基于山東省商業(yè)銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究.doc

基于山東省商業(yè)銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究內(nèi)容摘要：本文從對銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長理論進(jìn)行分析入手，選用山東省1984-2008年數(shù)據(jù)，利用協(xié)整分析，找出銀行規(guī)模、效率與山東省經(jīng)濟(jì)的長期均衡關(guān)系，建立誤差修正模型。最后給出結(jié)論分析并提出建議。關(guān)鍵詞：商業(yè)銀行 經(jīng)濟(jì)增長 協(xié)整分析1、 引言自從次貸危機(jī)蔓延全球演變?yōu)榻?jīng)濟(jì)危機(jī)以來，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究逐漸成為理論界關(guān)注的焦點。對于我國典型以銀行為代表間接金融主導(dǎo)的國家而言，銀行業(yè)的發(fā)展對于經(jīng)濟(jì)增長具有至關(guān)重要的意義。當(dāng)前理論界對我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的論述可謂汗牛充棟，但是單獨對我國銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究卻少之又少。因此，研究銀行業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系顯得至關(guān)重要。而山東作為我國東部沿海經(jīng)濟(jì)規(guī)模、發(fā)展速度和內(nèi)在質(zhì)量都位居前列的經(jīng)濟(jì)大省,銀行業(yè)的發(fā)展是一個相對弱勢的產(chǎn)業(yè),同其他經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份相比還有一定距離,與山東經(jīng)濟(jì)大省的地位不相稱,銀行業(yè)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中發(fā)揮著融資主渠道的作用,而且山東要實現(xiàn)由經(jīng)濟(jì)大省向經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省的跨越，因此，文在前人研究的基礎(chǔ)上結(jié)合國內(nèi)外銀行業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制并加以分析和總結(jié)，研究了山東省銀行業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，強(qiáng)調(diào)了做大做強(qiáng)銀行業(yè)的重要性，突出了做大做強(qiáng)銀行業(yè)具有重大現(xiàn)實意義。2、 理論分析根據(jù)凱恩斯的國民經(jīng)濟(jì)決定理論，消費(fèi)、投資和凈出口是拉動經(jīng)濟(jì)增長的三大引擎。許多國內(nèi)外學(xué)者對居民各類消費(fèi)、投資、凈出口以及技術(shù)創(chuàng)新等增長因素對經(jīng)濟(jì)增長的影響進(jìn)行了實證和理論的研究，獲得了較大的成效。但是我們看到，目前經(jīng)濟(jì)增長理論重心并非放在金融方面，而是致力于增長因素的討論，如知識、高新技術(shù)，以及人力資本等對增長影響的闡述，然而要使得這些因素在經(jīng)濟(jì)中得以有效釋放，金融的作用是不可忽視的。如果弱化金融因素，拉大了與現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)之間的距離，就缺乏對增長復(fù)雜性的一個全面綜合的有機(jī)認(rèn)識。因此，除了從增長因素外，在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的過程中，還應(yīng)從金融的角度來考慮經(jīng)濟(jì)增長的原因和機(jī)制。（1） 銀行業(yè)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)的影響(1) 從金融體系的功能上來看。金融體系通過直接融資和間接融資，實現(xiàn)資金在不同經(jīng)濟(jì)單位之間的融通，以及同一單位的資金在不同時點上的重新配置，可提高資金的借出者和借入者的效用，促使資金流向效率更高的部門。貨幣資金作為一般的等價物，可購買各種生產(chǎn)要素，有利于資源在全社會范圍內(nèi)的有效配置，實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)高效有序的運(yùn)行。重要的是，個體資金較分散，任一個體都無法進(jìn)行得的投資。通過資金融通，這些分散的資金可快速集中以投資盈利較高的大項目，達(dá)到規(guī)模效應(yīng)，同時在某些情況下具有較大的溢出效應(yīng)，可以帶動其他部門或行業(yè)的經(jīng)濟(jì)增長。隨著金融業(yè)的高速發(fā)展，各種金融工具的廣泛使用以及金融資產(chǎn)在居民財產(chǎn)中所占比例的提高，金融體系在整個社會生產(chǎn)各個環(huán)節(jié)都扮演著不可或缺的地位，一國金融體系的發(fā)展水平的高低與國民經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行和普通居民的日常生活息息相關(guān)。就我國直接融資不是很發(fā)達(dá)，間接融資仍占主導(dǎo)地位的狀況而言，金融中介機(jī)構(gòu)在整個金融體系中起著主導(dǎo)作用，銀行業(yè)作為最重要的金融中介，其發(fā)展的規(guī)模和水平必然對經(jīng)濟(jì)的增長有重大的影響。(2) 從經(jīng)濟(jì)增長與發(fā)展來看。根據(jù)哈羅德多馬、“內(nèi)生增長理論”，以及其他一些經(jīng)濟(jì)增長理論都認(rèn)為資本的增加有助于產(chǎn)生高的增長率，可見資本在經(jīng)濟(jì)增長中起著重要的作用。而銀行體系可以實現(xiàn)資金融通并且為居民提供了儲蓄的渠道，有利于資本的積累與增加。根據(jù)以上分析可以看出金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用:(1)在全社會各個部門之間實現(xiàn)資金融通;(2)為社會生產(chǎn)各個環(huán)節(jié)提供資金保障;(3)聚集資金，支持國民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。（2） 經(jīng)濟(jì)增長對銀行業(yè)發(fā)展發(fā)的影響。隨著市場經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，收入水平的提高及整個社會的生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，要求有較強(qiáng)的金融體系為經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供多種便捷快速的融資渠道以保證國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展的資金需求，在我國直接融資市場不太發(fā)達(dá)的情況下，銀行是企業(yè)及個人最重要的融資渠道，經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展帶來的融資需求的增加促進(jìn)商業(yè)銀行經(jīng)營規(guī)模的擴(kuò)大、經(jīng)營水平，以及應(yīng)對風(fēng)險能力的提高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級與轉(zhuǎn)變使得經(jīng)濟(jì)的復(fù)雜程度提高，聯(lián)系日趨密切密切，風(fēng)險類型增多，對金融產(chǎn)品和服務(wù)的需求增加，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和調(diào)整成為刺激商業(yè)貸款需求的主要原動力。3、 實證研究（1） 指標(biāo)選取及說明通過以上的分析可知，銀行業(yè)無論是在金融融資還是提供資金保障等方面促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，無異于就是吸收存款和發(fā)放貸款。本文按照王志強(qiáng)、孫剛的思想,用存款與貸款的比值來衡量銀行將存款轉(zhuǎn)化為貸款的效率,設(shè)計了山東金融機(jī)構(gòu)年末存款余額除以年末貸款余額代表山東省銀行業(yè)發(fā)展的效率和規(guī)模。本文選取山東19842008年間的數(shù)據(jù)作為實證數(shù)據(jù),用山東省GDP來衡量山東經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平,衡量銀行效率的存款與貸款的比率用E來比表示,利用Eview6.0對上述變量進(jìn)行計量分析(數(shù)據(jù)均來源于山東統(tǒng)計年鑒2009（見表1）。表 1 山東省GDP和銀行業(yè)的發(fā)展數(shù)據(jù)表年份山東GDP（億元）貸款余額（萬元）存款余額（萬元）E1984581.56366677023334850.636387065461985680.46446489327881510.624460877341986742.05554943835158240.633545955461987892.29667842547022460.7040950523519881117.66803135159134220.7362923124619891293.94941340672465670.769813497919901511.191166788093405750.8005374583919911810.5414280093116362500.8148581385319922196.5317205544144827030.8417462999119932770.3720791075181662600.8737528001819943844.525204369252253371.000831919319954953.3531289040342438431.094435719319965883.836802427429384111.166727699819976537.0744567197496984891.115136071919987021.3551067900575547821.127024647619997493.8456798630656299341.155484454520008337.4762090468747119871.203276274220019195.0470176588850172941.2114765967200210275.5853659911024777061.2004511961200312078.151046711081243823601.1883160729200415021.841178282791451427811.231816184200518516.871338174631710351481.2781227813200622077.361570960141963398781.249808146200725965.91175451465.99220722430.341.258025569200831072.06200539103.7269301808.551.3428892599注：數(shù)據(jù)來源為山東統(tǒng)計年鑒2009（2） 實證分析1、 樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗在進(jìn)行時間序列分析時,傳統(tǒng)上要求所用的時間序列必須是平穩(wěn)的,否則將會產(chǎn)生偽回歸。但是,在現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)中的時間序列通常是非平穩(wěn)的,因為各類經(jīng)濟(jì)變量一般都隨經(jīng)濟(jì)增長而產(chǎn)生周期性變化。如果直接采用最小二乘法進(jìn)行回歸分析,即使兩個變量之間不存在相關(guān)性,也有可能得到一個很高的擬和優(yōu)度,這就是所謂的謬誤回歸現(xiàn)象。為了使回歸得到的方程更有意義,可以通過差分得到平穩(wěn)化的序列,然后再進(jìn)行回歸。然而這樣做只反映了變量之間的相對變化,更適合描述所研究經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之間的短期狀態(tài)或非均衡狀態(tài),容易丟失數(shù)據(jù)及有價值的長期信息。因此,我們采用協(xié)整檢驗來解決這一問題。進(jìn)行協(xié)整檢驗的前提是時間序列必須是同階單整的。如果一個非平穩(wěn)的時間序列經(jīng)過n次差分后,變?yōu)槠椒€(wěn)序列,那么我們就稱該序列是n階單整的。為避免出現(xiàn)異方差,對GDP取其對數(shù)形式LNGDP進(jìn)入計量模型，通過ADF檢驗對LNGDP、E兩個變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗,可以得到以下結(jié)果（見表2）。表 2 變量平穩(wěn)性的檢驗LNGDP的平穩(wěn)性檢驗Null Hypothesis: LNGDP has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic2.1288600.9894Test critical values:1% level-2.6742905% level-1.95720410% level-1.608175Null Hypothesis: D(LNGDP) has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0.4562900.5056Test critical values:1% level-2.6742905% level-1.95720410% level-1.608175Null Hypothesis: D(LNGDP,2) has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-4.2094310.0002Test critical values:1% level-2.6742905% level-1.95720410% level-1.608175E 的平穩(wěn)性檢驗Null Hypothesis: E has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic3.1739560.9991Test critical values:1% level-2.6648535% level-1.95568110% level-1.608793Null Hypothesis: D(E) has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-2.3514840.0211Test critical values:1% level-2.6693595% level-1.95640610% level-1.608495Null Hypothesis: D(E,2) has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 2 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.4118660.0000Test critical values:1% level-2.6857185% level-1.95907110% level-1.607456從表2可以看出,原來兩個時間序列都是非平穩(wěn)的，但經(jīng)過二次差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列,也就是說它們都是二階單整的,滿足協(xié)整檢驗的前提。2、 Granger因果檢驗這里我們采用Granger因果檢驗對上述銀行規(guī)模、銀行效率與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗,其結(jié)果如表3所示：表 3 變量E與LNGDP之間的因果分析Sample: 1984 2008Lags: 2Null Hypothesis:ObsF-StatisticProb.E does not Granger Cause LNGDP234.028620.0358LNGDP does not Granger Cause E 4.092940.0343經(jīng)檢驗可知，反映銀行規(guī)模和效率的E與經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)LNGDP存在單向的Granger因果關(guān)系。即E 是LNGDP的Grange原因，但LNGDP不是E的Grange原因。3、 協(xié)整檢驗單位根檢驗表明,山東省LNGDP和存款與貸款比率E據(jù)都是二階單整的,它們之間應(yīng)存在一個平穩(wěn)的線性組合,即LNGDP、E之間應(yīng)該具有長期穩(wěn)定關(guān)系。根據(jù)最小二乘法,可以定量確定LNGDP、E兩者之間的方程。LNGDP3.295.05E t(24.75)(15.56) R20.964 D.W.0.54經(jīng)過檢驗發(fā)現(xiàn)有殘關(guān)項有較強(qiáng)的一階自相關(guān)性(如表所示)。Sample: 1984 2008Included observations: 25AutocorrelationPartial CorrelationACPACQ-StatProb. |* |. |* |10.6920.69213.4840.000. |*. |*| . |20.299-0.34716.1050.000. |* . |. |* . |30.1000.13416.4110.001. |* . |. | . |40.0770.06116.6020.002. | . |.*| . |5-0.016-0.24816.6110.005. *| . |. *| . |6-0.189-0.13117.8810.007.*| . |. *| . |7-0.343-0.15522.2830.002*| . |. | . |8-0.368-0.05627.6470.001.*| . |. *| . |9-0.317-0.07331.8830.000.*| . |.*| . |10-0.328-0.21836.7130.000.*| . |. | . |11-0.3120.04441.4020.000. *| . |. | . |12-0.1810.06643.0960.000經(jīng)過一階差分后，殘差變得平穩(wěn)（如表5所示）。Null Hypothesis: D(RESID) has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 0 (Automatic based on SIC, MAXLAG=5)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-4.1465810.0002Test critical values:1% level-2.6693595% level-1.95640610% level-1.608495考慮加入適當(dāng)?shù)臏箜?，得LNGDP與E的分布滯后模型 （1） t(2.91)(75.13)(-4.32) R20.998 D.W.1.12 LM(1)0.045 LM(2)0.122由于沒有常數(shù)項，故D.W.失效，查看LM統(tǒng)計量檢驗可知，自相關(guān)性消除，初步認(rèn)為LNGDP與E之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，即存在協(xié)整關(guān)系。4、 建立誤差修正模型令=，即將上式的殘差序列作為誤差修正項，建立下面的誤差修正模型：估計得到：（2） t(11.16)(2.31)(3.54) R20.515 D.W.1.46 LM(1)0.065 LM(2)0.0645、 結(jié)論分析方程（1）長期均衡方程的擬合優(yōu)度高達(dá)0.998，說明該方程有很強(qiáng)的可靠性。通過該方程我們可以看到，山東省GDP受存款與貸款比率E，上一年的GDP和存款與貸款比率的影響。存款與貸款比率E每增加一個單位,經(jīng)濟(jì)增加值大約以對數(shù)形式增長0.772億元，上一年的GDP對今年的GDP影響很大，受上一年的影響，若上一年GDP以對數(shù)形式增加一個單位，今年即可大約以對數(shù)形式增長1.05億元。但是，上一年的存款與貸款比率會對今年的GDP產(chǎn)生負(fù)面影響，主要可能是上一年的存款、貸款的增多會影響資金的流動性，從而影響今年的GDP。方程（2）表示的誤差修正模型中，差分項反映了短