郭 爽

(青海民族大學(xué)，青海 西寧 810007)

青海省金融市場(chǎng)發(fā)展與家庭收入的實(shí)證研究

郭 爽

(青海民族大學(xué)，青海 西寧 810007)

從理論上分析金融市場(chǎng)與家庭收入之間的影響機(jī)制。之后從數(shù)理角度，進(jìn)一步論證青海省金融市場(chǎng)發(fā)展與家庭收入之間的長期穩(wěn)定關(guān)系，并且青海省金融市場(chǎng)發(fā)展是居民家庭收入增長格蘭杰原因。因此，青海省在建立完善的金融市場(chǎng)前提下，能實(shí)現(xiàn)金融市場(chǎng)與居民收入之間的雙向互動(dòng)；并為青海省建設(shè)金融市場(chǎng)提出相關(guān)建議。

金融市場(chǎng)；家庭財(cái)產(chǎn)性收入；格蘭杰因果分析

引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，城鎮(zhèn)家庭的收入得到快速提高，對(duì)家庭金融資產(chǎn)的內(nèi)在需求不斷增加。2000年以來，青海省金融業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)的比重一直高于全國水平，各類家庭金融產(chǎn)品層出不窮，金融市場(chǎng)不斷深化。但是，與全國相比，青海省金融資產(chǎn)總量處于較低水平，金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)還有待優(yōu)化。與此同時(shí)，近年來，青海省城鎮(zhèn)居民家庭可支配收入逐年增長，其中人均財(cái)產(chǎn)性收入增速明顯。從2003年的人均50.87元增長為2013年的294.35元，增長了近6倍。對(duì)金融市場(chǎng)發(fā)展與居民收入關(guān)系的理解，從縱向上能夠加深金融市場(chǎng)的發(fā)展對(duì)于發(fā)展區(qū)域經(jīng)濟(jì)認(rèn)識(shí)。橫向上，能夠通過與其他發(fā)達(dá)地區(qū)的對(duì)比，找出青海省經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后的關(guān)鍵原因，為縮小青海省與全國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距提供理論指導(dǎo)。

金融市場(chǎng)發(fā)展與家庭收入增長二者的影響機(jī)制主要體現(xiàn)為：第一，家庭收入的提高是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動(dòng)力。根據(jù)21世紀(jì)經(jīng)濟(jì)報(bào)道，2015年我國家庭金融資產(chǎn)在家庭財(cái)富中占到了16.49%，更多的家庭財(cái)富流向了金融市場(chǎng)，增加了金融市場(chǎng)資金的總量。與此同時(shí)，居民收入的提高，對(duì)金融市場(chǎng)結(jié)構(gòu)提出了更高的要求，有利于推動(dòng)金融市場(chǎng)的創(chuàng)新。第二，金融市場(chǎng)的發(fā)展不但為居民提供了更多的收入渠道，并且在既定的分配格局下，金融市場(chǎng)的整體發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的重要?jiǎng)恿?，從而能夠從整體上提高居民收入(如圖1)。本文主要探究二者之間能否達(dá)到長期均衡以及是否存在因果關(guān)系。

圖1金融市場(chǎng)與居民收入的傳導(dǎo)關(guān)系

一、文獻(xiàn)綜述

國外的大部分研究證明金融市場(chǎng)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長、家庭收入增長的相互關(guān)系比較明顯，并且主要是正向作用。Greenwood和Jovanovic (1990)、Greenwood 和Smith (1997)，認(rèn)為人均收入的增加能夠帶來金融市場(chǎng)的繁榮。Pagano(1993)認(rèn)為資本存量的增加是經(jīng)濟(jì)增長的充分條件。并且在現(xiàn)代金融理論中，Pagano模型具有較高的影響力。King和Levine(1993)運(yùn)用回歸計(jì)量法，在模型中控制其他影響因素，再次證實(shí)了金融中介相關(guān)變量和經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)變量存在相互促進(jìn)作用。此后，Levine和Zervos (1998)根據(jù) 47 個(gè)國家1976年至1993 年資料發(fā)現(xiàn)，金融機(jī)構(gòu)發(fā)展及股市流動(dòng)性提高，對(duì)長期經(jīng)濟(jì)成長有正面貢獻(xiàn)。同時(shí)，也有研究對(duì)金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長提出了異議，如Aghion等(2005)認(rèn)為,金融市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是有限的，不可能持續(xù)性發(fā)展。

與國外的研究方法類似，我國學(xué)者也是大量運(yùn)用實(shí)證分析的方法。談儒勇(1999)采用OLS回歸，說明金融市場(chǎng)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展是積極的相互促進(jìn)作用。王志強(qiáng)和孫剛(2003)發(fā)現(xiàn)，金融市場(chǎng)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系是相互并且顯著的。也有學(xué)者持懷疑甚至相反的觀點(diǎn)。如韓廷春(2001)，通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?，金融市?chǎng)的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響微乎其微。李廣眾和陳平(2002)的研究表明，金融市場(chǎng)規(guī)模、效率與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果完全相反。Chang(2002)利用中國大陸1978-1999年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)GDP、金融發(fā)展和開放程度變量之間存在協(xié)整關(guān)系。趙振全、于震、劉淼(2006)研究發(fā)現(xiàn)，金融政策的變化會(huì)影響金融市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期關(guān)系，同時(shí)金融結(jié)構(gòu)發(fā)展速度滯后于經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展程度。

二、數(shù)據(jù)和研究方法

(一)數(shù)據(jù)來源及變量選取

實(shí)證分析的數(shù)據(jù)來自《2014青海省統(tǒng)計(jì)年鑒》、《2015青海省統(tǒng)計(jì)年鑒》。選取X：青海省金融業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)的比重、Y：青海省城鎮(zhèn)家庭人均財(cái)產(chǎn)性收入，作為本文變量。青海省金融業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)的比重，一定程度上反映了青海省金融市場(chǎng)的總體發(fā)展水平，并且數(shù)據(jù)容易獲得，因此可以作為金融市場(chǎng)的發(fā)展程度的度量指標(biāo)；對(duì)于青海省而言，主要是城鎮(zhèn)居民參與金融資產(chǎn)投資活動(dòng)，并且居民金融市場(chǎng)的投資直接影響的是財(cái)產(chǎn)性收入，因此選取青海省城鎮(zhèn)家庭人均財(cái)產(chǎn)性收入作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)。由于我國證券市場(chǎng)起步于90年代，并且青海省金融市場(chǎng)發(fā)展水平落后，相關(guān)數(shù)據(jù)不夠完善。因此，本文選取的是2002-2013年青海省的相關(guān)數(shù)據(jù)，是典型的小樣本事件。

(二)計(jì)量研究方法

綜合前人的研究成果，本文采用格蘭杰因果分析法，對(duì)青海省金融市場(chǎng)發(fā)展水平與家庭財(cái)產(chǎn)性收入的關(guān)系進(jìn)行研究。由于大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量都是非平穩(wěn)的，因此首先要對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(平穩(wěn)性檢驗(yàn))。若檢驗(yàn)出來的結(jié)果是非平穩(wěn)的，則構(gòu)造差分，再對(duì)差分后的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若結(jié)果符合同階單整，可構(gòu)造EG模型來檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系。在滿足變量之間存在協(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上，對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。本文的主要步驟如下：

1.單位根檢驗(yàn)

本文采用的是DF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)法。張曉峒、大川勉和張世英，(1999)對(duì)小樣本的DF統(tǒng)計(jì)量分布進(jìn)行研究，主要考慮以下三個(gè)模型：

xt=βxt-1+u

(1)

xt=c+βxt-1+u

(2)

xt=c+at+βxt-1+u

(3)

其中，假定u服從獨(dú)立的同一的正態(tài)分布。對(duì)于(1)(2)(3)式，當(dāng)樣本容量T→∞時(shí)，相應(yīng)于β的DF統(tǒng)計(jì)量，服從如下Wiener過程函數(shù)分布：

(4)

現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，小樣本DF統(tǒng)計(jì)量的分布，隨著樣本容量的增加從左偏變?yōu)橛移内厔?shì)，而小樣本DF檢驗(yàn)功效普遍偏低，相比之下，式(1)條件下的DF檢驗(yàn)功效最高。所以，在實(shí)際小樣本單位根檢驗(yàn)中，以盡量不用漂移項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)為宜，即不使用(2)(3)式。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

所謂協(xié)整就是多個(gè)非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量的某種線性組合是平穩(wěn)的。由于本文只有青海省金融業(yè)占第三產(chǎn)業(yè)的比重、青海省城鎮(zhèn)家庭財(cái)產(chǎn)性收入這兩個(gè)變量，一般采用所以采用EG檢驗(yàn)的方法判斷二者之間是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)步驟如下：

首先建立模型，用Logy對(duì)Logx進(jìn)行回歸，如(5)式所示：

Logy=α+βLogx+u

(5)

運(yùn)用Eviews7.2，得到方程的殘差et，再對(duì)殘差et進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若通過檢驗(yàn)，則說明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果分析主要考察變量之間影響的先后順序，以及變量之間是單方面影響還是互相影響。對(duì)變量X與Y，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)要求估計(jì)以下回歸：

(6)

(7)

變量之間的關(guān)系有4中結(jié)果：X對(duì)Y單方面影響；Y對(duì)X單方面影響；X與Y相互影響；Y與X無關(guān)。

F統(tǒng)計(jì)量是格蘭杰因果檢驗(yàn)的判斷標(biāo)準(zhǔn)。計(jì)算方法如下：比如，假設(shè)X不是Y的格蘭杰原因，首先進(jìn)行包含X滯后項(xiàng)的回歸，得到殘差平方和，記為RSSU。然后進(jìn)行不包含X滯后項(xiàng)的回歸，得到殘差平方和為RSSR。則F統(tǒng)計(jì)量：

(8)

(8)式中，n為樣本容量，m為X的滯后項(xiàng)的個(gè)數(shù)，k為常數(shù)項(xiàng)。若F值>Fα(m,n-k)，則拒絕原假設(shè)，即X是Y的格蘭杰原因。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)單位根檢驗(yàn)

為了避免偽回歸，對(duì)變量采用DF檢驗(yàn)法進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。由于樣本容量較小，確定Lnx與Lny在進(jìn)行DF檢驗(yàn)時(shí)滯后期都為1期。首先對(duì)lnx、lny進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在1%和5%的水平下，其DF統(tǒng)計(jì)量都大于臨界值，因此兩個(gè)序列都是非平穩(wěn)序列，接著，對(duì)lnx、lny進(jìn)行一階差分，得到△lnx、△lny兩個(gè)新序列，接著對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，△lnx的DF統(tǒng)計(jì)量為-4.651611，在1%和5%的水平下都小于臨界值-2.8622、-1.9791，△lny的DF統(tǒng)計(jì)量為-2.870812，在1%的水平下小于臨界值-2.8622.因此，在1%的檢測(cè)水平下，△lnx、△lny都是平穩(wěn)性序列。變量滿足同階協(xié)整，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表1單位根檢驗(yàn)結(jié)果①

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

采用EG檢驗(yàn)，首先建立方程lny=α+βlnx+u，做回歸分析，得到殘差et，接著對(duì)殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，通過Eviews軟件的分析，得到下表:

表2青海省金融市場(chǎng)發(fā)展與家庭財(cái)產(chǎn)性收入的回歸方程結(jié)果

其中修正后的R2=0.546618,F值=14.26209，對(duì)式中的殘差et進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，由回歸方程可得：et=lny-(-1.431895+2.313283lnx)。運(yùn)用Eviews7.2,進(jìn)行單位根檢驗(yàn)的結(jié)構(gòu)如下表所示：

表3回歸方程殘差的DF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表可知，殘差et的DF值為-3.395015，在1%、5%、10%的檢驗(yàn)水平下都小于臨界值，因此拒絕原假設(shè)，即et是平穩(wěn)的，從而說明lnx、lny之間存在協(xié)整關(guān)系，即青海省金融市場(chǎng)的發(fā)展水平,與青海省居民家庭財(cái)產(chǎn)性收入之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。二者的協(xié)整關(guān)系為長期均衡關(guān)系的建立、兩者相互促進(jìn)的發(fā)展格局提供了可能。

(三)格蘭杰因果檢驗(yàn)

上述檢驗(yàn)均符合要求的情況下，對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

表4青海省金融市場(chǎng)發(fā)展與家庭財(cái)產(chǎn)性收入的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果(滯后一階)

由此可知：lnx是lny的格蘭杰原因，lny不是lnx的格蘭杰原因。也就是說，青海省金融市場(chǎng)的發(fā)展?fàn)顩r，更大程度地影響著青海省家庭財(cái)產(chǎn)性收入的增加。這主要由青海省目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平?jīng)Q定的，青海省的經(jīng)濟(jì)一直以來落后于全國水平，居民家庭收入較低，不能為經(jīng)濟(jì)金融發(fā)展帶來強(qiáng)有力的動(dòng)力。因此，以政府為引導(dǎo)，加強(qiáng)對(duì)金融市場(chǎng)的投入和建設(shè)，才是目前推動(dòng)青海省經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要途徑，只有金融市場(chǎng)發(fā)展到一定程度，才能形成金融市場(chǎng)與居民家庭財(cái)產(chǎn)性收入之間明顯的雙向互動(dòng)。

四、結(jié)論及政策建議

(一)推進(jìn)本地金融市場(chǎng)的完善工作

青海省金融市場(chǎng)的起步比較慢，尤其是證券市場(chǎng)的發(fā)展不足。截至目前，青海省上市公司只有13家，遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后于全國平均水平。因此，政府部門要結(jié)合本地實(shí)際，充分學(xué)習(xí)國內(nèi)外成功經(jīng)驗(yàn)，有序推進(jìn)青海省金融市場(chǎng)的不斷完善，為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的發(fā)展提供資金來源，為居民的創(chuàng)造出更多收入的形式，從而為整個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供強(qiáng)有力的推力。

(二)規(guī)范金融市場(chǎng)的運(yùn)行機(jī)制，加強(qiáng)監(jiān)督和管理

目前來看，青海省金融機(jī)構(gòu)與居民之間存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，投資者的利益難以得到有效保護(hù)，金融市場(chǎng)存在較大風(fēng)險(xiǎn)。政府要不斷規(guī)范金融市場(chǎng)上的行為，對(duì)各主體的行為加強(qiáng)監(jiān)督和透明化管理，使青海省金融市場(chǎng)形成健康穩(wěn)定的發(fā)展趨勢(shì)，從而有利于青海省金融市場(chǎng)的進(jìn)一步深化。

(三)合理劃分市場(chǎng)，增強(qiáng)家庭金融產(chǎn)品的創(chuàng)新

青海省家庭金融市場(chǎng)上理財(cái)產(chǎn)品同質(zhì)化現(xiàn)象嚴(yán)重，難以實(shí)現(xiàn)個(gè)性化服務(wù)。家庭金融市場(chǎng)面對(duì)的是多層次的家庭客戶，差異化和個(gè)性化明顯。金融企業(yè)在充分調(diào)查的基礎(chǔ)上，對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行細(xì)分，形成自己的特色產(chǎn)品和優(yōu)勢(shì)品牌，不僅可以帶來更大的盈利空間，也能為當(dāng)?shù)鼐用裉峁└玫膫€(gè)性化服務(wù)，避免無序競(jìng)爭(zhēng)，獲得更大的企業(yè)利潤。

(四)加強(qiáng)優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品的宣傳力度，樹立良好的企業(yè)形象

青海省金融市場(chǎng)上的金融產(chǎn)品數(shù)量眾多，質(zhì)量更是參差不齊，再加上居民的金融理財(cái)知識(shí)的缺乏，居民在參與金融市場(chǎng)時(shí)總是存在較強(qiáng)的防范心理，居民進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資熱情不高。金融企業(yè)要以優(yōu)質(zhì)的服務(wù)和誠信原則，逐漸改善普通居民對(duì)優(yōu)質(zhì)理財(cái)產(chǎn)品的誤解，引導(dǎo)居民進(jìn)行健康合理的家庭理財(cái)。

(五)增強(qiáng)本地居民的家庭理財(cái)意識(shí)和風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)

居民是家庭金融市場(chǎng)重要的參與主體，青海省居民的家庭理財(cái)意識(shí)欠缺，一定程度上阻礙了青海省家庭金融產(chǎn)品的進(jìn)一步推廣，市場(chǎng)開拓難度較大。同時(shí)，居民進(jìn)行家庭金融資產(chǎn)投資，只有意識(shí)到風(fēng)險(xiǎn)的存在，才能進(jìn)行更加理性的投資，保證金融市場(chǎng)的穩(wěn)定健康發(fā)展。

注釋：

①張曉峒、大川勉、張世英(1999)的《小樣本DF統(tǒng)計(jì)量分布特征》中，給出了樣本容量為5的倍數(shù)的小樣本DF統(tǒng)計(jì)量的臨界值，本文樣本容量為12個(gè)，所以選取了最接近的樣本容量為10的臨界值。

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An Empirical Study of Financial Market and Household Income in Qinghai Province

GUO Shuang

( Qinghai University for Nationalities, Xining, Qinghai 810007)

This paper firstly analyzes the influence in mechanism between financial market and household income in theory. Then, it demonstrates that the impact between financial market and the family income is long-term and stability. At the same time, it is found that the development of financial market is the reason of family income increase in Qinghai province. Therefore, the two-way interaction between the financial market and the residents' income can be realized based on establishing a sound and healthy financial market in Qinghai Province. Finally, some suggestions are put forward for the construction of financial market in Qinghai Province.

financial market; family property income; Granger causality analysis

2016-11-30

郭 爽(1991-)，女，江蘇揚(yáng)州人，青海民族大學(xué)2015級(jí)金融專業(yè)在讀研究生。研究方向：金融市場(chǎng)與開發(fā)。

F063.4

A

1008-8156(2017)01-0020-04

修回日期：2017-01-21