河北省金融发展对经济增长的影响研究
刘扶摇　李圣华*
（延边大学经济管理学院，吉林 延边 133002）

      摘要：自改革开放以来，我国一直高度重视金融业的改革发展，并制定了多项政策法规，以确保其在未来的发展中发挥更大的作用。本文首先探讨了研究的背景和国内外的研究现状，其次结合我国金融发展和经济发展现状，对金融发展对经济增长的影响进行分析。本文以河北省为例，运用VAR模型、脉冲响应函数、方差分解、格兰杰因果检验和协整关系等方法，实证分析了金融发展与经济增长之间的关系和影响机制。结果表明，金融发展与经济增长之间呈现出显著的相关性和双向波动效应，且二者相互影响程度较大。金融发展与人均GDP之间存在一种长期而稳定的关联，这种关联表明金融发展对人均GDP具有显著的促进作用。在短期内，经济增长对金融发展具有正向冲击效应，而在长期内，则呈现出负向效应。这说明，在河北省目前阶段，金融发展在促进经济增长的同时，也存在着一定的风险和成本，需要合理规范和监管。
      关键词：金融发展；经济增长；时间序列分析
引言
      作为京津冀协同发展的核心腹地与雄安新区建设主战场，河北省近年经济与金融规模显著扩张：2022 年 GDP达4.24万亿元，金融机构本外币贷款余额增至7.6万亿元，金融业增加值占GDP的比重超6.5%。但在区域经济转型关键期，其面临金融资源配置失衡、服务实体经济效率待提升等挑战，金融发展对经济增长的驱动效应在规模与结构层面差异显著，亟待研究。
      为此，本文基于河北 1997—2022 年时间序列数据，运用VAR模型等方法分析金融发展与经济增长动态关联及传导机制，试图厘清二者是否存在长期均衡关系，金融规模、结构与效率对经济增长的短长期影响差异，区域金融政策如何精准助力转型。
一、文献综述
      作为区域经济发展的核心驱动力，金融发展与经济增长的互动关系始终是学术界关注的重要命题。早期研究多基于线性框架探讨二者关联，例如，胡立禄指出金融体系的深化通过优化资本配置和提升交易效率，能够显著推动实体经济产出增长[1]。此外，张琳构建了包含规模、结构、效率的三维金融发展指数，实证发现其与区域经济增长存在显著正相关[2]。
      然而，随着研究深入，金融发展影响的非线性特征逐渐被揭示。李程和游弋发现金融发展对经济增长的边际效应存在递减规律[3]。国内学者李永波、贾家政结合行业异质性研究发现，金融规模扩张对高耗能产业的增长效应显著弱于高新技术产业，反映出结构失衡可能削弱金融支持效率[4]。刘光彦 （2022） 的创新理论则从机制层面指出，金融发展通过信贷创造支持企业家创新，进而驱动技术进步和产业升级[5]。总体而言，金融发展与经济增长的关系在区域层面呈现显著复杂性，亟须立足特定地域的产业基础与政策语境，展开更具针对性的机制分析与路径探索。
二、金融发展对经济增长影响的传导机制分析
      本研究运用VAR 模型、脉冲响应函数、格兰杰因果检验及协整分析等方法，从三方面揭示传导机制。
      通过格兰杰因果检验分析金融发展与经济增长的相互驱动关系，脉冲响应函数则刻画互动的时间路径：当金融发展受外部冲击时，经济增长短期内的响应及随时间的调整过程反映金融政策冲击等因素对经济增长的短期提振与长期收敛效应。
      方差分解将经济增长贡献度分解为金融发展、资本投入、劳动力投入等因素，揭示了资本积累的主导作用及劳动力贡献的时变特征，表明金融发展既通过促进资本形成直接拉动经济增长，也通过支持技术创新和产业升级间接提升全要素生产率。
      协整分析显示，金融发展与经济增长短期可能受外部冲击出现非均衡波动，但长期能通过协整关系实现稳定均衡。
三、河北省金融发展对经济增长的影响实证分析
（一）样本选取与数据来源
      本文选取了河北省 1997—2022 年的相关指标时间序列数据，取自《河北省统计年鉴》。首先，本文以当前人均国内生产总值与以往人均国内生产总值之差作为衡量国民生活水平提高的指标 （GDPL）。其次，根据研究目标，本文挑选了金融发展程度 （FIL） 作为代表金融发展水平的指标。在此基础上进一步分析了金融发展程度对我国资本市场规模、结构及效率等方面的影响。交易性金融资产与投资性金融资产的比例在不断变化，所以可以用投资性金融资产与交易性金融资产的比例来衡量金融的发展水平。此外，本文所涉及的变量还包括两个对经济增长产生主要影响的因素，分别是资本（K）和劳动力（L）的注入。（二）基于VAR模型的实证分析
      1.VAR模型的建立
      VAR 模型探究的是多个变量之间的动态相互作用，由于所有变量均为一阶积分，因此对其进行微分并建立VAR 模型。考虑到赤池信息准则 （AIC） 和施瓦茨准则（SC），本文选择了滞后期作为决策依据。在此基础上提出了一个基于模糊神经网络的预测模型。根据测算，当延迟周期为2时，LR 达到了最优状态，因此模型的最佳延迟阶数为2。

式中，C1 为常数项；Φ1、Φ2 为系数矩阵；Y1,t 为内生变量向量 （当期）；Y1,t - 1、Y1,t - 2 为滞后 1 期、滞后 2 期的内生变量向量；ε1t为随机扰动项（误差项）。
      2.单位根检验
      原变量GDPL、FIL、K、L的ADF 单位根检验显示为非平稳序列，对它们进行一阶差分得到的dGDPL、dFIL、dK、dL经检验为平稳序列。即这些经济变量原始形式不平稳，一阶差分后达到平稳性。
      3.脉冲响应函数分析
      考虑到Cholesky分解对变量的排序具有高度敏感性，因此本文的研究目标是将人均GDP 置于首位，以此作为首要考虑因素。图1呈现的是金融领域在受到一定标准差的冲击后经济增长呈现的一种动态变化的路径。

      4.方差分解和格兰因果关系检验
      经过方差分解表分析，人均 GDP 增长的标准差逐渐增大，金融发展对人均GDP增长的贡献在第2期为19%，第10期开始下降至8.14%。从影响程度来看，金融业对经济增长的作用主要体现在第三产业方面。随着时间的推移，资本和劳动力对经济增长的贡献逐渐加大，这表明它们在推动经济增长方面扮演着越来越重要的角色。资本、劳动对经济增长的贡献都比较大，但资本对经济增长的拉动作用大于劳动，说明我国的资本仍具有较大的使用空间。资本投资在第10期对经济增长的贡献中占据了61.2%的比例，成为最为显著的贡献因素。
      格兰杰因果检验结果显示，金融发展 （FIL） 与经济增长 （GDPL） 的因果关系呈现动态变化特征：在第1～2期滞后时，二者存在显著双向因果关系，表明短期内金融发展与经济增长相互促进；但在第 3 期滞后时，仅存在FIL对GDPL的单向因果关系，经济增长对金融发展的反馈作用不再显著。
（三）协整关系分析
      如表1所示，通过进行残差序列et平稳性检验，该协整关系说明金融发展变化一个单位时人均GDP 的增长发生了0.1098个单位反方向的变化。资本和劳动的变化方向与人均GDP 增长的变化方向相同。从上述协整分析可知人均 GDP 增长和金融发展程度 FIL、资本 K、劳动 L 存在协整关系。

（四）实证结果分析
      经过实证分析得出：VAR 实体经济运行具规律性，短期内经济增长对人均GDP 增长呈负向效应。脉冲响应函数分析显示，人均GDP 对自身冲击响应先正后负，呈六阶段变化，第三阶段为短期国内生产总值增长趋势，资本作用重要。方差分解表明，人均GDP 增长受劳动力和资本共同贡献，资本贡献更显著且二者贡献渐扩大，经济增长对人均GDP 增长贡献率先升后降，金融发展初期负面影响显著，随时间推移贡献渐弱并转为积极影响。格兰杰因果检验显示，经济增长与人均GDP 显著相关。脉冲响应函数表明，金融发展和经济增长间有双向波动效应、相互影响大。协整关系显示，金融发展与经济增长存在长期稳定关联。误差修正模型显示，短期内经济发展方式演变对人均GDP增长有显著影响。
四、结语
      市场经济下，行业健康发展需以公平公正的竞争为基础。我国多数地区金融业被少数国有控股商业银行垄断，导致金融资源浪费、银行业效率低下，且不利于形成有效竞争格局。为此，河北省有关部门应着力培育多元化金融市场主体，营造更公正的市场竞争环境。
      金融是现代经济发展的核心推动力。冀中崛起过程中，金融业有序健康发展不仅要助力区域经济体制改革深化与金融活动有序开展，更需以科学发展观为指导，落实中央宏观调控政策，加快金融体制创新，发挥金融对经济社会的积极作用。
      当前国家政策扶持为金融业发展创造了有利条件，金融管理部门可鼓励符合条件的企业发行公司债券，支持有实力的地方商业银行通过上市融资、发行次级债券等方式更新资本，促进金融市场稳健发展。同时，金融机构需坚持审慎经营原则，防范过度负债风险。政府应积极推进社会诚信建设、完善信用体系，为金融业健康发展营造良好信用环境。
参考文献
[1] 胡立禄.消费驱动与稳定增长的耦合效应分析[J].商业经济研究,2020(14):55-57.
[2] 张林.金融发展、科技创新与实体经济增长:基于空间计量的实证研究[J].金融经济学研究,2016,31(1):14-25.
[3] 李程,游弋.中国区域金融韧性测度、时空演化和影响因素[J].江汉学术,2025(3):99-112.
[4] 李永波,相加正,王杰.金融发展与产能利用率提升:基于市场结构动态变迁的视角[J].金融理论与实践,2022(1):20-27.
[5] 刘光彦,赵颖.金融发展、科技创新对经济增长的影响:基于空间溢出效应与调节效应的实证研究[J].山东社会科学,2022(7):161-168.