化处理。研究时间段为1995-2012年，所有数据均来源于《陕西统计年鉴》，为了得到稳健可靠的研究结论，本文采用了单位根检验、协整检验、误差修正模型及因果检验等策略来考察陕西省银行业发展与经济增长的关系。主要研究策略如下：

1、协整理论

由于多数变量的时间序列本身是非平稳的，往往都是一个I（1）的过程，但其一阶差分是平稳的，因此可对协整关系做如下定义：如果存在某个线性组合是I（0）且具有零均值，而Xt，Yt皆为I（1）。可以认为Xt，Yt是协整的，（a，b）称为协整向量。协整的经济作用在于：虽然两个经济变量各自具有长期波动规律，但是如果它们存在协整关系，则它们之间就存在一个长期稳定的均衡关系。

2、Granger因果关系检验

著名计量经济学家Granger在1969年提出Granger因果关系检验[4]。它是基于系统的向量自回归（VAR）来定义的，该策略需要估计以下两个回归模型：
（1）
（2）
如果接受：，就说明不是的Granger因，反之则称是的Granger因；如果接受：，这说明Yt不是Xt的Granger因，反之则称
是的Granger因。
（3）
上式中，RSSUR和RSSR分别表示在H1或H0下的无约束回归残差平方和及受约束回归残差平方和，表示无约束回归中的回归因子个数，表示线性约束个数，表示样本个数。若计算出来值小于给定临界值，就接受原检测设，说明因果关系不存在，反之则拒绝原检测设，说明因果关系存在。

三、实证数据的选择和策略介绍

为了客观反映陕西省经济增长和银行业发展的关系，本文考虑将二者作为一个研究系统进行检验，相关事实表明：1995-2012年陕西省经济增长和银行业发展都表现出了一种强劲的增长趋势（见图1），为了判断二者之间的关系究竟是由于趋势的出现而产生的谬误回归还是真实的，就需要如何克服变量的非平稳性理由。本文在对变量进行回归的基础上，利用以均衡分析为背景的协整理论和Granger因果关系检验来对非平稳变量进行研究。
图1 1995-2012年陕西省银行业发展和经济增长变化趋势

1、单位根检验和模拟

在对银行业发展和经济增长关系检验前，首先证明这些变量的平稳性，采用ADF和PP检验法（Dikey & Fuller， 1981[5]； Phillips & Perron ， 1988[6]）对二者进行单位根检验，以期减小犯取伪错误的可能性。表1是经济增长和银行业发展变量的单位根检验结果，由表1可知，PP和ADF检验的结论一致，说明在给定的显著性水平下，经济增长和银行业发展都是平稳的时间序列，因此就可以对二者进行OLS估计。
表1 变量的单位根检验
变量ADF检验值P陕西省银行业发展与经济增长关系的实证由优秀论文网站www.udooo.com提供,助您写好论文.值PP检验值P值结论
LNGDP0.2300.8910.2340.889非平稳
DLNGDP

4.872*0.087872*0.087平稳

LNBI

1.1750.5561750.556非平稳

DLNBI7.876**0.0192

1.558***0.000平稳

注： ***、**、*分别表示在1%、5%和10%显著水平下通过检验。
以陕西省历年GDP增长作为因变量，将银行业发展作为自变量，其回归结果如下：LNGDP=0.026+

1.021LNEI （4）

t： （0.118） （3

6.836）

p： （0.906） （0.000）
R2=0.988 R2=0.987 DW=0.455 F=135

6.942

上述回归结果表明， LNBI的t检验显著通过，F检验显著通过，R2=0.988表明模型拟合较较好，但DW=0.455值较小，表明模型可能存在序列自相关。本文进一步经偏相关系数检验发现，上式存在一阶自相关现象。因此，为了得出更为可靠的研究结论，必须对模型进行重新修正以消除序列自相关理由，这里引入了引入变量AR（1）和AR（2），模型修正结果如下：
（5）
t： （-0.767） （18.013） （

2.893） （-0.876）

p： （0.457） （0.000） （0.013） （0.398）
R2=0.995 R2=0.994 DW=

1.784 F=974.492

上式中，R2=0.995说明模型具有较好的拟合优度，具体拟合情况见图2，可知模型具有较好的拟合优度，解释力度较强。LNBI系数也显著通过t检验，相比模型（4），F检验更为显著，且DW=

1.784表明模型已不存在自相关现象。

图2 模型拟合情况图
模型（5）表示的经济作用在于：当陕西省银行业发展水平每上升一个百分点时，经济增长将会上升1.6个百分点，由此可知，陕西省银行业发展对经济增长具有较高的贡献率。从上述回归结果不难得出，陕西省银行业发展对经济增长有着明显的推动作用。

2、协整分析与误差修正模型

为了更深入研究陕西省银行业发展与GDP增长之间的长短期关系，本文将进一步利用协整理论和Granger因果关系理论来做更为深入的研究。这里采用Johansen协整检验[7]来检验二者之间的长期稳定关系是否存在。对1995-2012年陕西省LNGDP和LNBI关系进行协整检验情况如表2所示。
表2 Johansen协整检验结果
特征值似然比5%的临界值原检测设备择检测设
0.599254 14.63083 1

1.22480R=0R=1

0.176523

3.107517 4.129906 R=2

表中R表示协整向量的个数，似然比检验表明，似然比 14.63083>11.22480，3.107517<4.129906，通过5%的显著性水平检验，接受R=1，拒绝R=0，说明二者之间有一个协整关系存在。经过标准化的协整向量（LNGDP，LNBI）为（1.000000、-1.112071），于是，陕西省银行业发展与经济增长的长期均衡方程为：
LNGDP=

1.112071LNBI （6）

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进一步可以建立如下误差修正模型，该模型可以充分揭示陕西省银行业发展变化的短期波动向长期均衡调整状况，模型可表示如下：
（7）
以上分析结果表明：
（1）在1995-2012年间，陕西省银行业发展和经济增长之间存在长期动态均衡关系。
（2）在短期内，GDP的变动受到自身和银行业发展的变动因素的影响。其中，滞后1年的经济增长变量和的银行业发展对GDP的变动影响显著；其他滞后期的银行业发展和GDP对当期GDP的变动作用较小。
（3）EC是误差修正项，该项系数反映了误差修正模型自身修正偏离均衡误差的作用机制。当修正系数为1时，经济增长和陕西省银行业的当年均衡误差在下一年就可调整到均衡状态。此模型中的系数仅为-0.4597，说明GDP的增长变动受到多种因素的影响，GDP增长和银行业发展之间的均衡关系对当期非均衡误差调整的自身修正能力不是很强。

3、Granger因果关系检验

采用Granger的因果关系检验策略，我们对陕西省银行业发展与经济增长的关系进行了检验，具体结果见表3。由表3可知，在滞后期内，陕西省银行业发展与GDP增长之间存在明显的单向因果关系，即说明银行业发展是GDP变化的理由；而在滞后期内GDP增长与银行业发展因果关系并不明显。
表3 Granger因果性检验
滞后长度m=nGranger因果性F值P值结论

1 LNBI→LNGDP1.162820.2991接受

LNGDP→LNBI2.675040.1242接受

2 LNBI→LNGDP3.754370.0572拒绝

LNGDP→LNBI0.306370.7422接受

3 LNBI→LNGDP7.948720.0088拒绝

LNGDP→LNBI0.028550.9930接受

4 LNBI→LNGDP7.761120.0226拒绝

LNGDP→LNBI0.076440.9863接受

四、主要研究结论

通过全文分析可以得出如下结论，陕西省银行业发展与经济增长之间关系密切，在1995-2012年期间，陕西省银行业发展对经济增长贡献率较高，其对陕西经济增长的推动作用非常明显，尽管银行业发展和经济增长各自的增长并不稳定，但陕西省银行业发展与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系；银行业发展时陕西省经济增长之的Granger理由，二者之间的双向因果关系并未显现。因此，政府应继续大力推进银行业发展，提升金融业发展对经济增长的驱动力，进一步推动陕西经济的又好又快发展。
【参考文献】
[1] 季仙华，齐兰.银行效率与经济增长关系实证研究[J].财经大学学报，2013（2）31-34.
[2] 姜瑞，刘雪娇.银行利润对经济增长影响的实证分析—基于中美两国数据的对比[J].国际贸易理由，2012（5）43-52.
[3] 阳小晓，包群，赖明勇.银行发展与经济增长：基于动态两部门模型研究[J].财经研究，2004（11）42-51.
[4] Granger，C.Investigating Causal Relations by Economic Models and Cross Spectral Method.. Econometrica ，1969，3

7.424–438.

[5] Dichey.D.A，Fuller.W.A.Likehood：ratio statistics for autoregressive time series with a unit root[J]. Econometrica.198

1.49 ：1057–1072.

[6] Philips.P.C，Perron P.Testing aunit root in time series regression[J ].Biometrika.1988，75：335–346.
[7] Johansen，S.Statistical analysis of cointegration vectors.Journal of Economic Dynamics and Control，1988，1

2.23

1.254.

【作者简介】 何 莉（1971-）女，经济师，主要研究银行业发展.