【基于时间序列模型的S省金融结构与经济增长关系实证分析案例】3000字

基于时间序列模型的S省金融结构与经济增长关系实证分析案例综述目录TOC\o"1-3"\h\u27887基于时间序列模型的S省金融结构与经济增长关系实证分析案例综述 13988（一）指标选取及数据来源 1468（二）实证检验与结果分析 2296881.单位根检验 2318922.协整关系检验 2226793.格兰杰因果关系检验 3271924.实证结果分析 4283645.稳健性检验 5（一）指标选取及数据来源为了更好地研究浙江省金融结构与经济增长之间的关系，本文将根据浙江省的实际状况，并结合前面的理论分析和现状分析，以及考虑各个指标的实用性、代表性和可获得性，从多个方面选取指标，为后面的实证分析奠下基础。指标选取及数据来说如表5所示：表5指标选取及数据来源指标变量说明计算方法数据来源经济增长率（GROWTH）被解释变量地区生产总值的增长率浙江省统计年鉴金融相关率（FIR）解释变量中外资金融机构本外币存贷款余额/地区生产总值浙江省统计年鉴融资结构率（fs）解释变量A股筹资额+债券筹资额/中外资金融机构本外币贷款余额浙江省金融运行发展报告城市化率（ur）控制变量城镇人口总量/总人口国家统计局、国家数据网产业结构(str)控制变量二、三产业增加值/GDP浙江省统计年鉴国民负担率（fbr）控制变量财政收入/GDP国家统计局、国家数据网（二）实证检验与结果分析1.单位根检验我们将对选取的五个指标进行ADF单位根检验，来检测数据的稳定性，以保证其为稳定序列，不然将给后来的回归模型带来影响。检验结果如表6：表6ADF单位根检验变量ADF值1%临界值5%临界值10%临界值Prob.平稳情况growth-3.232502-4.121990-3.144920-2.7137510.0433平稳fir-9.989589-5.124875-3.933364-3.4200300.0001平稳fs-2.773917-4.121990-3.144920-2.7137510.0909不平稳ur-15.69314-5.295184-4.008157-3.4607910.0001平稳str-1.651852-4.9922279-3.875302-3.383300.7089不平稳fbr-4.018975-4.297073-3.212696-2.7476760.0150平稳分析结果得出四个变量在ADF检验下是平稳的，只有产业结构指标（str）和一个解释变量融资结构（fs）的数据呈献一种非平稳的状态，但通过差分平稳过程，我们可以发现两个变量的数据都能通过一阶差分变得平稳，由此保障了后续分析的合理性。一阶差分后，得出表7：表7差分后的ADF单位根检验2.协整关系检验在未经调整的情况下，经过多重检测和检验，我们选取的很多时间序列指标都是非平稳的。为了不影响后续要建立的回归模型和检验，我们对不平稳的检验进行了差分，但同时也会一定程度上限制序列的长期信息，导致我们不便于去解释之后建立的回归模型。所以要继续对指标进行协整，来保证指标的长期稳定关系。对不平稳的变量进行了一阶差分后，得出的数据均为稳定，因此本文将运用两种协整检验类型中的Engle-Granger协整检验，来判断和分析选取指标的长期稳定程度。若残差序列为平稳状态，那么就证明了两个或多个变量之间协整关系的存在。表8Engle-Granger协整检验模型ATestStatistic1%临界值5%临界值10%临界值结论Z(t)-4.263491-2.792151-1.977738-1.6020741%拒绝模型BTestStatistic1%临界值5%临界值10%临界值结论Z(t)-4.402966-2.792151-1.977738-1.6020741%拒绝根据协整检验结果表8以及数量比较，我们可以发现不仅以fir为解释变量的模型A(GROWTH,FIR,URSTR,FBR)存在1%置信水平上的协整关系，以fs为解释变量的模型B(GROWTH,FS,UR,STR,FBR)同样的也在1%的置信水平上也存在协整关系。3.格兰杰因果关系检验协整检验只能两个或多个变量之间的一种定量的结论。因此，下一步我们将采用格兰杰因果关系检验来分析指标之间可能存在的因果关系。图表所示的格兰杰因果检验是在10%的置信水平下进行的，所以当伴随概率大于0.10时，我们接受原假设，认为两者没有因果关系，结果如表9：表9格兰杰因果检验根据上表，我们可以得出结论：（1）金融相关率的变化将正向推动GDP的增长，浙江省金融结构的优化调整能够有效促进经济发展。（2）地区生产总值的增长率是金融相关率的原因。浙江省经济逐年向好发展的趋势能够有效推动浙江省经济结构的合理化。（3）融资结构将不会影响浙江省经济体系的发展，直接融资和间接融资在市场中的占比将不会影响该省地区经济发展。（4）浙江省生产总值也不会影响融资结构的变化或调整。4.实证结果分析根据上一章我们对浙江省金融结构与经济增长的现状展开的分析，这一章中我们选取了人均地区生产总值的增长率(GROWTH)、金融相关率(FIR)、融资结构(FS)、城市化率(UR)、产业结构(STR)、国民负担率(FBR)六个指标，并对这六个指标进行了ADF检验，发现它们都一阶单整。差分后进行的协整检验证明了两个模型中的指标都具有长期稳定的关系。因此，可以得出浙江省金融结构的扩大必会促进其经济发展，而浙江省融资结构的发展将不会推动经济的持续增长。所以最后的格兰杰因果关系检验中，只有浙江省的金融相关率成为了浙江省经济增长的格兰杰原因。2007-2019年间，浙江省GDP的增长率与金融相关率之间存在一定的因果关系，但融资结构将不会与经济的增长之间构成格兰杰原因，经济增长与融资结构关系之间的影响并不显著。这一方面表明了浙江省经济的发展能够抑制或促进浙江省的金融规模，同时金融规模的发展也对浙江省的经济带来了重要的推动或限制作用。20世纪后半期，浙江省经济发展水平不断改善，金融规模快速扩大，对浙江省经济的增长做出了很大的贡献。在另一方面，考虑到了数据的可获得性，我们采用了A股筹资额与债券筹资额之和与中外资金融机构本外币贷款余额之比来计算融资结构率。随着浙江省经济的不断发展和变化，间接融资与直接融资持续保持着不同的发展速度，直接融资的增长得益于证券化交易的特点，得以更加迅速地发展，从而稳固了金融市场在金融体系中所占据的地位。融资结构不平衡，间接融资发展落后等问题在一定程度上都体现了我省经济结构的不平衡。最后，本文构建了两个模型的回归模型，如表10所示：表10回归模型结果模型A[95%置信水平]rgdp系数tP>|t|fir0.768928-2.1589450.0342str-4.574484-0.4702850.6548ur4.7459884.88777200.0028fbr-4.220670-0.8742100.4156cons-0.040110-1.6330140.1536模型B[95%置信水平]rgdp系数tP>|t|fs-0.0422871-0.5092670.6243str-15.62232-1.7458200.1190ur3.2122801.7796270.1130fbr-16.22724-2.3047880.0501cons14.513531.8362420.1036在5%的置信水平下，模型A中的解释变量fir的系数为0.768928，p值为0.0342，系数和p值决定了这种相关性的显著性存在。而对于模型B来说，解释变量fs的系数为负，但p值为0.6243，表明浙江省融资结构改善并未推动区域经济增长，这一方面与数据时间段选取有一定关系；另一方面，浙江省直接融资市场还不够完善，仍有很大的发展空间。5.稳健性检验为了进一步考察实证结论的稳健性，本文还将从指标重构方面，对金融相关率和融资结构两个解释变量进行替换，再次验证结论的可靠性。（1）金融相关率指标重构。在实证分析过程中，金融相关率的计算经常会被其他指标所替代，并且可以发现多个文献将金融资产总额替换为了中外资金融机构存款和贷款余额之和，从而忽略了部分狭义金融资产所带来的影响。故本文采用A股筹资额与中外资金融机构本外币贷款余额之和与地区生产总值的比值来对金融相关率的指标进行替换。（2）融资结构率指标重构。作为衡量某地区直接与间接融资情况的变量，融资结构率指标的选取应更加广泛，故选取三类金融资产（A股筹资额、债券筹资额和保费收入）中外资金融机构本外币贷款余额的比值来替换上文计算的融资结构率。最终的回归结果如表11：表11稳健性检验结果（指标重构）模型A[95%置信水平]rgdp系数tP>|t|fir2.1638272.6537890.0107str-2.065876-0.2164280.8358ur4.8826254.899960.0027fbr-4.001096-0.7894120.4599cons-0.047227-1.9994950.0925模型B[95%置信水平]rgdp系数tP>|t|fs-0.367483-0.4629740.6557str-15.39196-1.7251320.1228ur3.1967021.7670230.1152fbr-16.37925-2.3267690.0484cons14.322481.8159260.1069考虑到两个模型的稳健性，这部分的检验保留了之前选取的三个控制变量，并利用多元线性回归模型进行分析，发现在5%的置信水平下，模型