中国金融发展与经济增长关系的区域差异——基于东部和西部面板数据的检验和分析.doc

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1、中国软科学 2006 年第 2 期 中国金融发展与经济增长关系的区域差异 基于东部和西部面板数据的检验和分析 冉光和 , 李 敬 , 熊德平 , 温 涛 ( 1. 重庆大学 贸易与行政学院 , 重庆 400030; 2. 扬州大学 经济学院 , 江苏 扬州 225009; 3. 西南大学 经济管理学院 , 重庆 400716) 摘 要 : 深化中国金融体制改革 , 必须厘清中国金融与经济的发展关系 。 本文基于中国东部和西部的省级数据 , 运用面板数据单位根检 验 、 协整检验与误差纠正模型 , 对东部和西 部金融发 展与经济增 长的长期 关系和短 期关 系进行了比较研究 。 结果显示 , 东

2、部和西部金融发展与经济 增长关系具 有明显差 异 : 西部 地区金融 发展与 经济 增长之间具有金融发展 引导 经济增长的单向长期因果关系 , 而无明显 的短期因 果关系 ; 东部地区 金融发展 与经 济增长之间具有明显的 双向长期因果关系和双向短期因果 关系 。 因此 , 在不同的 区域条件约 束下 , 金融发 展与 经济增长之间可能并无 稳定一致的关系 。 在此基础上 , 提出了中国金融体制改革的相 关政策建议 。 关键词 : 金融发展 ; 经济增长 ; 因果关系 ; 区 域差异 中图分类号 : F 123. 16 文献标识码 : A 文章编号 : 1002- 9753( 2006) 02

3、- 0102- 09 S tudy on the R eg iona l D ifference in R ela tion of F inancia l D evelopm en t w ith E conom ic G row th in Ch ina 1 B a sed on 1 the Panel D a ta 2 in E astern and W estern 3 RANG uang- he , L I Jing , X ION G D e- p ing , W EN T ao ( 1. Co llege of T rade and Adm inistration, Chongqi

4、ng U niver sity; Chongqing 400030, China; 2. Co llege of E conom ics, Yangzhou University, Yangzhou 225009, Ch ina; 3. School of Econom ics and M anagemen t Southw est Un ivers ity, Chongqing 400716, China) Abstrac t U sing the un it roo t tests, and w este rn prov ince reg iona l data, co integrati

5、on tests and error correction m ode ls in panel data and based on the eastern th is paper a i s to identify the long term and short term relations between the finan c ial deve lopm ent and econom ic g row th in eastern and w estern reg ion o f Ch ina. The emp irical resu lts show the obv ious d iffe

6、rence in easte rn and western reg ion o f Ch ina: There is a un id irectiona l long- term causa lity from financ ial deve lop m ent to grow th and no sho rt- te rm causa lity in w estern reg ion. H ow eve, a b i- d irec tiona l long- term relation and a bi - d irectiona l sho rt- term causa lity are

7、 founded in eastern reg ion. Som e po lic ies are put forwa rd to prom ote the coord ina tion developm ent o f econom y and finance in eastern and w este rn reg ion o f China. K ey word s: financ ia l developm ent econom ic g row th; causality relations; reg iona l difference 一 、 引言 自 20世纪 50年代以来 ,

8、大批经济学家对金融 与经济的关系进行了广泛研究。雷蒙德 W 戈 德史密斯 ( 1969)在 !金融结构与金融发展 中对金 融与经济的关系进行了深入研究 , 提出金融结 构 的变化形成金融发 展道路 , 而金融发 展道路是有 规 律 可 循 的 , 金 融 发 展 能 加 速 经 济 的 增 长 。 Edward S. Shaw 和 R. I. M ck innon( 1973) 提出并 论证了金融抑制对经济增长的阻碍作用和金融深 化与经济增长的关系 。 Stig litz( 1985) 、 G reenwood 收稿日期 : 2005- 09- 21 修回日期 : 2005- 12- 06 基

9、金项目 : 国家社会科学基金项目 ( 02B JY081 )和国家社会科学基金项目 ( 04CJY016) 作者简 介 : 冉光和 ( 1955- ), 男 , 重庆人 , 重庆大学贸易与行政学院党委书记兼常务副院长、教授、博士生导师。 102 1 1 2 3 1 2- 3 区域发展 中国金融发展与经济增长关系的区域差异 and Jovanovic( 1990)、 K ing 和 Levine ( 1993 ) 等 , 都 长的关系也可能表现出区域差异。 一致认 为金融 体系在 经济发 展中起 着关 键的 作 用 。 L ev ine( 1997) 认为信 息成本和交易成 本 的存在导致了金融

10、市场和金融中介 的出现 , 金 融 体系的功能在于动员储蓄、配置资源、实施公司控 制、润滑商品与服务等 , 通过这些渠道促进资本积 累和技术创新 , 从而实现 经济增长和经济发展 。 但是 , 从国外的文献来看 , 在金融发展与经济增长 关系的实证研究中却没有 得出一致的结 论。 Pat rick( 1966)实证分析了欠发达国家金融发展与 经 济发展的关系。其结 论是 , 在这 些国家经济发 展 的早期阶段 , 供给导向 ( supp ly - leading) 模式 ( 金 融机构和相关金融服务的供给领先 于需求 ) 居 于 主导地位 , 随着经济的发展 , 需求跟进 ( dem and-

11、 follow ing )模式 ( 经济主体在经济的增长中产生 对 金融服务的 需 求 ) 将逐渐居于主 导地位 。 K ing 和 L ev ine( 1993) 利用 IMF 提供的 80 个国家 1960 - 1989 年的数据 , 对金融中介与长期经济增长 之 间的关系进行了检验。其结论是 , 金融发展与 经 济增长、资本形成和经济效率之 间具有强的正 相 关关系 , 并且金融中介效率的提 高对经济增长 的 作 用 具 有 一 阶 滞 后 性 。 A tje and Jovanov ic ( 1993) 、 Levine and Zervos( 1996)的实证分析结果 是股票 市场发

12、 展对经 济增长 具有显 著的 正向 影 响 , 而 金 融 中 介 增 长 对 经 济 增 长 的 作 用 不 显 著 。 A restis and D em etriades( 1997) 运用时 间 序列资料 , 结合 Johansen 协整检验 , 对德国和美国 进行了比较研究。其结论是 , 在德国 , 以银行为主 的金融中介增长对经济增长具有 重要促进作用 ; 在美国 , 金融发展对经济增长的作用不显著 , 而真 实 GDP 对银行体系的发展和股票市场的发展具有 显著 的 促 进作 用 。 D arrat ( 1999) 、 D i itris K. Christopou los 和

13、 E fthym ios G. T sionas( 2004) 再次实 证分析了金融发展与经济发展的关 系 , 其结论 是 金融发展与经济发展在短期内没有 因果关系 , 而 在长期 内 有 金 融 促 进 经 济 发 展 的 单 向 因 果 关 系 。对上述文献进行分析比较发现 , 金融发 展与经济增长关系存在不一致的主要原因可能在 于实证样本国的选择上。由此我们推测 , 当经济、 金融体制等存在区域差异时 , 金 融发展 与经济 增 在国内 , 金 融发展问题也 是研究的 热点。谢 平 ( 1992)、易纲 ( 1996) 、赵志君 ( 2000)等对中国金 融资产结构进行了定性与定量分析

14、。江其务 ( 1998) 、樊纲等 ( 2000) 对金融发展与企业改革问 题进行了研究 。林毅 夫 ( 2003) 对金融发展 与农村经 济发展的 关系进行 了研究 。谈儒勇 ( 1999) 基于 1994- 1998 年数据对 中国金融发展 与经济增 长的相关 关系作了 实证研究 。张杰 ( 1995, 1998) 对中 国金融的结构与中国金融的成 长问题从制度变迁的角度进行了理论研究 。 冉光和 ( 2004)对金融产业可持续发展问题进行了 理论研究 , 提出金融与经济的可持续发展关系 。 而国内学 者对中 国区域 金融发 展的 研究还 不多 见。唐旭 ( 1995) 和贝多广 ( 19

15、95 ) 对于中国区域 间的资金配置 和流动进 行了研究 。张军洲 ( 1995) 和殷德生、肖顺喜 ( 2000) 对中国区域金融 发展状况和发 展战略进 行了研究 。刘仁伍 ( 2003) 对区域金融结构和金融发展进行了理论与 实证研究 。但在其实证分析中 , 不涉及区域金 融与经济的发展关系问题。周立 ( 2004)基于 1978 - 2000 年的数据对中国各地区金融发展与经济增 长进行了实证研究 。但其研究只分析了金融对 经济的作用 , 而没有研究经济对金融的作用 , 且没 有区分长期关系与 短期关系 , 因此 其分析是不完 全的。另外 , 由于周立 ( 2004) 所用时间序列较短

16、 , 这会影响分 析结果的可信 度。总体来说 , 当前对 中国区域金融 发展与经济增长的研究 还很不足。 而对中国区域金融发展与区域经济增长关系差异 的研究更是少见。 中国是一个具有典型 # 二元经济 特征的、地 区发展差距较大的发展中国家。根据 2004 年中国 统计年鉴 , 2003 年 , 东部地区城镇居民人均可支配 性收入 10837 元 , 最高的上海达 14867 元 , 而西部 平均为 7020 元 , 最低的为宁夏仅为 6200 元 ; 东部 地区农村居民家庭人均纯收入约 3800 元 , 最高的 上海高达 6654 元 , 而西部平均为 2010 元 , 最低的 为贵州仅为

17、1565 元。中国东、西部发展的这种差 异 , 为我们进行金融发展与经济增 长关系的区域 差异研究提 供了一个很好 的样本。另外 , 王小鲁 103 4- 6 7 8 6 9- 10 11 12- 13 14- 16 中国软科学 2006 年第 2 期 和樊纲 ( 2004) 、万广华 ( 2004) 的实证分析表 明 , 中 国地区资本投入差异是地区差距形成的重要贡献 因素 , 而资本投入又紧密地与区域金融发展 水平相关 。由此可推测 , 东、西部差距扩大的一 个可能的重要原因是东、西部金 融发展水平和 服 务水平上的差异。基于此 , 弄清东、西部区域金融 与经济的现实发展关系及其差异所 在

18、 , 对于中 国 协调可 持续发 展战略 的实施 具有重 要的 现实 意 义。 为了检验金融发展与经济增长关系的区域差 异是否存在以及存在的形式 , 本 文针对中国东 部 和西部 , 先分别进行金融发展与 经济增长关系 的 检验 , 然后进行比 较分析。由于 受统计资料的 制 约 , 在计量分析中仅用时间序列 资料不能满足 大 样本的要求 , 这样会降低实证分析结论的可信度。 本文运用面板数据来解决小样本的 问题 , 并结 合 面板数据单位根检验、协整检验 与误差纠正模 型 来增强数据的使用效率 , 从而使 实证结果更有 说 服力。论文后面的内 容安排如下 : 第二部分是 金 融发展与经济发展

19、关系的实证模型 和数据 , 并 介 绍面板数据单位根检验方法、协 整检验方法与 面 板数据误差纠正模型建立的方法 ; 第三部分给 出 实证结果 ; 第四部分是研究 结论与政策建议。 二 、 模型 、 数据与方法 (一 )实证模型及数据 在研究金 融发展与经济增长关系的文献中 , 所用实证模型都是大同小异。其不同之处主要体 现在金融发展与经济增长指标的选择以及控制变 量的选 取上。综合 K ing 和 Levine ( 1993) 、 D arrat ( 1999)、 D i itris K. Christopoulos 和 E fthym ios G. T sionas( 2004) 等人的实

20、证模型 , 结合中国的具 体 实际 , 建立以下实证模型 : Yit = Fit + Iit + Pit + !it ( 1) ( 1) 式中 Y 代表经济增长变量 , F 代表金融发 展变量 , I 和 P 为控制变量 , I 代表投资 , P 为通货 膨胀 , 反映政府行为。 t 和 i 分别代表时间和省别。 由于金融发展与经济增长关系还未 确定 , 所以 同 时建立以金融发展为应变量的模型 : Fit = Yit + Iit + Pit + !it ( 2) 在研究金 融发展与经济增长关系的文献中 , 104 经济增长变量大多采用真实 GDP 或其对数值。在 本研究中我们用真实 GDP

21、的对数值代表经济增长 变量 Y。反映金融发展的基本指标有金融相关率、 经济货币化 率、经济证 券化率等。由于数据收集 的困难 , 我们用各省国有及国有控 股银行贷款占 名义 GDP 的比率来代表各省的金融发展水平。各 省投资变量 ( I )用资本形成总额占名义 GDP 的比 率代替 , 各省通货膨胀变量 (P )用 GDP 缩减指数 减去 1 代替。根据国家统计局的统计口径 , 西部地 区包括重 庆市、四 川、贵州、云 南、广 西、西藏、新 疆、青海、甘肃、宁夏、陕西、内蒙古 12 省市区。由 于重庆市在 1997 年才成立 , 其统计资料不全 , 重庆 市和四川的资料合并处理 , 西藏的资料

22、也不全 , 所 以本研究中的西部包括除西藏外的 10 个省区。东 部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙 江、福建、山东、广东 10 个省市。根据资料的可得 性 , 我们将时间跨度定为 1978 年至 2002 年 , 1978 - 1998 年的数据来源于 !新中国五十年统计资料 汇编 ( 中国统计出版 社 1999 年版 ) , 1999 - 2002 年数据来源于 !中国统计年鉴 、 !中国金融年鉴 1999- 2003 年各期。 (二 ) 计量方法 在本项研究中 , 我们运用面板数据协整检验 来考 察金 融发 展 与 经济 增 长 的长 期 因 果关 系。 Eng le an

23、d G ranger ( 1987) 指出 , 变量间协整的前 提是各变量同阶单整。因此在进行面板数据协整 检验前首先要进行面板数据单位根检验。在存在 长期因果关系的条 件下 , 我们建立 面板数据误差 纠正模型进行短期因果关系的检验。 1. 面 板 数 据 单 位 根 检 验 L ev in and L in ( 1993) 建立的 LLC 法是对面板数据进行单位根检 验的早期版本 。 H arr is and T zavalis( 1999)证明 在时间跨度较小时 , LLC 法的检验能力较差。二人 对 LLC 法进行改进 , 并建立 H arris and T zava lis 检 验法

24、 。 Im、 Pesaran 和 Sh in 在 1997 年建 立 了 IPS 法 , 但 B re itung( 1999) 发 现 IPS 法对限定性 趋势的设定极为敏感 。 M addala and W u( 1999) 建立了 MW 法 , 该法的优点在于允 许在进行单个 ADF 检验 时可以 有不同 的时滞 。 2003 年 Im、 Pesaran 和 Sh in 在考虑异方差和残差自相关后 , 建 30 - 31 6 37 区域发展 中国金融发展与经济增长关系的区域差异 - 1 立了面板 数据单位根检验的W 检验 。为了 避 i = ( i1, i2, % ip i ) (, M

25、 - 1 Q i = IT - Q i (Q (iQ i ) Q (i, 免单一方法可能存在的缺陷 , 本研究选择 LLC 检 验、 H arris- T zavalis 检验和 W 检 验三种 方法来 进 M X i = IT - X i (X (iX i ) X (i, X i = ( Y i - 1, Q i ), 行面板数据单位根检验。 Q i = ( &T, #Y i - 1 , #Y i -2 , K, #Y i - p i ) ( 1) LLC 检验。对于截面维数为 N , 时间跨度 根据 tbarNT 值 , 可以构造 W 1 tbar ( p, )值 : 为 T 的面板数据

26、, 首先建立以下模型 : Y = Y + ! ( 3) W tbar ( p, ) = N tbarNT 1 - N N i= 1 (pi, 0) | i = 0 it i i, t- 1 it N i=1 (pi, 0) | i = 0 模型 ( 3)中 Y 代表被检验变量 , t 和 i 分别 代 T,N N( 0, 1) ( 11) 表时间和省别。然后对 ( 3)式运用 OLS 法进行回 归 , 得到回归系数 的估计值 。如果模型是固定 % 不同 T 和 p 下的 E tiT ( pi, 0) | i = 0 和 Var 效应面板模型 , 则 : ti ( pi, 0 ) | i = 0

27、 由 Im、 Pesaran 和 Shin 通 过 ) N T ( - 1) + 3 N &N ( 0, 51 / 5) ( 4) M onte C arlo 模拟得到 , 并建立查寻资料表 。 如果模型是固定效应并带有时间趋势的面板 2. 面板数据协整分析及长期因果关系检验 模型 , 则 : N T ( - 1) + 7. 5 &N ( 0, 2895 / 112) ( 5) 协整检验 是检验 变量间 长期均 衡关 系的常 用方 法。为了检验变量间的长 期因果关系 , 在此运用 Eng le and G ranger ( 1987) 提出的两步检验法 。 ( 2) H arris- T za

28、va lis 检验。同 LLC 检验一样 , 对 ( 3)式运用 OLS 法进行回归 , 得到回归系数 的 估计值 。如果模型是固定效应面板模型 , 则 : T + 1 5(T - 1) (T + 1) 如果模型是固定效应并带有时间趋势的面板 模型 , 则 : 2(T + 2) 112(T + 2) (T - 2) (7) ( 3) W 检验。首先建立 AD F ( pi )回归模型 : J= 1 模型 ( 8)中 i = 1, 2N , t = 1, 2T。对 N 个截 面个体分别按 ( 8)式进行单位根检验 , 并得到相应 的 t 检验值 , 然后对 N 个 t 值求平均 , 得到 tba

29、rN T值 : N i= 1 模型 ( 9)中 ti (p i, i ) = i i 在检验金融发展 ( F )是否是经济增长 ( Y )的长期 原因时 , 如 果经济增 长 ( Y )、金融 发展 ( F )、投资 ( I )、通货膨胀 (P )都是同阶单整 , 则对 ( 1)式运用 OLS 法进行回归 (在检验经济增长 是否是金融发 展的长期原因时 , 则对 ( 2)式运 用 OLS 法进行回 归 ) , 得到残差序列 E it, 并建立回归方程 : E it = iEi, t- 1 + i Iit + iP it + !it ( 12) 然后对 ( 12)式运用 OLS 法进行回归得到回

30、归 LLC 检验的 ( 4)式或 ( 5)式和 H arris- T zavalis 检验 的 ( 6)式或 ( 7)式进行检验。在得到残差序列 E it 后 , 同 样可以运用 W 检验。三种检验的实质是检 验残差序列的平稳性 , 如果 Eit是平稳的 , 说明长期 关系成立。 3. 面板数据误差纠正模型及短期因果关系的 检验 受数据资料 所限 , 在长期因 果关系的检验 中所用数据时间跨度不长 , 通过进行上述检验得到 的长 期关系会令人质 疑 ( D i itris K. Christopoulos 和 E fthym iosG. T sionas, 2004 ) 。为 了进 一步 增强

31、 % 面板模型有固定效应和随机效应两种 , 但在多数经济分析中都假定面板模型为固定效应。所以现有的面板 数据单位根检验 方法大 N E t Var t 38 2 3 3(17T - 20T + 17) N( - 1+ ) &N ( 0, ) ( 6) 2 15 15(193T - 728T + 1147) N(- 1+ ) &N ( 0, ) p #Y = + Y + #Y + ! ( 8) N 1 tbar = t (p , ) ( 9) T - p - 2( Y ( M #Y ) i ( 10) Y ( M Y ) ( #Y(M #Y ) 多只考虑固定效应面板模型。 % 资料表见 Jour

32、nal of E conom etrics 115( 2003)第 66 页。 105 中国软科学 2006 年第 2 期 检验结果的可信度 , 在长期因果 关系成立的条 件 下 , 我们有必要进 行短期因果关系 检验。同时 通 过短期因果关系检验 , 我们还可 以进一步增强 经 济增长和金融发展之间短期运行关系的认识。为 此建立以下面板数据误差纠正模型 : m m l= 1 l= 1 l= 1 l= 1 m m l= 1 l= 1 l= 1 l= 1 ( 13) 、 ( 14) 中 表示一阶差分运算 , ECM it表 示长 期均衡误差 , 与 ( 12)式中的 Eit含义相同。如 果 (为

33、零被拒绝 , 说明误差纠正机制产生 , 检验得 到的长期因果关系是可靠的 , 反之则是不可靠的。 如果 ( 13)式中的 l 或 ( 14)式中的 l 为零被拒绝 , 说明短期因果关系成立 , 反之则无短期因果关系。 三 、 实证结果分析 (一 )面板数据单位根检验 对经济增长 ( Y )、金融发展 ( F )、投资 ( I )、通 货膨胀 (P )四变量分别进行 LLC 单位根检验、 H ar ris- T zava lis 单位根检验和 W 检验。经检验 发现 , 经济增长 ( Y )、金融发展 (F ) 和投资 ( I )有时间 趋 势 , 所以对 这 三个 变 量进 行 LLC 单 位

34、根 检 验 和 H arris- T zavalis 单位根检验时选用固定效应且具 有时间趋势的面板数据模型 ; 而通货膨胀 (P )没有 时间趋势 , 故选用仅有固定效应的面板数据模型。 在进行 W 检验 , 对各省级数据单独进行 ADF 检验 时 , 按 Im、 P esaran 和 Shin( 2003) 推荐的尽可能大 的原则 , 选择时滞为 4。东部地区和西部地区经济 增长 ( Y )、金融发展 (F )、投资 ( I)、通货膨胀 (P )的 水平值经三 种方法检验 , 均说明有单 位根。而经 济增长 ( Y )、金融发展 ( F )、投资 ( I )的一阶差分值 经三种方法检验 ,

35、 其结果在 1% 的显著水平上表现 为无单位根 , 说明这三个变量都是一阶单整 I( 1) 。 东部地区通货膨胀 ( P ) 的一阶差分值虽经 LLC 单 位根检验说明有单 位根 , 但 H arris- T zavalis 单位 根检验和 W 检验在 1% 的显著水平上均表现为无 单位根 , 所以我们认为东部地区 通货膨胀 ( P )也是 一阶单整 I ( 1)。西部地区通货膨胀 (P ) 经三种方 法检验说明也是一阶单整 I( 1) 。东部地区的检验 结果见表 1, 西部地区的检验结果见表 2。 (二 ) 面板数据协整分析及长期因果关系检验 通过面板数据单位根检验 , 西部和东部地区 的经

36、济增长 ( Y )、金融发展 (F )、投资 ( I )、通货膨 胀 (P )四变量均表现为一阶单整 I ( 1), 因此四变 量间存在协整关系的可能。根据第二部分建立的 方法 , 首先检验金融发展 (F )是否是经济增长 ( Y ) 的长期原因。由于残差序列 E it无时间趋势 , 此处 的回归模 型仅含 固定 效应。 再根 据 LLC 检 验的 ( 4) 式和 H arr is- T zavalis 检验的 ( 6) 式判断残差序 列 E it的平稳性。检验结果见表 3, LLC 检验和 H ar ris- T zava lis 检验都说明西部地区金融发展是经济 增 长的长期原因。而东部地

37、区 LLC 检验和 H arris- 变量 表 1 东部地区面板单位根检验结 果 说明 : 表中 * * * 变量 (* * 、 * )表示在 1% 、 ( 5%、 10% )水平显著 , 以下同。 表 2 西部地区面板单位根检验结 果 106 水平值 一阶差分值 LLC 检验 H arris- Tzavalis 检验 W 检验 LLC 检验 H arris- Tzavalis 检验 W 检验 经济增长 ( Y) 9. 1301 0. 4339 1. 2312 - 31. 5761* * * - 1. 6014* * * - 8. 2725* * * 金融发展 (F ) 6. 5288 0.

38、3039 - 0. 2567 - 43. 3569* * * - 2. 1906* * * - 9. 7234* * * 投资 ( I) 2. 6129 0. 1081 1. 2111 - 40. 6680* * * - 2. 0560* * * - 9. 8745* * * 通货膨胀 (P ) 10. 9617 0. 5015 - 0. 2701 - 8. 2189 - 0. 4355* * * - 8. 1921* * * 水平值 一阶差分值 LLC 检验 H arris- Tzavalis 检验 W 检验 LLC 检验 H arris- Tzavalis 检验 W 检验 经济增长 ( Y

39、) 9. 0500 0. 4299 1. 3301 - 47. 3805* * * - 2. 3916* * * - 9. 2725* * * 金融发展 (F ) 6. 6100 0. 3079 0. 1437 - 43. 7628* * * - 2. 2107* * * - 9. 9433* * * 投资 ( I) 2. 2349 0. 0892 - 0. 0423 - 40. 1375* * * - 2. 0295* * * - 9. 8234* * * 通货膨胀 (P ) 10. 7182 0. 5133 - 0. 0732 - 13. 8659* - 0. 7159* * * - 9.

40、 1246* * * #Y = c + #Y + #F + m m #I + #P + (ECM + ! ( 13) #F = c + #Y + #F + m m #I + #P + (ECM + ! ( 14) 区域发展 中国金融发展与经济增长关系的区域差异 变量 表 3 西部和东部协整检验结果 T zavalis 检验结果不一致。对东部和西部 数据再运 LSD V 估计方法带来的偏误 , 用 Y t- 3 和 Y t- 4 来作 用 W 检验进行协整分析 , 选择时滞为 4, 结果是东 为 Yt- 1 和 Y t- 2的工具变量 , 进行工具变量法参 部和西 部地区 金融发 展均是 经济增

41、 长的 长期 原 数估计。估计结果见表 4。由 于 ECM t 项回归系数 因。因此 , 对 西部地区而言三种 检验方法均说 明 为 0. 0265, 其概率值为 0. 0016, 显著不为 0, 所以 金融发展是经济增长的长期原因。而东部地区三 种方法中有两种方法检验结果说明金融发展是经 济增长的长期原因。其可能的原因是我们选择的 数据时间跨度较短 , H arris and T zava lis( 1999) 已证 明在时间跨度较小时 , LLC 法的检验能力较差 , 在 此舍去 LLC 法检验结果。因此东部地区金融发展 也是经济增长的长期原因。同样的方法检验经济 增长 ( Y )是否是金

42、融发展 (F )的长期原因。检 验 结果见表 3, 西部地区三种检验结果都否定经济增 长 ( Y )是金融发展 (F ) 的长期原因。而东部地 区 H arris- T zavalis 检验 和 W 检 验都说 明经 济增 长 ( Y )是金融发展 (F )的长期原因 , LLC 检 验结果却 否定了这一关系。同样由于 LLC 检 验的缺陷 , 舍 去其检验结果。因此东部地区经济增长也是金融 发展的长期原因。由 此 , 西部地 区我们得到一 个 协整方程 : Yi = 0. 7488F + 0. 1538I + 0. 29427P + C i ( 15) 东部地区得到两个协整方程 : Yi =

43、 0. 7568F + 0. 4379I + 0. 6467P + C i ( 16) Fi = 0. 4495Y + . 3625I - 0. 3123P + C i ( 17) (三 )面板数据误差纠正模型及短期因果关系 的检验 通过面板数据协 整检验 , 我们建立了三个 协 整方程。但由于时间 跨度较小 , 需要通过短期 因 果关系分析来进一步检验这三个协整方程的可靠 性。首先根据 ( 13) 式检验西部地区金融发展是否 是经济增长的短期原因。作为满足误差项经典假 设的要求 , 将滞后项 m 定为 2。为了避免面板数据 误差纠正机制发生 , 西部地区金融 发展是经济增 长的长 期原因 进

44、一 步得 到证实。而 其它变 量除 It- 1之外的回归系 数在 5% 的水平上均不显著 , 所以西部地区 金融发展与经济增长的短期因果关 系不成立。 表 4 西部地区面板数据误差修正模型检验结果 I - 0. 0269 0. 0451 - 0. 5957 0. 5522 同样的方法运用 ( 13) 式和 ( 14) 式的误差纠正 模型对东部地区金融发展与经济增长的短期因果 关系进行检验。模型中时滞 m 也选 2, 运用工具变 量法进行参数估计。 ( 13) 式检验东部地区金融发 展是否是经济增长的短期原因 , 用 Yt- 3 和 Yt- 4 来作为 Yt- 1和 Yt- 2的工具变量 ; ( 14)式检验东 部地区经济增长是 否是金融发展的短 期原因 , 用 F t- 3和 F t- 4 来作 为 Ft- 1 和 F t- 2 的 工 具变 量。 ( 13)式的估计结 果见表 5。由 于 ECM t 项回 归系数为 - 0. 0619, 其概率