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1、金融与经济关系实证研究的基础理论模型与统计分析方法宁振华(山西财经大学。山西太原0 3 0 0 0 6)【摘要】文章主要采用向量自回归模型V A R 和向量纠错模型V E C M(格兰杰因果分析模型)以及J o h a n s e n 协整分析，对我国自改革开放以来3 0 多年的经济金融数据进行系统地统计分析，说明了不论在短期，还是在长期，金融因素都是这一时期经济社会发展的主导因素，同时，也证明了我们提出的“金融内生于经济社会”这一论点。【关键词】V A R 向量自回J 归模型；V E C M 向量纠错模型；J o h a n s e n 协整分析；金融内生性；迪基富勒【中图分类号】F 8 3
2、 0【文献标识码】A【文章编号】1 0 0 4 2 7 6 8(2 0 1 3)0 4-0 0 1 8-0 3一、金融内生性理论验证的数理统计变量的选择本文以P a g a n o 内生增长理论模型和国民收入等式为基础，考虑金融和实体经济两个部门的因素，选择一个多变量的动态框架结构来分析验证金融内生性问题。一般而言，拉动一国经济增长的因素主要包括：投资、消费和出口，在引入金融因素的情况下，我们选择经济增长、金融发展、消费、资本存量和对外开放程度作为动态框架结构的分析变量。就经济增长变量而言，一般通用的衡量方法主要有两种：人均实际的国内生产总值(G D P)和名义国内生产总值。人均实际的国内生产
3、总值能够比较真实地反映一国的经济综合势力，但为了保持本论文数据分析的一致性，我们选择名义的国内生产总值作为衡量经济增长的变量指标。就金融发展变量的选择，存在两种衡量指标，即用货币化程度M：G D P 和金融化程度(n R)=(L+S+M：)，G D P，(其中：L 表示银行贷款，S 表示有价证券(包括债券和股票)，M：表示广义货币，G D P 表示国内生产总值)。我们认为随着一国金融业的发展，金融要素几乎渗透到经济社会的各个领域，仅仅货币化程度来反映一国的金融发展程度存在一定的不足。因此，我们采用金融化程度作为本框架中反映金融发展的变量具有一定的合理性。关于资本存量变量，一般包括能够构成企业生
4、产行为的所有投资，即直接和间接构成企业生产力的投资总量，本文采用固定资本形成额和存货的增加额的加总与国内生产总值的比率(G C，G D P)来反映资本存量指标。、就消费指标和对外开放程度指标而言，我们选择一定时期消费支出总额与国内生产总值的比率(C，G D P)来反映消费变量，选择进出口总额与国内生产总值的比率(J C G D P)来反映对外开放程度变量。二、金融内生性理论验证的计量统计模型本文在向量自回归模型(V e c t o rA u t o r e g r e s s i o n)V A R 模型的基础上，建立金融内生性验证模型，并运用格兰杰因果关系检验、J o h a n s e n
5、 协整性检验、单位根检验等方法，对金融内生性验证模型进行检验。V A R 模型是H a y a s h ia n dS i m s l 9 8 0 年提出的向量自回归模型，为分析系统中随机扰动项对经济变量的动态影响提供了方便的分析工具，该模型把系统中的所有变量视为等同，不需要考虑因变量和自变量的问题。标准V A R(p)模型的数理表达式为：Y t=Al l，。l+A p l，。-p+B X。+舌it=l，2，r(1)其中，E 是n 维内生变量，五是d 维外生变量，A i 和B 是待估系数矩阵，P 是滞后阶数，毋是随机扰动项。因1 8【收稿日期】2 0 1 2 1 1 3 0【作者简介】宁振华(
6、1 9 7 5-)。山西运城人，山西财经大学博士研究生。研究方向：金融理论与政策。万方数据此公式(1)可以表示为下列矩阵形式：Y“Iy 丑圳堆卜塔2 t+占h8 2 t：Y。J【y 州J【Y。之J【另乙J【靠t=l，2，丁(2)根据内生增长模型以及V A R 模型把系统中的所有变量视为等同，不需要考虑因变量和自变量的问题，我们这里可以不考虑外生变量项。由此可以推导出不含外生变量项的V A R 自回归模型：y I=-A l y l 一1+A p y t _ p+8 t=l，2，r(3)或者表示为：y。A()l，“+岛(4)其中：A()是一个以滞后算符L(L Y,=Y“)表示的具有P 个项的多项式
7、矩阵，A(L)_ A。(L)“2(L)+“P(L)，岛是一个误差项。结合本文需要研究的问题，建立下列金融内生性验证模型：y。；A(L)l，“+岛(5)公式(5)中：Y。=(L G D P,，U 5 M 2 G D P I，L G C G D P,，L C G D P,，L J C G D P,)s 产(占G D P，e L S M 2，8，占c，8 置)其中：L G D P 为经济增长指标；L S M z G D P 为金融发展指标；G C G D P 为资本存量指标；C G D P 为消费指标；J C G D P 为对外开放指标。三、金融经济关系实证分析【一)单位根检验及协整分析的滞后期长度
8、因为迪基富勒计算程序对序列的滞后期比较敏感，因此本文主要采用迪基富勒计算程序对样本序列进行水平层面和一阶层面进行单位根检验。由于本文主要采用年度数据，所以在水平面层面我们采用1 个滞后期，在一阶差分层面采用0 个滞后期。检验结果如表1 所示。表1 检验结果表明，所有变量在水平面上都是不稳定的，但在一阶差分层面上，除L G D P 和L M J G D P两个变量以外，其余变量都是稳定的，但在二阶差分层面L G D P 和L M d G D P 两个变量是稳定的。在对V A R 协整分析的滞后期确定时，应该注意滞后期长度的选择。根据一般的计量经济的经验，年度数据可以使用1 个滞后期。这里我们主要
9、采用信息标准方法来确定滞后期。检验结果如表2 所示。表1 单位根检验结果 水平_ 层面一阶差分层面二阶差分层面一-搴可髓性与眦可瞻性l-考眦可麓性U、D P-2 0 9 3 8 3 6 0 1 6 7 5一Z 1 2 6 0 0 2 3 6 6_ 3 名圆D 3O m 鸭U 毛虻D P-2 j 0 8 1 7 9n 1 2 旬一2 羽鲫O 1 2 7 8巧J 9 7 7 7 80 0 0 D lL C C 蛇D P_ 2 3 踟柏10 1 5 舒一3 辑晒2 O 矾L a c D P_ 2 3 7 5 趋l 0 3 8 2 s4 配舒0 瑚4 lL l C 虻D P_ 2 j 3 1 2 档+
10、D 3 1 1 7 4 犯捌哼10 J 帅说明：表中带的敷据其滞后期由E v i e w 自动确定时，该数据所反映的变量在包括常数项和趋势项具有5 水平上的统计意义表2V A R 滞后期选择标准与滞后期的确定滞后期h E Ll B F P K址s c鼬O8 9 6 7 0N 8 2 7 e 0 9-6 7 2 凹3 5-6 A 7 9 1 5 9-6 6 5 5 3 2 2l2 3 99 1 4 62 2 9 3 3 4 236 6 c-1 31 6 7 9 3 1 3一1 5 3 3 0 5 0一l6 3 8 7 4 722 9 2 9 柏3档2 3：1 7 6 1 1 4 e-1 3 一1
11、 8 2 3 8 卅一1 5 j，镰一1 7 4 9 4 6 833 1 4 3 5 2 2 j 8 醴21 6 I e-1 3-1 8 7 4 8 D 7 一1 4 鞘7 6 6-1 76 6 6 2 6+说明：表中带的敦据是由信息准则选择的滞后期。M C、r l Q、s c 分别表示A k s i k e、H a n n a n Q I I j 胁和$t h w a r t 信息准则通过表2 检验结果，我们分别使用2 个和3 个滞后期来运行J o h a n s e n 的极大似然协整测试。(二)协整向量个数检验根据前面单位根检验结果情况，我们运用E v i e w s 软件进行协整检验时
12、，采用在水平层面的数据由确定性线性趋势，在协整等式中只包含截距项。检验结果表明在既定的3 个滞后期程度的情况下，趋势统计结果与最大特征值的统计结果一致。即上述单位根检验的5 个变量都存在3 个协整向量。所以，在3 个滞后期长度下的检验结果如表3 所示。(三)短期因果关系检验依据上面对样本变量单位根和协整分析，上述变量存在一阶单位根过程，且是协整关系。所以，在不对误差修正项进行检验的情况下，V E C 格兰杰因果关系裹3J o h a n s e n 协整检验(3 个滞后期)说明：(1)带的数据表明在5 水平上拒绝假设(即趋势假设为线性确定趋势)。(2)趋势测试和最大特征值测试表明在5 水平上有
13、3 个协整等式1 9万方数据分析结果反映的是各个变量之间的短期因果关系。检验结果如表4 所示。通过表4 检验结果来看，当应变量为A L G D P时，在0 1 统计意义上拒绝自变量A L C G D P 和AL C G D P，在6 统计意义上拒绝自变量AL J C G D P，说明资本存量、居民消费以及对外开放的变化是G D P变化的短期原因。(四)长期因果关系检验1 模型弱外生变量检验。在对数据模型进行长期因果检验之前，我们首先通过对模型变量的弱外生变量进行检验，本文按照x(3)分布进行系统弱外生变量检验，以此来确定数据模型中存在哪些变量具有长表4V E C 格兰杰因果关系检验A I,C
14、O PI MC D PU)a PA I J=口)pA L I C g；I】P【C D Pn 剪5 10 7 4 7 40 6 2 4 00 2 8 帕A L M c D P0 3 3 6 00 7 1 4 00 3 5 1 10 1 4 2 1A L G C G D Pn 0 0 1 1n 阱1 50 9 4 4 60 7 1 皿L C 虻D Pn 1 50 9 2 3 00 3 7 2 10 1 8 9 2U a P0 0 6 1 20 8 7 4 10 7 6 3 50 6 7 8 9说明：第一行是应变量，第一列是自变量，表中检验数据是对C h i-S c l u m 统计值的p 值表5
15、数据模型系统弱外生变量检验结果c l I i 叼u r 删L C D PU d C D PU：a C D P眦D PU C 尬D P期因果关系。数据模型中系统弱外生变量的检验结果如表5 所示。表5 检验结果表明，除C G D P 属于系统弱外生变量外，其余4 个变量都是系统的内生变量。2 长期关系的确认和解释。在前面分析的基础上，我们将检验3 个协整向量的长期关系。根据V E C M 表达式，分别假定L G D P、L M 2 G D P、L G C G D P 的系数为1。同时，指定在第一个协整向量中和在第二向量中L G C G D P线性同质，在第一个协整向量中和在第三向量中L C G D
16、 P 线性同质，在第一、二、三协整向量中L J C G D P 线性同质，最后，指定在第二个协整向量中和在第三向量中L G D P 分别为0，第三个协整向量中L M J G D P 为0。检验结果如表6 所示。表6 三个协整向的检验结果I X；n P=1 3 9 5 0 7 7+25 5 4 6 8 9 L M a C D P+I 2 5 8 8 6 4 L C C C D P+0 6 3 6 7 2 8 L C C D P+0 2(望9 6 4 5 1 J C C D PL M 4 C D P=4 6 0 1 5 3 6+1 2 5 8 8 6 4 L C C C D P-Z 1 0 7 0
17、 1 5 I,C D P+0 删5 L J C C D PU X y c D P=-10 0 2 5 4 8+0 6 3 6 7 2 8 L C，c D P+0 2 胡8 4 6 I A C _,C D P说明：C h i-s q u a r e(1)-0 0 9 2 2 4 3，可能性为O 7 6 1 3 4 2因为表6 检验结果的上限制检验的P 价值为0 7 6 13 4 2，数据不能拒绝这些限制约束，因此，该检验结果可以被接受。上述检验结果可以说明，经济增长和金融发展、资本存量、居民消费以及对外开放存在这长期的正相关关系。四、结论本文在不考虑因变量和自变量问题的前提下，采用向量自回归模型
18、V A R 和向量纠错模型V E C M(格兰杰因果分析模型)对我国3 0 多年的经济金融数据进行了计量分析，从而得出如下结论：(1)在短期内，经济增长和资本存量、金融发展、居民消费以及对外开放程度存在单一的因果关系，也就是说，资本存量、金融发展、居民消费以及对外开放的发展导致了我国经济社会的发展。(2)就长期而言，经济增长和资本存量、金融发展、居民消费以及对外开放程度存在一种正的均衡关系。同时证明了在1 9 7 8-2 0 1 0 年这一时间段，我国金融业的发展促进了经济增长，并且经济的发展对金融业的发展具有一定正的反作用，但金融业的发展对我国经济的增长影响力更大。这在一定程度上支持了“金融
19、业的发展是我国经济社会发展的最为主要的因素”这一论点。从而也证明了，作为发展中国家，自1 9 7 8 年我国改革开放以来，经济社会发展的主导因素应该归因于金融因素，也证明了我们前面提出的“金融内生于经济社会”的基本假定。【参考文献】【1】崔满红金融资源理论研究【M】北京：中国财政经济出版社，2 0 0 2【2】许国志系统科学 M】上海：上海科技教育出版社，2 0 0 0【3】刘振亚计量经济学教程瞰】北京：中国人民大学出版社，1 9 9 7【4】谢识予，朱弘鑫高级计量经济学【M】上海：复旦大学出版社，2 0 0 5【5】中华人民共和国国家统计局中国统计年鉴2 0 1 0 M 1 北京：中国统计出版社，2 0 1 0【6】中国金融学会中国金融年鉴2 0 1 0 M 1 北京：中国金融出版社，2 0 1 0(责任编辑：L 校对：F)万方数据金融与经济关系实证研究的基础理论模型与统计分析方法金融与经济关系实证研究的基础理论模型与统计分析方法作者：宁振华作者单位：山西财经大学,山西太原,030006刊名：生产力研究英文刊名：Productivity Research年，卷(期)：2013(4)本文链接：http:/