山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相互關系研究①

白銳鋒

(山東大學威海分校商學院，山東威海 264209)

山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相互關系研究①

白銳鋒

(山東大學威海分校商學院，山東威海 264209)

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系具有重要的政策含義，這對于發(fā)展中國家尤其重要。本文基于內(nèi)生性增長理論，采用協(xié)整方法實證檢驗山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的相互關系。研究表明，山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間有密切聯(lián)系，包括金融發(fā)展的規(guī)模擴張、結構調(diào)整和效率變化;實體經(jīng)濟的擴張增加了對金融服務的需求，從而導致金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展;山東省金融發(fā)展沒有引起更高水平經(jīng)濟增長率的主要原因是山東省金融配置資源渠道不順暢。

金融發(fā)展;內(nèi)生增長;格蘭杰因果檢驗

一、引言

關于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，無論是理論依據(jù)還是實證檢驗一直都存在著比較尖銳的爭論。在理論分析方面，King和Levine(1993)從金融功能角度入手研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響并在金融功能計量上取得了新突破，令人信服地證明了金融功能的確對決定長期經(jīng)濟增長率的全要素生產(chǎn)率具有顯著貢獻。①King，R.G.and Levine，R.Financial and Growth:Schumpeter Might Be Right.Quarterly Journal of Economics，August，1993:717 －737.Robinson(1952)和Kuznets(1955)對金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中起重要作用的觀點持懷疑態(tài)度，他們認為金融發(fā)展的重要性或者過于強調(diào)或者認為經(jīng)濟增長對金融服務的需求導致了金融的發(fā)展。以Lucas(1988)為代表的一些經(jīng)濟學家也認為，經(jīng)濟學家們過分強調(diào)了金融因素在經(jīng)濟增長中的作用，經(jīng)濟發(fā)展會創(chuàng)造對金融服務的需求，這種需求導致金融部門的發(fā)展，是經(jīng)濟增長帶動金融發(fā)展而不是金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長。②Lucas E.On the Mechanics of economic development［J］.Journal of Monetary Economics，1998，22(1):3 － 42.瓊·羅賓遜反對熊彼特關于金融部門引導產(chǎn)業(yè)部門并激發(fā)技術創(chuàng)新行為和企業(yè)家精神的論斷，強調(diào)經(jīng)濟發(fā)展為某種特定形式的金融安排創(chuàng)造了需求，而金融體系只是對這些需求作出反應，從而否認了金融體系對經(jīng)濟增長的積極作用。在實證檢驗方面，關于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間因果關系的研究結論也存在較大差別。Goldsmith(1969)的跨國研究結果表明，金融發(fā)展規(guī)模與經(jīng)濟增長密切相關。Arestis(2001)的研究結果卻顯示金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長決不具有普遍性;Luintel和Khan(1999)則通過時間序列分析方法研究了金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的長期因果關系，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在著雙向的因果關系。Christoponlous和Tsionas則發(fā)現(xiàn)，發(fā)展與經(jīng)濟增長之間并不存在因果關系的。③參見林勇、祿興能:《經(jīng)濟增長與金融發(fā)展:來自中國的時間序列經(jīng)驗證據(jù)》，《廣西財經(jīng)學院學報》2009年第5期。

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系具有重要的政策含義，這對于發(fā)展中國家尤其重要。因為，如果是金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長，發(fā)展中國家就應該優(yōu)先考慮改革其金融體系，進而通過優(yōu)先發(fā)展金融來促進其經(jīng)濟增長，如果是經(jīng)濟增長帶動金融發(fā)展，則應該將重心放在經(jīng)濟增長方面。正是基于這樣的政策含義，國內(nèi)部分學者對此問題進行了大量研究:如曹嘯和吳軍(2002)采用格蘭杰因果檢驗法對金融中介發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系進行補充檢驗，結果顯示金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的重要原因;周立和王子明通過分地區(qū)方法對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系進行檢驗，結果顯示各地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長強相關，金融市場化與經(jīng)濟增長相關性十分顯著;李廣眾和陳平(2002)的研究表明，金融中介發(fā)展規(guī)模與經(jīng)濟增長之間不存在任何方向的因果關系，金融中介效率與經(jīng)濟增長存在雙向因果關系;梁琪、膝建州(2006)的研究結果顯示，我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間存在著由經(jīng)濟增長到金融發(fā)展的單向因果關系。

上述文獻表明，由于研究角度、研究方法和數(shù)據(jù)選擇等方面存在的差異，學者們得出的結論也有明顯的分歧。本文基于內(nèi)生性增長理論，采用協(xié)整方法實證檢驗山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的相互關系。

二、理論研究方法:內(nèi)生性增長理論和協(xié)整理論

(一)金融發(fā)展與內(nèi)生性增長理論的關系

近年來，學術界對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系研究的重新興起，主要來源于內(nèi)生增長理論的思想啟發(fā)和技術支持。內(nèi)生增長理論認為，增加資本投資是金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長的一條基本途徑。本文將金融發(fā)展和經(jīng)濟增長兩個變量置于整體經(jīng)濟系統(tǒng)中予以分析檢驗其相互關系，即基于以下四種視角進行實證檢驗研究:一是供給拉動性觀點——金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有正向效應(提升資本積累效率并依次提高資本的邊際生產(chǎn)率、提高儲蓄率進而帶動投資率、增加儲蓄規(guī)模和改進投資效率、金融發(fā)展將拉動更高的經(jīng)濟增長);二是金融發(fā)展追從經(jīng)濟增長的需求引致性觀點——實體經(jīng)濟的擴張增加了對金融服務的需求，從而導致金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展;三是金融發(fā)展和經(jīng)濟增長兩變量互為因果——金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間存在雙向因果聯(lián)系;四是金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間不存在因果聯(lián)系——經(jīng)濟學家常常過度強調(diào)金融因素在經(jīng)濟發(fā)展中作用。

(二)協(xié)整理論分析框架

協(xié)整理論的基本思想是，如果兩個或兩個以上的時間序列變量是非平穩(wěn)的，但它們的某種線性組合卻表現(xiàn)出平穩(wěn)性，則這些變量之間存在長期穩(wěn)定關系，即協(xié)整關系。在經(jīng)濟學意義上，這種協(xié)整關系的存在便可以通過其他變量的變化來影響另一變量水平值的變化。若變量間沒有協(xié)整關系，則不存在通過其他變量來影響另一變量的基礎。其基本步驟如下:

1.單位根檢驗。若變量yt的一階差分是平穩(wěn)的，則稱變量yt有單位根，檢驗變量是否平穩(wěn)的過程稱為單位根檢驗。本文使用ADF檢驗來觀察變量的平穩(wěn)性，進行如下回歸:

并作假設檢驗:H0∶α2=0;HA∶α2＜0

如果接受檢驗H0，而拒絕HA，則說明序列yt存在單位根，因而yt是非平穩(wěn)的;否則說明序列yt不存在單位根，yt是平穩(wěn)時間序列。方程式中加入k個滯后項是為了使殘差項為白噪聲。對于非平穩(wěn)變量，還需檢驗其一階差分的平穩(wěn)性。如果變量的一階差分是平穩(wěn)的，則稱此變量為I(1)。所有變量的一階差分平穩(wěn)是變量之間存在協(xié)整關系的必要條件。

2.協(xié)整檢驗。

由若干個服從單位根過程的變量組成的系統(tǒng)，若這些變量的某一線性組合是穩(wěn)定的，稱這一穩(wěn)定的線性組合為協(xié)整關系。當兩個序列均為非平穩(wěn)的時間序列時，用這兩個變量所進行的回歸分析將有可能導致偽回歸現(xiàn)象。此外，對經(jīng)濟變量進行協(xié)整檢驗是為了揭示時間序列變量之間的長期穩(wěn)定的關系。協(xié)整檢驗主要有兩種方法:一是基于協(xié)整回歸殘差的ADF檢驗(EG兩步法檢驗);二是基于VAR的協(xié)整系統(tǒng)檢驗。本文采用第二種方法進行協(xié)整檢驗。首先將向量單位根過程寫成向量自回歸(VAR)形式，然后對其進行差分變換，最后在誤差項的正態(tài)性假設下對協(xié)整向量進行極大似然估計。為進一步說明，本文考慮非約束的VAR模型:

其中，Γt=I－(A1－ …Ak)，(k=1，2，…，m －1).A=I－(A1－… －Am) 。系數(shù)矩陣 A 稱為影響矩陣，它包含了以數(shù)據(jù)向量形式表示的變量之間的長期關系的信息。在VAR模型的似然比檢驗法中，其協(xié)整向量的個數(shù)是由矩陣Π的秩R決定的。當R=0，矩陣為零，原方程式為一階差分的VAR模型;當R=n，則向量過程xt是平穩(wěn)的;當0＜R＜n，則存在R個協(xié)整向量，有R個協(xié)整組合。其中，模型最優(yōu)滯后期數(shù)的選擇，由無約束的VAR殘差分析得到。

3.格蘭杰因果檢驗。

根據(jù)Granger的定義，xt為yt的原因是指如果利用xt的過去比不用它時可更好地預測yt?？紤]二元變量情形，若xt、yt為穩(wěn)定的隨機序列，則二元變量的格蘭杰因果關系檢驗模型為:

其中:c1、c2為常數(shù)項，u1t和 u2t是白噪聲差項，且對所有 t有 E(u1t)E(u1t，u2t)=0，p和 q分別為 xt和 yt的最優(yōu)滯后階數(shù)。從理論上知，要檢驗xt與yt的因果關系，從統(tǒng)計意義上來說，就是要檢驗βj=0和δj=0(j=1，2，…q)，若 βj=δj=0(j=1，2，…q)，則表明 xt與 yt相互獨立;若 βj=0 但 δj≠0(j=1，2，…q)，則存在 xt到y(tǒng)t的因果關系，但不存在yt到xt的因果關系;若δj=0但βj≠0(j=1，2，…q)，則存在yt到xt的因果關系，但不存在xt到y(tǒng)t的因果關系;若βj≠0且δj≠0(j=1，2，…q)，則存在到xt到y(tǒng)t和yt到xt的雙向因果關系。

三、對山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實證檢驗

(一)指標選擇與數(shù)據(jù)說明

與多數(shù)經(jīng)驗分析一樣，本文選擇人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率作為衡量經(jīng)濟增長的指標變量(用gr表示)。金融發(fā)展通常定義為以金融中介所提供的服務在數(shù)量、質量和效率等方面提高為標志的一個進程，單一指標無法衡量金融發(fā)展。對于金融發(fā)展我們從規(guī)模擴張和效率變化兩個方面進行考察。另外，考慮到近年來我國資本市場雖然發(fā)展很快，但金融系統(tǒng)仍然是銀行主導而不是市場主導的，所以運用以銀行為基礎的金融發(fā)展指標更適合分析金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系。具體選擇三個指標:一是金融發(fā)展規(guī)模指標——用金融相關率指標(用Rr來表示)，等于山東省金融資產(chǎn)總量/GDP，金融資產(chǎn)總量用儲蓄總額加上金融機構貸款余額表示，暫不考慮債券余額和股票市值部分;二是儲蓄率(用Sr表示)，等于城鄉(xiāng)居民儲蓄存款/GDP，此指標排除了公司存款，是因為公司存款很容易受中央政府信貸政策的影響，居民存款是基于居民自己的決定，比貸款受到中央政府政策的影響要小一些，所以采用這個指標來衡量中國金融中介的發(fā)展;三是金融發(fā)展的效率指標(用Er來表示)，等于貸款與存款總量與之比，應該說Er描述的是金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率，屬于金融中介效率。本文分析的樣本數(shù)據(jù)為1985年到2008年的年度數(shù)據(jù)，共有24組樣本觀察數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于《山東統(tǒng)計年鑒》(中國統(tǒng)計出版社，2009年)。由于對數(shù)據(jù)取對數(shù)可以消除其異方差性且不改變時序數(shù)據(jù)的性質和它們之間的協(xié)整關系，①張曉峒:《Eviews使用指南與案例》，北京:機械工業(yè)出版社，2007年版，第85－87頁。因此本文對各個變量取對數(shù)，得到對數(shù)化之后的時間序列數(shù)據(jù)Lngr、LnRr、LnSr和 LnEr。

(二)檢驗過程及分析

1.平穩(wěn)性檢驗。為避免非平穩(wěn)時間序列出現(xiàn)虛假回歸而造成結論無效和協(xié)整檢驗的無效性，應首先對上述序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。本文運用stata軟件對人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、金融相關率、儲蓄率、金融發(fā)展的效率進行單位根檢驗。具體輸出結果見表1。表1的檢驗結果表明，所有序列均為非平穩(wěn)序列，而一階差分序列均為平穩(wěn)序列，即Lngr、LnRr、LnSr和LnEr均為一階單整序列I(1)。

表1 各變量ADF單位根檢驗結果

2.協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗。

人均國內(nèi)生產(chǎn)總值gr、金融相關率Rr、儲蓄率Sr、金融發(fā)展的效率Er均為一階單整序列I(1)。因此，對這些非平穩(wěn)的經(jīng)濟變量可以進行協(xié)整方法進行協(xié)整檢驗分析。利用stata軟件計算得出檢驗結果見表2。由表2的協(xié)整檢驗結果可知，gr和Rr、gr和Sr、gr和Er這三組變量都存在協(xié)整關系，金融相關率、儲蓄率、金融發(fā)展效率與經(jīng)濟增長之間存在長期相關關系。也就是說，無論是從規(guī)模擴張、結構調(diào)整還是從效率變化來考察，山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間都存在長期相關關系。但它們是否能構成因果關系，我們還需要用格蘭杰因果檢驗方法做進一步檢驗。通過stata軟件計算的出檢驗結果見表3。

表2 協(xié)整檢驗結果

表3 Granger檢驗結果

從表3中的數(shù)字可以看出樣本數(shù)據(jù)的檢驗結果，除了“人均國內(nèi)生產(chǎn)總值不是金融效率的格蘭杰原因”和“人均國內(nèi)生產(chǎn)總值不是綜合金融發(fā)展水平的格蘭杰原因”的零假設被拒絕以外，其余的格蘭杰因果關系均不能被拒絕，即人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長是金融效率變化的格蘭杰原因、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值gr是綜合金融發(fā)展水平的格蘭杰原因，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值經(jīng)濟增長率gdp和金融相關率、儲蓄率之間不存在格蘭杰因果關系。

四、結論與建議

第一，協(xié)整關系檢驗結果顯示，金融相關率、金融發(fā)展效率和儲蓄率與人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率之間存在顯著的長期穩(wěn)定的關系，表明山東省金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間有密切聯(lián)系，其聯(lián)系是全方位的，包括金融發(fā)展的規(guī)模擴張、結構調(diào)整和效率變化。改革現(xiàn)存的經(jīng)濟發(fā)展體制和金融體系，都會對金融發(fā)展和經(jīng)濟增長產(chǎn)生積極的影響。

第二，格蘭杰因果關系檢驗結果顯示，只有人均國內(nèi)生產(chǎn)總值經(jīng)濟增長率gr是金融發(fā)展效率的格蘭杰原因和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值是綜合金融發(fā)展水平的格蘭杰原因，人均國內(nèi)生產(chǎn)總值經(jīng)濟增長率gr和金融相關率、儲蓄率之間不存在格蘭杰因果關系，但是人均國內(nèi)生產(chǎn)總值gr是綜合金融發(fā)展水平的的格蘭杰原因。所以，檢驗數(shù)字顯示出一個較為模糊的結論。但這與實際情況比較符合。山東省一直是改革開放和外向型經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū)，經(jīng)濟連續(xù)保持較高的增長速度，經(jīng)濟總量位居全國前列。隨著山東省經(jīng)濟的發(fā)展，金融市場不斷發(fā)展和完善，綜合金融發(fā)展水平不斷提升。

第三，從經(jīng)濟增長到金融發(fā)展的單一因果關系說明，金融發(fā)展追從經(jīng)濟增長的需求引致性觀點更加符合山東的現(xiàn)實——實體經(jīng)濟的擴張增加了對金融服務的需求，從而導致金融產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。對于各地區(qū)來說，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的因果關系是很重要的。因為，不同的因果關系方向意味著不同的政策含義。因此，應把更多的注意力放在其他增強經(jīng)濟增長的政策上，即應該強調(diào)促進實體經(jīng)濟增長的長遠策略。

第四，為什么山東省金融發(fā)展并沒有引起更高水平的經(jīng)濟增長率呢?造成這一現(xiàn)象的主要原因可以歸結為山東省金融配置資源渠道的不順暢。雖然山東省銀行部門有很大的規(guī)模，但仍是四大國有商業(yè)銀行為主，并且把大部分的金融資源分配給效率低下的國有企業(yè)部門 (山東省國有企業(yè)占經(jīng)濟的比重相當高)，政府對于金融系統(tǒng)的影響力常常導致對經(jīng)濟增長起主要作用的非國有部門得不到更有利的金融支持。因此，山東省大部分有效率的民營企業(yè)不得不尋求其它融資渠道，而不是通過國有銀行信貸來作為擴展商業(yè)活動的資金來源。這樣，以銀行為主導的金融體系就失去了在配置資源中應有的作用。

(責任編輯:欒曉平E－mail:luanxiaoping@163.com)

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A

1003－4145［2011］03－0170—04

2010－11－15

白銳鋒(1963－)，男，山東大學威海分校商學院副教授，天津財經(jīng)大學博士研究生。