京津冀金融業(yè)發(fā)展與協(xié)作路徑分析——河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報(bào)

 一、京津冀金融業(yè)發(fā)展及差距分析
在對京津冀三地金融業(yè)發(fā)展與協(xié)作現(xiàn)狀進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，我們結(jié)合京津冀三省市在區(qū)域金融業(yè)布局中的具體定位進(jìn)行實(shí)證分析。
（一）指標(biāo)選取
本文選取京津冀三省市1990—2009年人均真實(shí)GDP的對數(shù)值、金融機(jī)構(gòu)全部存貸款年度增加值占其GDP的比重、金融機(jī)構(gòu)總存貸比、保費(fèi)收入年度增加值占其GDP的比重4個(gè)時(shí)間序列分別構(gòu)建相應(yīng)的模型。通過建立經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及金融發(fā)展水平間的相關(guān)模型，從而對京津冀的金融業(yè)發(fā)展水平以及分工協(xié)作進(jìn)行分析。
經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)：我們用PRGDP代表京津冀三省市1990—2009年人均真實(shí)GDP（1990年人均GDP為1），該指標(biāo)反映了三省市的經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效，且具有連續(xù)性和可比性，因此可以直接應(yīng)用。
金融發(fā)展指標(biāo)：在實(shí)證分析的過程中，衡量金融業(yè)發(fā)展?fàn)顩r的指標(biāo)我們選取了金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)以及金融效率。
1. 金融規(guī)模指標(biāo)（SCALE）：在對金融規(guī)模進(jìn)行實(shí)證研究分析時(shí)，金和萊文（King and Levine，1993）的研究得到廣泛的推崇。他們曾提出兩個(gè)衡量金融規(guī)模的指標(biāo)：①傳統(tǒng)的金融深度（financial depth）指標(biāo)LLY，定義為全部金融中介體的流動負(fù)債與GDP的比值。②BANK，定義為各接受存款業(yè)務(wù)的商業(yè)銀行的國內(nèi)資產(chǎn)與該資產(chǎn)和中央銀行國內(nèi)資產(chǎn)加總的比值。雖然金和萊文所提出的指標(biāo)很全面地描述了金融規(guī)模的發(fā)展情況，但是這些指標(biāo)往往都是從總體上衡量一國的金融規(guī)模的，且需要大量的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，而本文在研究中卻很難搜集到這方面的數(shù)據(jù)，如我國目前缺乏地區(qū)層面的金融資產(chǎn)和M2的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。因而，我們在衡量京津冀金融規(guī)模時(shí)無法應(yīng)用上述指標(biāo)。本文中，我們借鑒周立（2003）在研究我國各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長時(shí)所采用的方法，以全部金融機(jī)構(gòu)存貸款之和與GDP的比值作為衡量金融規(guī)模的指標(biāo)，采用存款和貸款的加總數(shù)作為金融資產(chǎn)比較的一個(gè)窄的衡量指標(biāo)。為了增加數(shù)據(jù)可比性以及連續(xù)性，我們在此基礎(chǔ)上，把“存貸和”處理為各年度的存貸和之差。
2. 金融發(fā)展效率（SL）指標(biāo)：金融發(fā)展中介的效率由配置效率以及運(yùn)營效率構(gòu)成。運(yùn)行效率指的是銀行系統(tǒng)用最小的代價(jià)可以動員更多儲蓄金。但因?yàn)樵谖覈芾碣M(fèi)用以及利率水平采用的是行政定價(jià)，與此同時(shí)管理費(fèi)用的數(shù)據(jù)較難獲得，因此在文中我們并沒有應(yīng)用運(yùn)營效率指標(biāo)。配置效率主要指銀行把部門中的盈余資金轉(zhuǎn)化成為貸款的效率。因此在該指標(biāo)的度量中，我們運(yùn)用金融機(jī)構(gòu)總存貸比（SL）來作為金融發(fā)展效率的度量指標(biāo)。
3. 金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)（INS）：我國金融市場主要包括股票市場、債券市場以及保險(xiǎn)市場，但是結(jié)合我國的具體情況，由于國家的相關(guān)政策、企業(yè)的信用狀況等因素，我國債券市場的規(guī)模相對較小。因而，我們在本文中主要考察股票市場以及保險(xiǎn)市場。具體到京津冀區(qū)域，股票市場對其經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展做出了巨大貢獻(xiàn)是肯定的。但由于缺乏具體的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，無法用數(shù)學(xué)模型來實(shí)證分析。因此本文采用三省市金融保險(xiǎn)業(yè)年度增加值與對應(yīng)的國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來近似衡量，該指標(biāo)可以在一定程度上反映金融結(jié)構(gòu)。
為了防止在時(shí)間序列中出現(xiàn)的異方差現(xiàn)象，我們對選取的四個(gè)指標(biāo)分別進(jìn)行對數(shù)處理。這樣的數(shù)據(jù)處理不僅消除了可能出現(xiàn)的異方差現(xiàn)象，同時(shí)也不會改變序列間原本的協(xié)整關(guān)系。研究數(shù)據(jù)大多來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》（2011）、《中國金融年鑒》（1994—2010）、《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2005—2009）、《北京市金融年鑒》（2000—2010），部分來自于網(wǎng)絡(luò)資源，如中經(jīng)網(wǎng)等。
（二）實(shí)證檢驗(yàn)過程與分析
1. ADF檢驗(yàn)。所有的時(shí)間序列變量均滿足于同階單整，這是在后續(xù)的實(shí)證中所要應(yīng)用的序列間的協(xié)整關(guān)系、因果關(guān)系以及VAR模型建立的前提。本文主要采用ADF檢驗(yàn)。表1給出了各序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果表明：京津冀三地人均真實(shí)GDP的對數(shù)值、三省市金融機(jī)構(gòu)全部存貸款年度增加值占其GDP的比重、三省市金融機(jī)構(gòu)總存貸比以及三省市保費(fèi)收入年增加值占其GDP的比重這4個(gè)序列的ADF都是非平穩(wěn)的，而一階差分都是平穩(wěn)的。
對于非平穩(wěn)的經(jīng)濟(jì)變量不應(yīng)該采用傳統(tǒng)的線性回歸方法對它們間的相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，因?yàn)檫@將有可能導(dǎo)致“偽回歸”問題的出現(xiàn)。所以我們運(yùn)用協(xié)整方法對其進(jìn)行檢驗(yàn)。
2. Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。根據(jù)上文分析，由于四個(gè)變量均服從于一階單整，因此我們將采用協(xié)整檢驗(yàn)法來確定四個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系。由于涉及到四個(gè)變量，因此在本文中我們采用Johansen檢驗(yàn)法。
在我們的實(shí)證分析過程中，可以發(fā)現(xiàn)是由四個(gè)變量構(gòu)成的向量自回歸模型。從表2中可以看到，不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)（r=0，r≤1）被拒絕，這就表明通過跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)表明北京市的金融發(fā)展指標(biāo)以及經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)間存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系；天津市的金融發(fā)展指標(biāo)以及經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系；河北省的金融發(fā)展指標(biāo)以及經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)間存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。
3. 長期因果關(guān)系的檢驗(yàn)以及京津冀三地區(qū)協(xié)整方程。京津冀三省市金融發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)在5%顯著水平上存在協(xié)整關(guān)系，這表明在三省市的四變量間分別存在長期的均衡關(guān)系。雖然大量研究已經(jīng)論證經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展間存在正向關(guān)系，但多停留在國家層面，而微觀的論證相對較少。且確定三省市間變量的因果關(guān)系也具有一定現(xiàn)實(shí)意義。因此我們可以通過對VEC模型中誤差修正項(xiàng)的顯著性來檢驗(yàn)長期因果關(guān)系（見表3）。
在上述對誤差修正項(xiàng)的T檢驗(yàn)所列表格中，可以看出京津冀三地區(qū)均有顯著變量。因此，整體來看，京津冀三地的金融發(fā)展在長期內(nèi)一定程度上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但是并不顯著，仍待加強(qiáng)。
由標(biāo)準(zhǔn)化協(xié)整向量，可以得到以下三個(gè)方程：
（1）北京市。協(xié)整向量為：β=（1，-1.21，-3.12，-0.17，-0.76）依次對應(yīng)變量，這四個(gè)變量的協(xié)整方程為：
LPGDP=1.21×LSCALE+3.12×LSL+0.17×LINS+0.76（11）
協(xié)整方程表明了在1990—2009年這四個(gè)變量之間存在長期均衡的關(guān)系，并且北京市的金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)以及金融效率與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正向關(guān)系。
（2）天津市。協(xié)整向量為：β=（1，-8.36，-3.53，2.52，16.62）依次對應(yīng)變量，這四個(gè)變量的協(xié)整方程為：
LPGDP=8.36×LSCALE+3.53×LSL-2.52×LINS-16.62（12）
協(xié)整方程表明了在1990—2009年這四個(gè)變量之間存在長期均衡的關(guān)系，并且天津市的金融規(guī)模、金融效率與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正向關(guān)系，而金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。
（3）河北省。協(xié)整向量為：β=（1，-1.43，-3.67，-0.008，0.08）依次對應(yīng)變量，這四個(gè)變量的協(xié)整方程為：
LPGDP=1.43×LSCALE+3.67×LSL+0.008×LINS-0.08（13）
協(xié)整方程表明了在1990—2009年這四個(gè)變量之間存在長期均衡的關(guān)系，并且河北省的金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)以及金融效率與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正向關(guān)系。
4. Granger因果檢驗(yàn)。協(xié)整檢驗(yàn)說明了四個(gè)變量之間存在長期均衡的關(guān)系，但是實(shí)際的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)是由非均衡向均衡轉(zhuǎn)變的過程。以下運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行短期因果分析（見表4、5、6）。
兩序列間的因果關(guān)系可以定義為四種形式：（l）X是Y的格蘭杰原因；（2）Y是X的格蘭杰原因；（3）X和Y互為格蘭杰原因；（4）X和Y間不存在格蘭杰因果關(guān)系。
根據(jù)表4顯示在10%的顯著水平上，北京市的金融規(guī)模指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因。即在短期內(nèi)，北京市的金融規(guī)模的發(fā)展與優(yōu)化拉動了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但是其他兩方面并沒有推動經(jīng)濟(jì)的增長，說明金融效率以及金融結(jié)構(gòu)亟待提高。同樣經(jīng)濟(jì)增長也并不是金融發(fā)展指標(biāo)的格蘭杰原因，所以經(jīng)濟(jì)的增長并沒有帶動金融業(yè)的發(fā)展。
根據(jù)表5顯示，在10%的顯著水平上，天津市的金融規(guī)模指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因?？傮w來看得到的結(jié)果與北京的極其相似，說明天津與北京存在著共性問題，亦即其金融效率以及金融結(jié)構(gòu)尚需進(jìn)一步加強(qiáng)。雖然近年來天津的經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，但是從實(shí)證結(jié)果中可以看出，經(jīng)濟(jì)的增長對金融業(yè)的發(fā)展并未起到明顯的促進(jìn)作用。
根據(jù)表6顯示，在10%的顯著水平上，河北省的金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，金融規(guī)模指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長的格蘭杰原因，而且經(jīng)濟(jì)增長反過來又是金融結(jié)構(gòu)的格蘭杰原因。說明金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化以及金融規(guī)模的發(fā)展在一定程度上引致了經(jīng)濟(jì)的增長，而經(jīng)濟(jì)的增長又帶動了金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。
5. 脈沖響應(yīng)。協(xié)整檢驗(yàn)證明京津冀三地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的向量自回歸模型在長期來看是穩(wěn)定的，因此可以利用脈沖響應(yīng)來單獨(dú)反映兩者間的關(guān)系。脈沖響應(yīng)函數(shù)用來分析動態(tài)影響，描述了當(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化時(shí)模型系統(tǒng)的動態(tài)變化。由于改變變量的順序可能會導(dǎo)致脈沖響應(yīng)的不同，因此具體操作中，我們根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果，對京津冀三地區(qū)的幾個(gè)變量間的脈沖響應(yīng)予以分析。
（1）北京市。由格蘭杰因果檢驗(yàn)可知，北京市金融規(guī)模指標(biāo)（存貸款之和/GDP）是經(jīng)濟(jì)增長（人均實(shí)際GDP）的格蘭杰原因，因此對兩變量進(jìn)行脈沖分析。由表7結(jié)果顯示金融規(guī)模在開始階段對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響，隨后逐步改為產(chǎn)生正面影響，在3—10期不斷增大，并于第10期達(dá)到最大。這說明雖然具有一定的滯后性，但是金融規(guī)模的擴(kuò)大對經(jīng)濟(jì)增長具有積極的作用。因此應(yīng)加強(qiáng)北京市金融規(guī)模的發(fā)展。
（2）天津市。由格蘭杰因果檢驗(yàn)，天津市金融規(guī)模指標(biāo)（存貸款之和/GDP）是經(jīng)濟(jì)增長（人均實(shí)際GDP）的格蘭杰原因，因此對兩變量進(jìn)行脈沖分析。如表8的脈沖結(jié)果顯示，金融規(guī)模一直對經(jīng)濟(jì)增長是積極影響，并在第3期達(dá)到最大。雖然第3期后逐漸減小，但是金融規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長的正向作用是毋庸置疑的。因此天津市的金融規(guī)模發(fā)展問題亦須引起其重視。
（3）河北省。由格蘭杰因果檢驗(yàn)，河北省金融規(guī)模指標(biāo)（存貸款之和/GDP）是經(jīng)濟(jì)增長（人均實(shí)際GDP）的格蘭杰原因，金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)（存貸差）與經(jīng)濟(jì)增長（人均實(shí)際GDP）互為格蘭杰原因。因此對這兩對變量進(jìn)行脈沖分析。
由表9顯示，金融規(guī)模開始對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，隨后在3-10期經(jīng)濟(jì)增長因?yàn)榻鹑谝?guī)模而得到改善，并于第6期達(dá)到最大。同上述分析，雖然存在一定的滯后性，但是總體來看，金融規(guī)模的擴(kuò)大推動了其經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展。
由表10的脈沖結(jié)果顯示，金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長始終產(chǎn)生積極作用，并于第6期達(dá)到最大。這說明對于河北省而言，金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對于經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展具有正向的推動作用。
由表11的脈沖結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長在前6期均對金融規(guī)模產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)，在第7期開始由于經(jīng)濟(jì)增長而使金融規(guī)模得到改善，并于第10期達(dá)到最大。雖然滯后期持續(xù)較長，但是經(jīng)濟(jì)的增長確實(shí)亦積極作用于金融規(guī)模。結(jié)合表9來看，我們可以看出兩者間是互相促進(jìn)的。
由以上分析可知，無論是金融規(guī)模的改善還是金融結(jié)構(gòu)的改善均對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生正面效應(yīng)，但也存在一定程度上的滯后性。