张艾莲，张艾莉

（1.吉林大学 商学院，吉林 长春 130012；2.北京工业大学 经济与管理学院，北京 100000）

自从党的十六大提出振兴东北老工业基地的发展战略以来，东北地区的经济增长呈现了新的增长点，吉林省也借此机会获得了成长的新动力。但是随着不同区域经济之间的交往不断加强，区域经济增长不仅受到劳动力、资本和技术的影响，还受到区域间自由交易等经济关联的影响。在经济交易过程中，由于交易成本和交易摩擦的存在，金融机构的润滑剂作用至关重要。尤其是在现阶段，作为经济增长有力支柱的金融体系在吉林省的状况还有待于发展和完善，而这主要体现在银行借贷对于经济的影响力和贡献。对银行借贷与经济增长之间的交互关系进行研究对于吉林省的未来经济发展态势至关重要，也关系到东北老工业基地的建设。

一、引言

金融机构发展与经济增长之间的关系是经济学领域里一直受到关注的课题之一。金融机构的作用主要表现在商业银行类别的作用。在这个运转过程中，银行的风险甄别技术和防范措施能够有效地为企业提供有益的导向，提升其竞争力。在传统经济学中，银行信用与经济增长的关系研究主要基于宏观层面，但是随着区域经济的发展，以及区域经济发展不均衡问题的出现，对银行信用与区域经济增长之间的关系研究就是应有之义。

虽然我国地区之间迥异的自然资源禀赋是造成不同区域之间经济发展不均衡的原因之一，但是，不同区域之间的金融发展水平是导致区域经济发展不均衡的关键因素之一。尤其对于吉林省而言，由于历史因素的影响，工业发展比重较重，但是金融开放程度和发展水平与沿海发达地区还存在一定的差距，因此通过直接融资渠道筹资有限。在一定范畴内，银行提供的间接融资渠道是企业发展的重要融资方式，也是影响经济增长的重要影响力。

在区域经济增长与金融发展的关系方面，很多学者对此进行了研究。林毅夫等（2006）通过面板数据模型的检验，认为金融结构包括银行业结构对于经济发展和增长具有重要意义，如果金融结构、银行业结构相匹配，将有利于经济的发展和增长。［1］李兴智（2007）认为，国内地区经济发展差距不断扩大，而不同经济带之间的金融发展也存在较大的差距，同时协调发展金融和经济，才能发挥地区金融的积极作用。［2］廖春良（2007）分析比较了长三角、环渤海、珠三角三个地区的银行业，认为长三角银行业的发展处于领先地位，环渤海地区发展势头强劲。［3］薛文理等（2007）通过Granger影响关系检验对上海市与不同融资方式进行了实证检验，结果表明间接融资方式促进了上海经济增长。［4］总体而言，区域经济的增长带动了金融的发展，而金融的发展又给予经济增长支持。

二、吉林省银行信用与地区经济增长的动态经济计量检验

本文探究的是吉林省经济增长与银行信用之间的长期动态关系。在计量经济学中，为了检验两个时间序列之间是否存在长期均衡关系，最常用的方法是 Johansen（1998）提出的协整检验方法。［5］在进行协整检验之前，首先要证明所检验的时间序列是否具有相同的单整阶数。如果所检验的时间序列具有相同的单整阶数，并且某一线性组合能够降低时间序列组合的单整阶数,则称时间序列之间存在显著的协整关系。如果两个非平稳时间序列之间存在协整关系，说明它们存在共同的趋势水平，这些时间序列的协同变化受其长期均衡关系的限制。协整检验结果一旦证明经济变量之间存在协整关系，则还需要进一步使用误差修正模型刻画协整误差对短期调整的影响。协整关系与误差修正关系之间的主要不同在于，协整关系表示一系列非平稳变量之间的共同变化，而误差修正模型则表示了一系列平稳变量之间的相互影响。

本文采用吉林省地区生产总值（GDP）作为经济增长变量，金融机构各项贷款余额（CRD）作为银行信用变量，对这两个经济变量进行季度调整并取对数形式。样本区间为2003年1月至2007年12月，因为在2008年1月至2009年12月期间，源于美国的金融危机对我国经济产生了重要影响，对吉林省也不例外，导致经济发展区制发生改变，因此不适宜与2003年至2007年区间相链接。另外，由于2008年至2009年的数据区间有限，所以没有对其进行检验。

在对经济变量进行协整检验之前，首先需要进行单位根检验，以判断时间序列的平稳性和单整阶数。下面是上述两个时间序列的单位根检验结果。

表1 时间序列的单位根检验

在表1中，取1%显著性水平的临界值分别计算了序列的ADF统计量（扩展Dicky-Fuller统计量）和PP统计量（Phllips-Perron统计量）。检验结果表明，这两个序列都接受存在单位根的假设，序列是不稳定的，因此继续对序列差分进行单位根检验。

上述结果表明，在1%显著性水平的临界值下，时间序列差分条件下不存在单位根，所以证明这两个时间序列都是一阶单整序列。由于这两个时间序列具有相同的单整阶数，所以可以对时间序列进行协整检验。检验结果如表3。

表2 时间序列一阶差分的单位根检验

表3 时间序列之间的协整检验

在表3中的协整关系检验结果（Mills，1999）表明，在5%的显著性水平下，检验的似然比统计量大于对应的临界值，因此“至少存在一个显著的协整关系”。由此说明，吉林省地区生产总值与商业银行各项贷款余额具有长期均衡关系。在长期的经济运行过程中，二者互为发展的动力，经济发展引发了贷款额度的增长，而贷款的提升为经济增长提供了有力的金融支持，促使其增长。经济发展过程中离不开资金的支持，尤其是企业的生产经营，因此资金的运动和融通就成为重点。因为金融活动就是资金融通的过程，而商业银行又处于资金活动的核心位置，所以银行信用的支撑作用随着经济的不断演进而日益凸显。在我国，银行主要是以贷款形式向企业提供运营资金。因此，无论现代经济活动如何发展变化，以银行贷款为主要形式的银行信用仍然是吉林省经济健康稳定发展的重要推动力。

采用表示吉林省地区生产总值与各项贷款余额长期均衡过程中的误差，在协整检验基础上，可以继续使用误差修正模型检验长期均衡关系对各自短期波动的影响。具体估计结果如下：

上述ECM模型中，被解释变量的波动成分可分为两部分：一部分是短期波动，一部分是长期均衡。长期均衡对吉林省 GDP短期波动的影响在统计上显著,说明吉林省地区生产总值对于与长期均衡的偏离反应灵敏，误差修正起到重要作用；说明在经济运行中，银行信用与吉林省地区生产总值的长期关系是不可忽视的因素，这种长期发展关系对吉林省地区生产总值的经济发展起到了协动和修正作用。

基于协整检验，再次对上述两个时间序列进行Granger影响关系检验，以判断二者之间的双向关系和解释能力。检验结果如表4。

上述Granger影响关系检验的结果表明，在10%的显著水平下，各项贷款余额对吉林省地区生产总值具有Granger影响关系，说明各项贷款余额的波动对吉林省地区生产总值具有预测容度，具有解释后者波动的能力。吉林省地区生产总值同样对各项贷款余额具有Granger影响关系，表明吉林省地区生产总值对各项贷款余额具有预测性，具有解释后者波动的能力。

表4 影响关系检验

三、结论

上述实证检验的结果表明，吉林省区域经济发展与银行信用具有长期动态关系，因为吉林省经济还处于发展阶段，经济有待完善，直接融资渠道的利用率不高，所以在未来一段较长时期内，银行信用仍然是吉林省经济发展的后续支撑。鉴于银行信用在吉林省经济腾飞过程中的重要作用，只有合理使用和配置银行信用，才能带动经济的发展。在Granger影响关系检验中，吉林省区域生产总值和银行信用互为因果关系，体现了二者之间紧密的经济关系。吉林省的经济发展离不开银行信用的支持，同时经济发展又为银行信用的发展提供了提升空间。

鉴于此，在未来的发展进程中，商业银行应不断提升自身的经营管理水平和发挥“金融润滑剂”作用。在扩大银行资产总规模的基础上，商业银行更应提高资源优化配置的能力，并强化其盈利能力。面对日益严峻的国际和国内经济形势，金融危机的不断来袭，商业银行应提高抗拒风险的能力，提升信贷的配置和管理水平。有了夯实的基础、充足的资金和较完善的管理水平，商业银行会为东北老工业基地的振兴提供有利的资金支持。另一方面，由于吉林省作为老工业基地的缘由，银行历史包袱较重。银行对老工业基地建设的支持也导致了不良资产占据了较大部分，因此商业银行应提高银行信用资产的质量，降低不良资产，带动当地经济的发展。吉林省还需进一步加强地区金融体制改革，吸取发达国家或地区先进的管理方法和措施，强化风险防范意识，不断增强金融持续力，形成良好的金融环境。在区域经济层面，吉林省在保持现有的发展状态基础上，要优化产业结构，提升资本型和技术型产业的发展，从而与银行形成良好的交互协动关系。

［1］ 林毅夫，姜烨．经济结构、银行业结构与经济发展——基于分省面板数据的实证分析［J］.金融研究，2006，（1）.

［2］ 李兴智．以区域金融的发展促进区域经济的增长［J］，金融理论与实践，2007，（10）.

［3］ 廖春良．我国区域间银行业发展比较分析［J］.上海经济研究，2007，（6）.

［4］ 薛文理，曾刚．区域金融体系与经济增长关系的内在机理——基于融资方式与上海区域经济发展的格兰杰因果关系检验［J］.开发研究，2007，（5）.

［5］Johansen S.,Statistical analysis of cointegration vector［J］.Journal of Economic Dynamics and Control，1998，12.