基于VaR模型的福建省經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展關(guān)系實證研究

1、福建農(nóng)林大學(xué)東方學(xué)院DONGFANG COLLEGE，F(xiàn)UJIAN AGRICULTURE AND FORESTRY UNIVERSITY論文題目：基于VaR模型的福建省經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展關(guān)系實證研究年級專業(yè)：15級金融專升本學(xué) 號：1560405011姓名：謝如夢指導(dǎo)教師：尤添革/曠開金職稱：副教授/助教制定時間：2016-11-15摘要 今一個國家安全與和諧必然離不開該國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和社會的進(jìn)步程度。經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展的協(xié)調(diào)作用是當(dāng)今社會一直討厭研究的重要熱點，發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家協(xié)調(diào)作用方式不一樣，或者說不通發(fā)展中國家的協(xié)調(diào)作用的方式，協(xié)調(diào)深度都存在差異。此篇論文以福建省2006年至

2、2016十年間的經(jīng)濟(jì)增長情況和金融發(fā)展內(nèi)容為例，通過數(shù)據(jù)調(diào)查分析，建立相應(yīng)的模型對福建省經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展關(guān)系來進(jìn)行問題分析討論。 全篇內(nèi)容分為5部分。第1部分為文獻(xiàn)綜述。簡要說明本文章的選題方向和研究內(nèi)容，概況經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的關(guān)系，結(jié)合文章提出一些問題所在和解決思路。第2部分分析福建省當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長狀況與金融發(fā)展的狀況。結(jié)合經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展理論加上整理的2006到2016十年的各種動態(tài)變量和數(shù)據(jù)指標(biāo)，做出相應(yīng)的推，為之后建立模型奠定基礎(chǔ)。第4部分是福建省經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的實證分析。實證分析是此篇文章最總要的內(nèi)弄部分。實正分析分為協(xié)整分析VaR模型分析兩部分，其協(xié)整分析包括了單位根檢驗和

3、協(xié)整檢驗與Granger因果關(guān)系檢驗。VaR則獨立分析。在收集了福建省2006年到2016年的人均GDP，這里主要是指增長率(RGDP)，以RGDP等金融相關(guān)增長率作為研究變量，建立模型進(jìn)行較為系統(tǒng)的變量分析主要分為以下五個內(nèi)容方面:1.在收集整理數(shù)據(jù)后，建立了福建省經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的VAR模型，首先進(jìn)行VAR模型的定階，在定階完成后對參數(shù)進(jìn)行評估，以模擬動靜態(tài)方式，來檢測VAR模型是否穩(wěn)定。2.對福建省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)序列進(jìn)行了向量協(xié)整檢驗并建立了向量誤差修正模型(VEC)。3.對江蘇省經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展做好Granger因果檢驗。4.在建立VAR模型之后，對其脈沖響應(yīng)分析，找到問

4、題關(guān)鍵所在總結(jié)出結(jié)論。5.最后一步這是方差分解，分析其實證關(guān)系問題所在，在文章結(jié)尾以上面模型分析的問題，推出良好合適的政策建議。 關(guān)鍵字:經(jīng)濟(jì)增長；金融發(fā)展；協(xié)整分析；VaR模型分析；Granger因果分析檢驗；脈沖分析；方差分解；政策建議AbstractA country's security and harmony is inseparable from the country's economic development and social progress. The coordinating role of economic growth and financial

5、development is an important hotspot of research in today's society. Differences exist in the depth of coordination between developed countries and developing countries in different ways of coordination or lack of coordinating role of developing countries. This paper takes the economic growth and

6、 financial development in Fujian province as an example, and analyzes and discusses the relationship between economic growth and financial development in Fujian province through the data analysis and the corresponding models.  The whole article is divided into five parts. The first part is

7、 literature review. This paper briefly describes the direction and content of this article, summarizes the relationship between economic growth and financial development, and puts forward some problems and solutions. The second part analyzes the current economic growth and financial development of F

8、ujian Province. Combined with the theory of economic growth and financial development with the finishing of the 2006 to 2016 decade of the various dynamic variables and data indicators, and make the corresponding push, to lay the foundation for the establishment of models. The fourth part is the emp

9、irical analysis of economic growth and financial development in Fujian. Empirical analysis is the most general part of this article. The cointegration analysis includes unit root test, cointegration test and Granger causality test. The cointegration analysis is based on the cointegration test. VaR w

10、as analyzed independently. In this paper, we collected the GDP per capita of Fujian Province from 2006 to 2016, mainly referring to the growth rate (RGDP), RGDP and other financial-related growth rates as the research variables, the establishment of the model for more systematic analysis of variable

11、s is divided into the following five Firstly, the order of the VAR model is determined, the parameters are evaluated after the order is completed, and the VAR model is simulated to simulate the dynamic and static methods to detect the variances of the VAR model. The VAR model of Fujian province'

12、s economic growth and financial development is established after collecting and collating the data. Whether the model is stable. The vector covariance test of the index series of financial development and economic growth in Fujian Province is carried out and a vector error correction model (VEC) is

13、established. Granger causality test is carried out for economic growth and financial development in Jiangsu Province. 4. After establishing the VAR model, analyze the impulse response and find out the key point of the problem. 5. The final step is the variance decomposition, analysis of the relation

14、ship between the empirical problem, at the end of the article to the above model analysis of the problem, the introduction of good and appropriate policy recommendations.Key words: economic growth; financial development; cointegration analysis; VaR model analysis; Granger causality analysis test;imp

15、ulse analysis; variance decomposition; policy suggestion目錄引言11 文獻(xiàn)綜素22 福建省經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展現(xiàn)狀32.1福建省經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r32.2福建省金融發(fā)展?fàn)顩r53 數(shù)據(jù)選取及來源74 實證分析84.1協(xié)整分析84.1.1單位根檢驗84.1.2 協(xié)整檢驗104.1.3 Granger因果關(guān)系檢驗114.2 VaR模型分析134.3脈沖分析和方差分解144.3.1脈沖分析響應(yīng)144.3.2方差分解165 結(jié)論及建議185.1結(jié)論185.2建議19參考文獻(xiàn)21結(jié)束語22引言 一個國家安全與和諧必然離不開該國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r和社會的進(jìn)步程度。經(jīng)

16、濟(jì)增長與金融發(fā)展的協(xié)調(diào)作用是當(dāng)今社會一直討厭研究的重要熱點。經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展是否存在著相互協(xié)調(diào)發(fā)展作用?若有協(xié)調(diào)作用，則對我國的金融發(fā)展體系做出戰(zhàn)略方向擬定與完善，以金融發(fā)展來帶動經(jīng)濟(jì)的騰飛;若無協(xié)調(diào)作用，則要深度的去分析其問題所在，金融的爆發(fā)發(fā)展是否一種畸形發(fā)展，是否有必要對金融投入更多，在經(jīng)濟(jì)增長的同時，可以說忽視掉金融的增長。在當(dāng)今社會，無論是國外研究人員還是國內(nèi)學(xué)者都在探討經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展的協(xié)調(diào)作用關(guān)系。探討金融發(fā)展的狀況對國家經(jīng)濟(jì)經(jīng)濟(jì)增長非常重要，符合可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略的發(fā)展方向。對當(dāng)前低迷的經(jīng)濟(jì)能取到很好的參考選擇作用。1文獻(xiàn)綜素 國內(nèi)外學(xué)者對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了大量

17、的實證研究。由于不同學(xué)者使用不同的理論方法、采用不同的時間數(shù)據(jù)頻率，基于不同的側(cè)面，因此，已有的經(jīng)驗研究結(jié)論也不盡相同。 所謂的經(jīng)濟(jì)增長是指在一定時期內(nèi)，國家或地區(qū)伴隨著制度的改革以及經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不斷優(yōu)化的同時，人口、資本、技術(shù)等要素的不斷投入，使物資產(chǎn)品、人均產(chǎn)量或者服務(wù)總量的增長的過程。經(jīng)濟(jì)增長不僅表現(xiàn)在國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的不斷增加，同時還表現(xiàn)在對經(jīng)濟(jì)、政治以及科、教、文、衛(wèi)等方面的發(fā)展、社會經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和創(chuàng)新的動態(tài)變化不斷完善的過程。 金融發(fā)展是指金融增長總量的擴(kuò)張、金融效率的提升和金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化等一系列動態(tài)變化過程。它是一個質(zhì)和量相結(jié)合的概念，質(zhì)中有量的擴(kuò)張，量中有質(zhì)的升華。金融總量

18、的發(fā)展是指金融中介機(jī)構(gòu)的發(fā)展、存貸款余額的增加、保費(fèi)總量的增加、證券交易市場規(guī)模的擴(kuò)大;金融的質(zhì)的發(fā)展是指金融體系效率的提高、金融信貸結(jié)構(gòu)的優(yōu)化、保險密度的提高。 金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系的理論研究較多，概括起來，主要有以下五種觀點: 1.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間并不存在因果關(guān)系。二者之間按各自的邏輯發(fā)展，所謂兩種之間存在很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系純屬巧合。此觀點被多數(shù)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)家所支持。 2.經(jīng)濟(jì)增長是金融發(fā)展的原因。即經(jīng)濟(jì)增長帶動金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展變化。此觀點被現(xiàn)在制度經(jīng)濟(jì)學(xué)家所推崇。 3.金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的一個決定因素。即金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的前提條件，熊彼特提出，如果沒有其他阻礙經(jīng)濟(jì)增長的因素，金

19、融體系能夠帶動經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速地增長。 4.金融發(fā)展阻礙經(jīng)濟(jì)增長。凱恩斯(Keynes 1936),戴蒙德(Diamond1983和克魯格曼(Krugman 1998認(rèn)為:金融體系具有內(nèi)在的不穩(wěn)定性。如金融領(lǐng)域的泡沫和貨幣危機(jī)阻礙經(jīng)濟(jì)增長。論文研究方法： 1.文獻(xiàn)研究法：通過大量閱讀相關(guān)學(xué)者或?qū)＜业钠诳撐模瑫殚喗鹑诎l(fā)展和經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論相關(guān)知識從而進(jìn)行總結(jié)。 2.收集和歸納：收集有關(guān)于實證分析所需的數(shù)據(jù)，歸納前學(xué)者研究成果。 3.分析法：通過VAR模型分析對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究。 4.圖表法：利用分析出的表格數(shù)據(jù)材料直觀的表現(xiàn)。2 福建省經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展現(xiàn)狀2.1福建省經(jīng)濟(jì)發(fā)展

20、狀況 從1990年至今，作為沿海省份福建省的經(jīng)濟(jì)效益翻了幾番，可說是我國經(jīng)濟(jì)增長非常快的幾個省份之一。國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP不斷增長，從1990年的2,496,97億元(占全國GDP總值的6.04070，上升到2015年的31422.61億元(占全國GDP總值的10.40450 )，從以下圖表可以看出:1990到2015年，江蘇GDP增長趨勢以及它占國家GDP總量的變化趨勢。 2.1 1990年-2015年國家GDP變化趨勢2.2 福建省1990-2015年GDG占全國比重 由圖2.1可以看出1990-2015年國家GDP總產(chǎn)值以爆發(fā)快速的增長，體現(xiàn)出改革開放以來國家經(jīng)濟(jì)得到了飛一樣進(jìn)步，發(fā)展趨勢

21、及其良好。圖2.2可以較為直觀的表現(xiàn)出1990-2015年福建省GDP占國家比重變化的折線圖，上升趨勢良好，偶爾出現(xiàn)非常小的幅度下降波動，從全局來看，福建省的經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出欣欣向榮的上升良好趨勢，在2005之后，福建省GDP一總值就在全國的前十位，經(jīng)濟(jì)實力雄厚穩(wěn)定。 福建省的金融發(fā)展帶動了整個區(qū)域經(jīng)濟(jì)的上升，為經(jīng)濟(jì)增長做出很大貢獻(xiàn)。金融發(fā)展帶動了許多經(jīng)濟(jì)要點，成本得到了很大的降低，交易方式多樣化，方向化，產(chǎn)業(yè)利用率得到了很大提高，資金回報率，回報速度都加強(qiáng)了很多，經(jīng)濟(jì)鏈多樣話，產(chǎn)業(yè)自然而然加快發(fā)展。 表2.1年份地區(qū)生產(chǎn)總值第一產(chǎn)業(yè)第二產(chǎn)業(yè)第三產(chǎn)業(yè)199010026.348.425.3199110

22、024.649.825.6199210025.249.025.8199310021.449.728.7199410018.352.529.0199510016.253.129.9199610016.853.829.0199710016.752.730.6199810016.752.630.7199910016.351.932.8200010015.451.0 33.6200110014.850.634.6200210013.450.835.8200310012.151.836.1200410011.551.835.7200510010.452.736.520061009.254.536.320

23、071009.056.134.920081009.156.234.720091008.456.235.420101008.356.335.420111008.056.034.020121007.455.836.820131006.955.337.820141006.354.539.220151006.054.139.9 通過2.1表分析得出，直觀的相處福建省由占據(jù)主導(dǎo)地位的第1產(chǎn)業(yè)一直在下降，而第3產(chǎn)業(yè)與第2產(chǎn)業(yè)的GDP則是呈現(xiàn)穩(wěn)定上升的狀態(tài)。可以看出福建省GDP中第1產(chǎn)業(yè)，第2產(chǎn)業(yè)，第3產(chǎn)業(yè)所呈現(xiàn)的比值由1990年的26.43, 48.4, 25.3，到2015年的6.0,54.1 , 39

24、.9 070，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)朝著有利方向變遷，第2,3產(chǎn)業(yè)占GDP比重總數(shù)的92.8%.第2,3產(chǎn)業(yè)占GDP總和分值上升，可以突出福建省經(jīng)濟(jì)增長的必然因素，也是經(jīng)濟(jì)增長所帶來的效果。2.2福建省金融發(fā)展?fàn)顩r福建省證券市場運(yùn)行平穩(wěn)。2009年末江蘇省境內(nèi)上市公司由上年末的117家增加到128家，在上海、深圳證券交易所籌集資金約270.7億元，比上年增加171.6億元。圖2.3是出1990-2009年福建省證券交易額占GDP比重的變化趨勢。2.3 1990-2015福建省證券交易額占GDP比重示意圖Goldsmith (1969)提出金融資產(chǎn)相關(guān)比率(FIR，它是以江蘇金融資產(chǎn)總額(存貸款加總)與

25、GDP的比值。這個指標(biāo)在某種意義上能反映江蘇金融發(fā)展的綜合水平。由表2.2中的數(shù)據(jù)，可以繪制出1988-2009年金融機(jī)構(gòu)存貸款余額以及居民儲蓄存款余額的發(fā)展趨勢。勢2.2年份金融機(jī)構(gòu)存款余額金融機(jī)構(gòu)貸款余額居民存蓄余額GDP1990518.821042.45469.231461.211991642.341229.41619.501611.3719921422.611480.80766.112136.0219931797.331777.80964.222998.1619942481.132218.151352.574057.3919953500.492875.391922.335155.251

26、9964706.363840.742581.066004.2119975674.944452.463101.896680.3419986578.805063.573656.467199.9519997470.435535.154131.987697.8220008400.755967.664456.838553.6920019700.686671.745172.839456.84200211881.198234.586276.2010606.85200315378.4911299.557638.1812442.87200418211.0213480.988863.1015003.6020052

27、2001.4415396.5910581.2718305.66200625 860.4718485.0212183.4721645.08200730450.5422092.1013014.92257414826160.7216721.1830312.61200948850.3135296.7320080.3134061.22201052534.3438986.5323056.2338074.56201158763.6742148.6626234.5642345.76201263554.9047105.2429436.0748868.31201367564.655104

28、2.0633865.4552975.76201470987.3856235.2337078.7357045.84201573035.3463756.2541135.2565145.24 2.4 金融機(jī)構(gòu)存貸款余居民存款余額變化趨勢圖 從圖2.4可以看出，1990-2015年金融機(jī)構(gòu)中的存款與金融機(jī)構(gòu)中的貸款，和居民儲蓄存款余額一直來都保持著穩(wěn)定上升的勢頭。金融機(jī)構(gòu)中的存款和金融機(jī)構(gòu)中的貸款余額注入到經(jīng)濟(jì)開發(fā)上去，取得的效益又圖標(biāo)就可以非常明顯的看出來，居民儲蓄存款余額保持著比較平穩(wěn)的趨勢，雖然比較金融機(jī)構(gòu)存款和金融機(jī)構(gòu)貸款額度比較低一些，但是也為福建省的經(jīng)濟(jì)開發(fā)提供了很大的一部分資金，流動資金

29、在提高，福建省的緊急開發(fā)活躍度也就越高。一個省份的資金的雄厚程度深刻影響著該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，是一個不可忽視和缺少的因素，在改革開放以來，沿海城市的經(jīng)濟(jì)增長速度非常的快，遠(yuǎn)超過內(nèi)陸大部分城市。資金儲量的多少關(guān)系到福建省的經(jīng)濟(jì)開發(fā)大小，可以說福建省的金融圈為該省的經(jīng)濟(jì)開發(fā)提供了原始的資金保障。3 數(shù)據(jù)選取及來源金融發(fā)展指標(biāo)通常采用Goldsmith和Mckmoon的金融發(fā)展指標(biāo)一金融相關(guān)率，即用金融資產(chǎn)總量/GDP衡量金融發(fā)展程度。由于缺乏金融資產(chǎn)的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文采用存貸款總額的數(shù)據(jù)，將金融相關(guān)率定義為存貸款總額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比例，記為FIR。在上一章中，對福建省經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的數(shù)據(jù)源做了一

30、個原始的收集統(tǒng)計，此篇文章中研究金融相關(guān)相關(guān)因素設(shè)計包含有以下系列：(金融相關(guān)率FI，證券化程度指標(biāo)SIGDP，金融中介率FM，以及金融保險INSURER，這些指標(biāo)作為研究的基本向量。同一個省份，福建省由東向西各個城市的消費(fèi)水平有高低之分，為了消除這種地域差帶來的影響，我們通過把人均GDP的增長率來描繪福建省的經(jīng)濟(jì)增長情況。同時為了減小方差帶來的影響，此篇本章通過以上所有因素一起進(jìn)行相關(guān)分析，因為數(shù)據(jù)量的龐大，在在這里截取了1990-2005年一部分的收集的數(shù)據(jù)對福建省省的經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展存在的協(xié)調(diào)作用問題進(jìn)行對比分析，詳細(xì)情況見表3.1:表3.1 年份 FIR FMINSURE S/GDP

31、 RGDP 1990 92.28780.644546489.91.1199192.2878.000.644546489.901.101992107.8185.500.818044493.406.901993245.9377.501.0833232119.4024.201994119.2467.600.9395763127.6018.801995175.8264.600.6205960127.5015.601996153.6869.500.5644731120.2014.601997142.3577.600.8688903123.5011.501998141.6097.701.259067713

32、8.9011.301999141.70105.801.3772318154.7010.402000148.95123.401.522768854.799.602001167.41113.801.543544498.349.902002172.13117.801.886253857.639.102003189.20129.002.678646339.2211.202004214.10139.903.079996836.2213.202005204.30132.302.792329839.9814.504實證分析4.1協(xié)整分析4.1.1單位根檢驗 單位根檢驗，這種檢驗方法是根據(jù)有效的時間序而做出的

33、穩(wěn)定性的檢測。穩(wěn)定的時間序列在進(jìn)行統(tǒng)計時，所表現(xiàn)的特征不會雜論無章，也就是說時間變化，而特征不會出現(xiàn)意料之外的變動。其中以嚴(yán)平穩(wěn)與弱平穩(wěn)為主，表現(xiàn)突出。根據(jù)穩(wěn)定的時間序列，就可根據(jù)時間序列反應(yīng)的特征推測以后的發(fā)展一般我們說的平穩(wěn)性都是指的弱平穩(wěn)性，同時需要達(dá)到下面3種值:(1)均值E（Yt）=u, (t=1, 2,）(2)方差var（Yt）=E（Yt-u）²=²， (t=1, 2,）(3)協(xié)方差cov（Yt+Yt+k）=Ef(Yt-u)(Yt+k-u)=r(t,t+k),(t=1, 2,）上面所指的三個值本質(zhì)可認(rèn)為是在一個穩(wěn)定的時間序列中的平均值和方差出于任何一個時間點都是

34、穩(wěn)定的，不會超出線性外。在t與t+k中的協(xié)方差兩者之間的間距值K，在這些特征中所需要計算的值和COV的初始值T是沒有關(guān)系的。檢測事物的平穩(wěn)性不僅僅只有這一種方法，在計算中ADF檢驗通常會用的比較多。在這種計算中單位根檢驗，來預(yù)測平穩(wěn)性會比較合適。檢驗的辦法主要賴下列幾種模： 若上面3種假設(shè)Ho：=0，也就是只有一個根，檢測中的統(tǒng)計量是：如若上面的檢測是成立的，則所統(tǒng)計的量不呈T分布的，里面的極限分布收斂于維納的過程函數(shù)中。檢驗現(xiàn)從第一個開始的模型運(yùn)算，檢驗的方法是T<，說明開始的假設(shè)是不行的，這樣就說明符合平穩(wěn)序列。再從第二個運(yùn)算方式開始。通過循環(huán)運(yùn)算上面的模型。但初始假設(shè)被拒絕時，則停

35、止。若是上面3個運(yùn)算模型都不符合計算，一般都認(rèn)為該初始假設(shè)是不平穩(wěn)的。上述的三個運(yùn)算模型的零界點都是不一樣的。由于大多數(shù)經(jīng)濟(jì)時間序列是非平穩(wěn)的，為了防止為回歸，首先進(jìn)行ADF單位根檢驗，檢查序列的平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果見表1。從表1的檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下LFIR, LTD, LISR是非平穩(wěn)的序列，而LFIR, LISR經(jīng)過一階差分得到的序列在同樣的顯著性水平下都是平穩(wěn)的序列，因而LFIR, LISR是一階單整，LTD不是一階單整。由圖1可以看出，LTD, LFIR, LISR序列的變化趨勢具有很大的相似性，因此可以估計LTD,LFIR, LISR可能存在協(xié)整關(guān)系。關(guān)于協(xié)整觀點，并不必

36、然要求被解釋變量和各解釋變量都是同階的單整序列，只要回歸殘差是平穩(wěn)序列即可。紅色代表LTD , 藍(lán)色代表LFIR, 綠色代表LISR。圖1 LTD,LFIR,LISR序列表1 LIS,LFIR,LNE單位根檢驗結(jié)果變量檢驗形式(c, t，k）ADF統(tǒng)計量P值結(jié)論LFIR(c n,l)0.0059500.9495非平穩(wěn)LTD(c,n,3)-2.9618410.0569非平穩(wěn)LISR(c,n,0)-2.6116400.1057非平穩(wěn)DLFIR(c,n,l)-3.8058830.0101平穩(wěn)DLTD(c,n,2)-1.2591090.6258非平穩(wěn)DLISR(c,n,0)-3.1109110.041

37、1平穩(wěn)4.1.2 協(xié)整檢驗檢驗Johanse協(xié)整檢驗是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗，通過在Johansen協(xié)整原理建立在VAR模型的之上，開始必須先建立好VAR模型: Yt=A(Yt-)+A(Yt-)+.+ApYt-p+Bxt+Ut其中Yt等都是非平穩(wěn)德I變量：A，AAp都是k²階的參數(shù)矩陣，Xt是確定d維的外生變量，它顯示趨勢，數(shù)據(jù)項等已經(jīng)確定的項，Ut是K維的擾動向量，將上述模型進(jìn)行變化，可以得出：Yt=(A-I)(Yt-)+(A-I)(Yt-)+.+(Ap-I)(Yt-p)+Bxt+Ut兩側(cè)都減去Yt-1，可以得出：Yt=(A-I)(Yt-)+(A+A-I)(Yt-)+（A·

38、;Yt-）+（Ap·Yt-p）+Bxt+Ut以此類推： 當(dāng)： 可以得出： 根據(jù)上方假設(shè)Yt至I項，所有Yt至I。這樣可以得到=除了=Yt-1之外，其他包含的項皆具有平穩(wěn)性。如若Yt-1是非平穩(wěn)，則Yt的分量中的量是沒有協(xié)整的關(guān)系。如若Yt-1具有平穩(wěn)性，則y，的分量中的量是有協(xié)整關(guān)系的。這樣可以得出壓縮矩陣決定VAR模型中的變量有沒有或者在什么范圍內(nèi)是有協(xié)整性的。通常使用特征根跡檢驗對協(xié)整向量進(jìn)行檢驗。一般來說r個最大特征根，可以得出到r個協(xié)整向量，而對于k一r個非協(xié)整組合來說，t+1，t+2.+K,都是為零的，這樣才可以預(yù)測出初始假設(shè)，和另存假設(shè)：H：>0,=0,則最多有r個

39、協(xié)整向量。H：>0,=0有r個協(xié)整向量（r=0,1,2,3,4,5,6,7.K-1）,相應(yīng)向量的統(tǒng)計量。為特征跟統(tǒng)計向量。逐一來檢測個統(tǒng)計量的顯著性：<零界點時，則H無窮大，這說明是沒有協(xié)整向量關(guān)系的；>零界點時，H不存在，這說明至少有一個協(xié)整向量；<零界點時，H存在，說明剛剛好有一個協(xié)整向量；>零界點時，H不存在，說明至少有2個協(xié)整向量； . >零界點時，存在H，說明此時只有r個協(xié)整向量。向量自回歸模型(VAR)是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立起來的模型，它用模型中的所有當(dāng)期變量對所有變量的若干滯后變量進(jìn)行回歸.經(jīng)過多次試驗，并結(jié)合AIC和SC最小準(zhǔn)則，VAR的最

40、優(yōu)滯后階數(shù)為2.通過EVIEWS_5.0對VAR模型穩(wěn)定性的判定如下圖:圖4.3 VAR模型穩(wěn)定性判定 根據(jù)得到的圖形知道VAR所有的特征根的倒數(shù)值均落到單位圓內(nèi)，這表明VAR模型是穩(wěn)定的。只有VAR模型時穩(wěn)定的我們才能夠進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析和方差分解。4.1.3 Granger因果關(guān)系檢驗VAR模型的另一個重要的應(yīng)用是分析經(jīng)濟(jì)時間序列變量之間的因果關(guān)系。Granger因果檢驗方法它解決了x是否引起y的問題，通過看現(xiàn)在的y能夠在多大力度上被過去的x所解釋，加入x的滯后值是否可以使解釋程度提高。如果x在y的預(yù)測中有幫助，即為“y是由x Granger引起的”?？紤]對y進(jìn)行S期預(yù)測的均方誤差(MS

41、E):Granger因果的定義為:假設(shè)對所有的s>O，對序列(Y，Yt-1，.)預(yù)測Yt-1得到的均方誤差，與對序列(yt，yt-1，)與(Xt, Xt-1, .)兩者而得到的Yt+x的均方誤差相同，由此可得y不是由x Granger引起的。若對于線性函數(shù)，有: 可得:x不能Granger引起y等價的，如果上式成立，則稱x對于y是外生的。具體進(jìn)行兩個變量的因果檢驗時，使用的是以下兩個模型:其中U1t U2t是不相關(guān)的白噪聲。檢驗的原假設(shè)如下:上式1 H10：o:1=2=3=.p=0上式2 H20：o:1=2=3=.p=0 檢驗方法如下: 如果拒絕H10接受H20，則x是引起y的原因。 如

42、果接受H10拒絕H20，則y是引起x的原因。 如果接受H10接受H20，則x和y不存在因果關(guān)系。 如果拒絕H10拒絕H20，則x與y互為因果。4.2 VaR模型分析 為VAR模型通過把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，將單變量自回歸模型推廣到多變量的向量自回歸模型。利用VAR模型可以對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)進(jìn)行動態(tài)分析及動態(tài)預(yù)測，分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。 P階向量自回歸模型VAR(P)的一般表示為:Yt=A(Yt-)+.Ap(Yt-p)+Bxt+Ut t=1，2,3,4，.K 其中:yt是k維內(nèi)生變量向量，xt是d維外生變

43、量向量，p是滯后階數(shù)，T是樣本個數(shù)。k·k維矩陣入，奔和k·d維矩陣B是要被估計的系數(shù)矩陣。ut是k維擾動向量，各ut之間可以同期相關(guān)，但不與自己的滯后值相關(guān)。假設(shè)藝是1的協(xié)方差矩陣，是一個k·k的正定矩陣，則可表示為:t=1,2,3,.T 為方便起見，假設(shè)VAR模型都是不含外生變量的非限制向量自回歸模型，仍用A表示系數(shù)矩陣，用下式表示:Yt=A(Yt-)+.Ap(Yt-p)+Bxt+Ut 或者 A（L）Yt=Ut其中A（L）=Ik-A1L-A2L²-.-ArL,是滯后算子L的kxk的參數(shù)矩陣。 如果行列式detA(L)的根都在單位圓內(nèi)，則上式滿足平穩(wěn)性

44、條件。此時可以利用該模型進(jìn)行預(yù)測及下一步的分析。4.3脈沖分析和方差分解4.3.1脈沖分析響應(yīng)脈沖響應(yīng)函數(shù)(Impulse Response Function,IRF)一般在分析系統(tǒng)內(nèi)某個內(nèi)生變量的隨機(jī)沖擊對模型中所有內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值的影響。圖4.1說明了LFIR正向沖擊導(dǎo)致LISR變動，LISR上升速度加快，在第三至四期附近到達(dá)最高零界點，隨著是下降的非?？?，在第十三期附近，到達(dá)了最小零界點，然后載慢慢的回升，到達(dá)第二十八期附近，走向慢慢穩(wěn)定下來，這些數(shù)據(jù)可以說明金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有短時間的正效應(yīng)。圖4.1向產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對金融發(fā)展的脈沖響應(yīng) 圖4.3對外貿(mào)易對金融發(fā)展的脈沖響應(yīng)圖4.2

45、金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的脈沖響應(yīng) 圖4.4 金融發(fā)展對對外貿(mào)易的脈沖響應(yīng) 圖4.2說明了LISR的正向沖擊導(dǎo)致LFIR變動，LFIR上升速度加快，在第六至九期附近到達(dá)最高零界點，隨著是下降的緩慢，在第二十五期附近，走向慢慢穩(wěn)定，這些數(shù)據(jù)可以說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對金融發(fā)展有長時間的正效應(yīng)。圖4.3說明了LFIR的正向沖擊導(dǎo)致LTD變動，LTD開始上升的非常快，然后下降的速度迅速直至零點，這些數(shù)據(jù)可以說明金融發(fā)展對對外貿(mào)易有著不小的負(fù)效應(yīng)，某種程度方面來說抑制了對外貿(mào)易的發(fā)展。圖4.4說明了LTD的正向沖擊導(dǎo)致LFIR變動，LFIR上升迅速，到了第四期附近到達(dá)最高零界點，隨著是下降的緩慢，在第十八期附近，這些

46、數(shù)據(jù)可以說明對外貿(mào)易給金融發(fā)展有著非常好的正向效應(yīng)。4.3.2方差分解 方差分解，是VaR模型能很好建立取得效果的一種方式，把每一項的信息數(shù)據(jù)帶入模型中，觀察其變化量的貢獻(xiàn)度，這樣可以知道每項新信息對模型的比較的相關(guān)性。 圖4.5是LISP分解模式圖，從圖中可以看出，因本身擾動而產(chǎn)生的比值呈一種下降的趨勢，再則慢慢提高，在20期附近時，穩(wěn)定在了百分之五，LFIP擾動項則是上升迅速，在第三期附近時，處在一個最高臨界值，大概是百分之五十六，過來呈下降趨勢，在十三期則慢慢穩(wěn)定在了百分之二十六，LTD項的比值上升趨勢快，在第八期時，穩(wěn)定在了百分之二十，但可以看出總比值是在減小，說明了金融發(fā)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變

47、動中貢獻(xiàn)是非常大的。 圖4.6為LFIR的分解模式圖，從圖可以看出本身擾動而使比值在迅速下降，到了第十三期，下降的慢慢穩(wěn)定在百分之四十 ,LTD變動比值在開始上升后，在慢慢下降，到了第十七期穩(wěn)定在了百分之十八 , LISR擾動比值提高的非?？?，到了第十五附近，慢慢穩(wěn)定在百分之四十一，這些數(shù)據(jù)可以說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對金融發(fā)展有很大的貢獻(xiàn)。 圖4.7為LTD的分解模式圖，從圖可以看出以本身擾動造成的比值在快速下降，到了第十期附近，慢慢穩(wěn)定在百分之五十六 , LFI變動比值慢慢的提高，到了第十五期，穩(wěn)定字了百分之十五 , LISR擾動比值提高的非常快，到了第十附近，慢慢穩(wěn)定在百分之五十四，慢慢穩(wěn)定在百分之

48、四十，這些數(shù)據(jù)可以說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對外貿(mào)易有很大的貢獻(xiàn)。圖4.5 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方差分解圖4.6 金融發(fā)展的方差分解圖4.7 對外貿(mào)易的方差分解5結(jié)論及建議5.1結(jié)論 本文利用VaR建模的方法對福建省的金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了相應(yīng)的實證研究，得出的結(jié)論可以看出金融增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展協(xié)調(diào)作用是相互的，金融增長帶動了經(jīng)濟(jì)發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展促使金融增長的更活躍，兩者結(jié)合發(fā)展可以使福建省的核心競爭力得到大大的提升，本土經(jīng)濟(jì)得到了保證，對外貿(mào)易將會更加平穩(wěn)和速度。這些年，福建省的經(jīng)濟(jì)發(fā)展美年直線增長，金融行業(yè)提高了整個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)實力，經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)模式得到更加的完善，可以說福建省的外貿(mào)交易帶動了本土金融行業(yè)的迅速發(fā)展，但

49、是，但是，福建省金融的發(fā)展對促進(jìn)對外貿(mào)易的發(fā)展的作用不明顯，這也是國內(nèi)存在的不協(xié)調(diào)的行情。若金融增長和經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)不協(xié)調(diào)，對區(qū)域的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)將帶來非常不好的影響。 1.按滯后長度準(zhǔn)則所定階數(shù)為2階，為向量協(xié)整檢驗和向量誤差校正模型的建立提供了很直觀的數(shù)據(jù)，雖然VAR模型從目前的情況來看暫時是是相對穩(wěn)定的，這可以在脈沖響應(yīng)和方差分解上獲得優(yōu)先的條件，兩者之間需要進(jìn)行一定的向量修正。 2.短時間中，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長相互的影響不會特別的明顯，泡沫經(jīng)濟(jì)給經(jīng)濟(jì)增長則帶來很不好的影響。再金融發(fā)展和是經(jīng)濟(jì)增長上，與Grange原因沒有太大關(guān)系，就是說經(jīng)濟(jì)增長也不是金融發(fā)展的Grange原因;泡沫經(jīng)濟(jì)則是

50、經(jīng)濟(jì)增長的Grange原因，但是經(jīng)濟(jì)增長不是金融發(fā)展的Grange因。 3.金融發(fā)展對增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長的互相作用是一定的，不會太明顯的效果，從目前的情況來看兩者的協(xié)調(diào)作用一直在下降，在金融發(fā)展中致使經(jīng)濟(jì)增長一直呈負(fù)增長性，互相脫鉤的作用導(dǎo)師越來越大，對增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長結(jié)果，貢獻(xiàn)越來越大。 4. 金融發(fā)展與中國經(jīng)濟(jì)增長方式，以及經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定性沒有長期穩(wěn)定關(guān)系，而與中國經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)性、經(jīng)濟(jì)增長可持續(xù)性及經(jīng)濟(jì)增長結(jié)果質(zhì)量存在長期穩(wěn)定關(guān)系。其中，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長協(xié)調(diào)性的影響是前期增強(qiáng)后期減弱，金融發(fā)展會降低經(jīng)濟(jì)增長持續(xù)性，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長結(jié)果質(zhì)量。5.2建議1.充分結(jié)合沿海和面向東部日本，韓國，東南部南亞東南亞等國家的地理優(yōu)越性。多增加外貿(mào)出口量，提高產(chǎn)業(yè)模式結(jié)構(gòu)，多向高科技方面發(fā)展，對一些不可持續(xù)發(fā)展的工業(yè)進(jìn)行改造，本著以國家可持續(xù)發(fā)展觀，將強(qiáng)綠色文明工業(yè)化，提高城市的開放程度，對外的政策逐漸向人性化，客觀化發(fā)展，這是多遠(yuǎn)經(jīng)濟(jì)化的趨向，加大對服務(wù)業(yè)的投資力度，以服務(wù)業(yè)帶動輕工業(yè)發(fā)展，提高第一第二第三產(chǎn)業(yè)的效益，在對外貿(mào)易的方向上，加大金融的投資，金融帶動經(jīng)濟(jì)發(fā)展。2鼓勵金融行業(yè)的發(fā)展，使其的效率逐漸擴(kuò)大，以金融為中心，有經(jīng)濟(jì)資本的投入