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摘 要：本文采用平稳性和协整检验，以及误差修正模型、格兰杰因果检验、方差分解对四川省的金融发展和经济增长之间的关系进行了实证分析。文章从总量和效率两个方面检验金融发展与经济增长之间的关系。结果表明，四川金融发展和经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。以总量为特征的指标不仅难以促进四川经济增长，反而会抑制经济的增长，对地区总产值的变化不太敏感;以效率为特征的指标，与经济增长相互促进，虽然影响系数不大，但对经济增长的贡献度逐年提高。
关键词：金融总量;金融效率;经济增长;VAR
一、实证分析
1.指标的选取和数据来源
（1）经济增长（GRP）指标的选取
最能反映一个地区的经济发展能力的指標是生产总值，因此，人们通常选取生产总值和人均生产总值反映经济的增长，本文中选择生产总值的环比指数（GRP）作为衡量经济增长的指标。
（2）金融发展指标的选取
①金融总量指标（XGL）
学术界常采用金融货币化指标和金融相关率反映金融发展水平。金融货币化指标是由麦金农1973年提出的，由M2/GDP计算得来的。而我国货币政策是由人民银行统一制定和执行的，研究不同区域M2意义不大加之无法取得四川地区的M2数据，所以选择金融相关率作为衡量金融发展的指标之一。
金融相关率（FIR）是戈德史密斯1968年提出的，即用“某一时点上现存金融资产总额与国民财富的比值”衡量一国的经济金融化程度。FIR的计算有狭义和广义之分，广义FIR=金融资产/GDP，狭义FIR=存贷款年末余额/GDP。从以前的研究来看，人们多采用狭义FTR计算公式，考虑到数据可得性和模型的精确性，本文所采用的计算公式为：XGL=（金融机构存贷款额+保费收入+实际利用外资）/GDP。将此比值作为衡量金融总量（XGL）的指标。
②金融效率指标（XL）
金融相关率主要反映的是金融总量的变化，然而金融增长并不意味着金融发展，所以在衡量金融发展水平的时候，除了要考虑金融总量的变化还要考虑到金融效率。对于衡量金融效率的指标目前国内没有统一的指标，本文选用XL=贷款余额/存款余额，即储蓄向投资的转化率，作为来衡量金融效率（XL）的指标。
（3）数据来源和处理
本文采用的数据均来源于1996年-2012年《四川省统计年鉴》。取得原始数据根据以上公式进行计算后，得到文章中选取的三个指标，GRP、XL、XGL。根据统计学原理，对GRP、XGL、XL分别取对数得到LNGRP、LNXGL、LNXL，可以剔除变量之间存在的异常关系，平滑时间序列消除异方差。
①单整检验
采取Dickey和Fuller提出的增广单位根（ADF）检验各变量的平稳性，滞后阶数均根据SIC原则自动选取确定。根据检验结果（表1）可知，所有变量在5%的显著水平下均接受原假设，存在单位根，即为非平稳序列;各变量的一阶差分序列在5%的显著水平下均拒绝原假设，不存在单位根，均为平稳时间序列，即3个序列均在一阶差分后平稳。
②协整检验和误差修正
通过ADF单位根检验已知各序列均为一阶单整序列，它们之间的线性组合有可能是协整的，可以通过协整分析进一步检验它们之间是否存在协整关系。本文采用Johansen检验法进行协整检验，它是一种基于VAR模型的检验多变量之间协整关系的一种很好的方法。同时，还可以在长期稳定关系的基础上建立误差修正模型来进一步研究序列的短期波动与长期均衡之间的关系。Johansen协整检验的最优滞后阶数为VAR模型最优滞后阶数减1，VEC模型的最优滞后阶数等于VAR模型的最优滞后阶数，而基于VAR模型的最优滞后阶数则根据AIC 和LR准则确定。检验结果见表2：
统计量的结果显示，在5%显著性水平下，拒绝没有协整方程的原假设，接受最多一个协整方程的原假设，说明存在一个协整关系，即三个变量之间存在某种长期均衡的关系，因此可以对它们进行OLS回归分析得到协整方程：
LNGRP=4.6874+0.1108LNXL-0.0058LNXGL
（7.7321） （14.3662） （-2.8341）
■=0.6943 （1）
对协整方程的残差进行单位根检验，序列不存在单位根，为平稳序列，协整关系稳定。从回归结果来看：调整后的拟合优度较高，金融效率的弹性是正的，促进经济增长，并且很显著;金融相关率的弹性是负值，抑制经济增长，系数不显著，说明对总产值变化不敏感。上述关系式说明了，金融效率的增加对四川经济增长有推动作用，但是推动力不大，金融总量的增加对四川省经济增长没有推动作用，反而抑制经济的增长，抑制效果不是很明显。
从长期来看，金融发展对经济增长有影响但是影响力度不大。为了进一步验证金融效率和金融总量在短期内对经济增长的影响，可根据（1）式建立误差修正模型，最优滞后阶数则根据AIC 和LR准则确定。
D（LNGRP）=-0.5582ECM+0.0656D（LNXL（-1））-0.0247D（LNXGL（-1））
（0.11105） （0.11105） （0.82752）
[-4.28600] [-0.88709] [1.58476]
-0.1996D（LNGRP（-1））+0.0550
（0.26847） （0.01279） （2）
[-2.13627] [4.30077]
从基于协整关系建立的ECM模型结果来看：各个差分项反映各变量的波动，被解释变量的波动可以分为两部分：一是对于偏离长期均衡的调整，二是短期影响因素波动引起的。从方程的结果来看，ECM项的系数为负，这说明当生产总值大于其长期均衡时，会相反方向调整，当生产总值小于其长期均衡时，会像正方向调整。当短期波动导致经济偏离长期稳定均衡状态时，将以-0.5582的调整力度使非均衡状态重新回到均衡状态。在短期中，滞后一期的金融效率对总产值有正的影响，影响系数为0.0656，影响很显著但是影响力度不大，滞后一期的金融总量对总产值有负的影响，影响系数为0.0247。 ③格兰杰因果检验
从协整检验的结果中可知，金融总量和金融效率与经济增长存在均衡关系，金融效率与经济增长之间是正向关系，金融总量与经济增长之间是负相关关系，协整方程只能说明三者之间存在长期的均衡关系但并不能说明它们三者之间是否存在因果关系。若需要知道它们之间的因果关系，进一步对三个变量进行格兰杰因果检验。其结果见表3：
从金融相关率和经济增长的格兰杰检验结果来看，在5%的显著水平下接受原假设，即金融总量的增加与经济增长之间不存在因果关系;从金融效率和经济增长的格兰杰检验结果来看，在5%的显著水平拒绝原假设，即金融效率和经济增长之间存在双向的因果关系。
④方差分解
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度评价不同结构冲击的重要性。方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每一个随机扰动的相对重要性的信息。通过方差分解，可以更进一步了解金融发展对经济增长的贡献度。结果见表4，表5：
从表4的结果得到，金融效率对经济增长的贡献度大于金融总量，并且金融效率的贡献率呈一直上升的趋势到观察期期末达到最大值，与此相反，金融总量的贡献率呈一直下降的趋势。从表5的结果得到，经济增长对金融效率的贡献率比金融总量的贡献率大，并且一直保持在较稳定的状态40%左右，金融总量对金融效率的贡献率呈一直下降的趋势。
二、结论与建议
1.本文利用四川省1996年到2012年经济增长和金融发展的数据，运用计量经济学的方法，研究了四川省金融发展与经济增长之间的关系。从实证结果来看，可以得出以下结论：
（1）从长期来看，四川省的金融发展和经济增长之间存在均衡关系，金融发展对经济增长有影响。在短期内，一旦短期波动偏离长期均衡，误差修正项将以0.5582的力度方向作用，将非均衡状态拉回均衡状态。
（2）从协整方程的结果来看，以总量为特征的指标（金融相关率LNXGL）不仅难以促进四川经济增长，反而会抑制经济的增长，可能是因为金融总量的非效率积累对投资产生了挤出效应。而效率意义上的指标（金融效率LNXL），对经济增长有正的效应。虽然，相较于东部地区，其影响系数不大，但通过方差分解可知，其对经济增长的贡献率逐年增加。因此，金融发展不能只注重量的增加更应该注重效率的提高，仅仅只有总量的积累而没有效率的提高反而会抑制经济的增长。
（3）通过格兰杰检验发现，金融效率和经济增长之间存在双向因果关系，它们之间相互促进，并且经济增长对经金融效率提高的贡献率很稳定;以总量为特征的指标（金融相关率）和经济增长之间不存在因果关系。
2.基于以上实证结果，四川省在未来的经济和金融发展过程中：
（1）完善金融体系。和东部沿海地区相比，四川的金融市场不发达，体系不完善，机制不健全，开放程度和竞争程度较小。推动资本市场健康发展，加大证券等直接融资方式在金融业中的比重，完善债券发行市场和交易机制。吸引外资银行和股份制商业银行来四川设立分支机构，加大市场竞争度和开放程度。
（2）提高金融体系效率。由以前关注金融总量的积累转移到对金融系统运行效率的关注，减少对银行机构的依赖，增强非银行金融机构的活力，保证非银行金融机构有效运行，鼓励符合相关条件的企业上市融资，降低融资成本。减少由于政策性限制和行业壁垒等原因所导致的资源配置扭曲，优化投资渠道，提高投资效率，提升沉淀资本向有效投资转化的速度，减少因金融总量过度积累引起的集中投资和无序投资。
（3）鼓励创新，提高资源的有效配置。机构的创新，发展地方金融弥补传统机构的不足;工具的创新，拓展金融业务范围，提升自身的竞争力，促进地区金融的发展;制度的创新，是机构和工具创新的保障。
参考文献：
[1]周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978—2002[J].金融研究，2002（10）
[2]杨柳勇，莫申生，彭美红.浙江省金融结构与经济增长关系的实证研究[J].货币银行，2011
[3]鄭长德.中国区域金融问题研究[M].北京：中国财政经济出版社，2007：72
[4]蒋团标，喻微峰.区域金融发展与经济增长——基于广西与江苏的比较视角[J].区域金融研究，2010，（02）：11-17
[5]郑长德.四川省金融发展与经济增长关系的实证分析[J].西南金融，2006（11）
[6]刘玲.新疆区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析[J].特区经济，2010
[7]苏梅.四川省金融发展与经济增长关系的实证分析[J].经济体制改革，2013（2）
[8]胡金炎，朱明星.山东省金融发展与经济增长相关性的实证研究（1978-2004）[J].山东社会科学，2005，（11）：124-127
[9]赵振全，薛丰慧.金融发展对经济增长影响的实证分析[J].金融研究，2004，（08）：94-99
[10]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999，（10）：53-61
作者简介：刘园苡（1990.10- ），籍贯：湖北省黄冈市，汉族，中南民族大学经济学院西方经济学研究生
关键词：金融总量;金融效率;经济增长;VAR
一、实证分析
1.指标的选取和数据来源
（1）经济增长（GRP）指标的选取
最能反映一个地区的经济发展能力的指標是生产总值，因此，人们通常选取生产总值和人均生产总值反映经济的增长，本文中选择生产总值的环比指数（GRP）作为衡量经济增长的指标。
（2）金融发展指标的选取
①金融总量指标（XGL）
学术界常采用金融货币化指标和金融相关率反映金融发展水平。金融货币化指标是由麦金农1973年提出的，由M2/GDP计算得来的。而我国货币政策是由人民银行统一制定和执行的，研究不同区域M2意义不大加之无法取得四川地区的M2数据，所以选择金融相关率作为衡量金融发展的指标之一。
金融相关率（FIR）是戈德史密斯1968年提出的，即用“某一时点上现存金融资产总额与国民财富的比值”衡量一国的经济金融化程度。FIR的计算有狭义和广义之分，广义FIR=金融资产/GDP，狭义FIR=存贷款年末余额/GDP。从以前的研究来看，人们多采用狭义FTR计算公式，考虑到数据可得性和模型的精确性，本文所采用的计算公式为：XGL=（金融机构存贷款额+保费收入+实际利用外资）/GDP。将此比值作为衡量金融总量（XGL）的指标。
②金融效率指标（XL）
金融相关率主要反映的是金融总量的变化，然而金融增长并不意味着金融发展，所以在衡量金融发展水平的时候，除了要考虑金融总量的变化还要考虑到金融效率。对于衡量金融效率的指标目前国内没有统一的指标，本文选用XL=贷款余额/存款余额，即储蓄向投资的转化率，作为来衡量金融效率（XL）的指标。
（3）数据来源和处理
本文采用的数据均来源于1996年-2012年《四川省统计年鉴》。取得原始数据根据以上公式进行计算后，得到文章中选取的三个指标，GRP、XL、XGL。根据统计学原理，对GRP、XGL、XL分别取对数得到LNGRP、LNXGL、LNXL，可以剔除变量之间存在的异常关系，平滑时间序列消除异方差。
①单整检验
采取Dickey和Fuller提出的增广单位根（ADF）检验各变量的平稳性，滞后阶数均根据SIC原则自动选取确定。根据检验结果（表1）可知，所有变量在5%的显著水平下均接受原假设，存在单位根，即为非平稳序列;各变量的一阶差分序列在5%的显著水平下均拒绝原假设，不存在单位根，均为平稳时间序列，即3个序列均在一阶差分后平稳。
②协整检验和误差修正
通过ADF单位根检验已知各序列均为一阶单整序列，它们之间的线性组合有可能是协整的，可以通过协整分析进一步检验它们之间是否存在协整关系。本文采用Johansen检验法进行协整检验，它是一种基于VAR模型的检验多变量之间协整关系的一种很好的方法。同时，还可以在长期稳定关系的基础上建立误差修正模型来进一步研究序列的短期波动与长期均衡之间的关系。Johansen协整检验的最优滞后阶数为VAR模型最优滞后阶数减1，VEC模型的最优滞后阶数等于VAR模型的最优滞后阶数，而基于VAR模型的最优滞后阶数则根据AIC 和LR准则确定。检验结果见表2：
统计量的结果显示，在5%显著性水平下，拒绝没有协整方程的原假设，接受最多一个协整方程的原假设，说明存在一个协整关系，即三个变量之间存在某种长期均衡的关系，因此可以对它们进行OLS回归分析得到协整方程：
LNGRP=4.6874+0.1108LNXL-0.0058LNXGL
（7.7321） （14.3662） （-2.8341）
■=0.6943 （1）
对协整方程的残差进行单位根检验，序列不存在单位根，为平稳序列，协整关系稳定。从回归结果来看：调整后的拟合优度较高，金融效率的弹性是正的，促进经济增长，并且很显著;金融相关率的弹性是负值，抑制经济增长，系数不显著，说明对总产值变化不敏感。上述关系式说明了，金融效率的增加对四川经济增长有推动作用，但是推动力不大，金融总量的增加对四川省经济增长没有推动作用，反而抑制经济的增长，抑制效果不是很明显。
从长期来看，金融发展对经济增长有影响但是影响力度不大。为了进一步验证金融效率和金融总量在短期内对经济增长的影响，可根据（1）式建立误差修正模型，最优滞后阶数则根据AIC 和LR准则确定。
D（LNGRP）=-0.5582ECM+0.0656D（LNXL（-1））-0.0247D（LNXGL（-1））
（0.11105） （0.11105） （0.82752）
[-4.28600] [-0.88709] [1.58476]
-0.1996D（LNGRP（-1））+0.0550
（0.26847） （0.01279） （2）
[-2.13627] [4.30077]
从基于协整关系建立的ECM模型结果来看：各个差分项反映各变量的波动，被解释变量的波动可以分为两部分：一是对于偏离长期均衡的调整，二是短期影响因素波动引起的。从方程的结果来看，ECM项的系数为负，这说明当生产总值大于其长期均衡时，会相反方向调整，当生产总值小于其长期均衡时，会像正方向调整。当短期波动导致经济偏离长期稳定均衡状态时，将以-0.5582的调整力度使非均衡状态重新回到均衡状态。在短期中，滞后一期的金融效率对总产值有正的影响，影响系数为0.0656，影响很显著但是影响力度不大，滞后一期的金融总量对总产值有负的影响，影响系数为0.0247。 ③格兰杰因果检验
从协整检验的结果中可知，金融总量和金融效率与经济增长存在均衡关系，金融效率与经济增长之间是正向关系，金融总量与经济增长之间是负相关关系，协整方程只能说明三者之间存在长期的均衡关系但并不能说明它们三者之间是否存在因果关系。若需要知道它们之间的因果关系，进一步对三个变量进行格兰杰因果检验。其结果见表3：
从金融相关率和经济增长的格兰杰检验结果来看，在5%的显著水平下接受原假设，即金融总量的增加与经济增长之间不存在因果关系;从金融效率和经济增长的格兰杰检验结果来看，在5%的显著水平拒绝原假设，即金融效率和经济增长之间存在双向的因果关系。
④方差分解
方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度评价不同结构冲击的重要性。方差分解给出对VAR模型中的变量产生影响的每一个随机扰动的相对重要性的信息。通过方差分解，可以更进一步了解金融发展对经济增长的贡献度。结果见表4，表5：
从表4的结果得到，金融效率对经济增长的贡献度大于金融总量，并且金融效率的贡献率呈一直上升的趋势到观察期期末达到最大值，与此相反，金融总量的贡献率呈一直下降的趋势。从表5的结果得到，经济增长对金融效率的贡献率比金融总量的贡献率大，并且一直保持在较稳定的状态40%左右，金融总量对金融效率的贡献率呈一直下降的趋势。
二、结论与建议
1.本文利用四川省1996年到2012年经济增长和金融发展的数据，运用计量经济学的方法，研究了四川省金融发展与经济增长之间的关系。从实证结果来看，可以得出以下结论：
（1）从长期来看，四川省的金融发展和经济增长之间存在均衡关系，金融发展对经济增长有影响。在短期内，一旦短期波动偏离长期均衡，误差修正项将以0.5582的力度方向作用，将非均衡状态拉回均衡状态。
（2）从协整方程的结果来看，以总量为特征的指标（金融相关率LNXGL）不仅难以促进四川经济增长，反而会抑制经济的增长，可能是因为金融总量的非效率积累对投资产生了挤出效应。而效率意义上的指标（金融效率LNXL），对经济增长有正的效应。虽然，相较于东部地区，其影响系数不大，但通过方差分解可知，其对经济增长的贡献率逐年增加。因此，金融发展不能只注重量的增加更应该注重效率的提高，仅仅只有总量的积累而没有效率的提高反而会抑制经济的增长。
（3）通过格兰杰检验发现，金融效率和经济增长之间存在双向因果关系，它们之间相互促进，并且经济增长对经金融效率提高的贡献率很稳定;以总量为特征的指标（金融相关率）和经济增长之间不存在因果关系。
2.基于以上实证结果，四川省在未来的经济和金融发展过程中：
（1）完善金融体系。和东部沿海地区相比，四川的金融市场不发达，体系不完善，机制不健全，开放程度和竞争程度较小。推动资本市场健康发展，加大证券等直接融资方式在金融业中的比重，完善债券发行市场和交易机制。吸引外资银行和股份制商业银行来四川设立分支机构，加大市场竞争度和开放程度。
（2）提高金融体系效率。由以前关注金融总量的积累转移到对金融系统运行效率的关注，减少对银行机构的依赖，增强非银行金融机构的活力，保证非银行金融机构有效运行，鼓励符合相关条件的企业上市融资，降低融资成本。减少由于政策性限制和行业壁垒等原因所导致的资源配置扭曲，优化投资渠道，提高投资效率，提升沉淀资本向有效投资转化的速度，减少因金融总量过度积累引起的集中投资和无序投资。
（3）鼓励创新，提高资源的有效配置。机构的创新，发展地方金融弥补传统机构的不足;工具的创新，拓展金融业务范围，提升自身的竞争力，促进地区金融的发展;制度的创新，是机构和工具创新的保障。
参考文献：
[1]周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978—2002[J].金融研究，2002（10）
[2]杨柳勇，莫申生，彭美红.浙江省金融结构与经济增长关系的实证研究[J].货币银行，2011
[3]鄭长德.中国区域金融问题研究[M].北京：中国财政经济出版社，2007：72
[4]蒋团标，喻微峰.区域金融发展与经济增长——基于广西与江苏的比较视角[J].区域金融研究，2010，（02）：11-17
[5]郑长德.四川省金融发展与经济增长关系的实证分析[J].西南金融，2006（11）
[6]刘玲.新疆区域金融发展与区域经济增长关系的实证分析[J].特区经济，2010
[7]苏梅.四川省金融发展与经济增长关系的实证分析[J].经济体制改革，2013（2）
[8]胡金炎，朱明星.山东省金融发展与经济增长相关性的实证研究（1978-2004）[J].山东社会科学，2005，（11）：124-127
[9]赵振全，薛丰慧.金融发展对经济增长影响的实证分析[J].金融研究，2004，（08）：94-99
[10]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999，（10）：53-61
作者简介：刘园苡（1990.10- ），籍贯：湖北省黄冈市，汉族，中南民族大学经济学院西方经济学研究生