金融深化與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證分析

高夢(mèng)婕

摘要：本文運(yùn)用我國1978-2011年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出結(jié)論：1.從短期來看，我國的金融深化推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長；2.從長期來看，金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互為因果、相互促進(jìn)的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：金融深化 經(jīng)濟(jì)增長 計(jì)量檢驗(yàn)

一、引言

現(xiàn)代社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要特征是金融和經(jīng)濟(jì)的關(guān)系日益密切，金融在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位逐步提高。經(jīng)濟(jì)和金融的不斷融合使貨幣化經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟(jì)金融化趨勢(shì)?？陀^上經(jīng)濟(jì)金融化要求通過金融深化來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

20世紀(jì)70年代初，美國學(xué)者麥金農(nóng)和他的同事肖指出：經(jīng)濟(jì)與金融息息相關(guān)，金融深化與金融抑制分別對(duì)經(jīng)濟(jì)起著促進(jìn)、抑制的作用；發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)落后的癥結(jié)在于金融抑制，鼓勵(lì)推行金融深化戰(zhàn)略。本文結(jié)合我國1978-2011年間的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展的多元線性回歸模型，對(duì)二者進(jìn)行實(shí)證分析，從而得出經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展間的相互關(guān)系，為金融發(fā)展提供相關(guān)實(shí)證分析基礎(chǔ)。

二、實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取和建模

在金融發(fā)展理論中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出許多指標(biāo)來衡量一個(gè)國家是處于金融深化還是金融抑制的狀態(tài)。本文選取實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率（Y）、金融深化指標(biāo)（包括麥金農(nóng)指標(biāo)（M2/GDP和金融相關(guān)率FIR）和通貨膨脹率

假設(shè)以Y、M分別表示實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長率、金融深化指標(biāo)（由M2/GDP和FIR表示）和通貨膨脹率，則經(jīng)濟(jì)增長和金融深化之間的關(guān)系模型可表示為如下兩式：

上式中和是方程系數(shù)。其中，變量M和Y的系數(shù)分別表示在考慮了通貨膨脹影響下，金融深化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響及經(jīng)濟(jì)增長對(duì)金融深化的影響程度；t表示時(shí)間；i表示滯后階數(shù)；是白噪聲誤差項(xiàng)。對(duì)各個(gè)變量取對(duì)數(shù)是為了防止出現(xiàn)異方差。

根據(jù)1978-2012年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國金融年鑒》的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過整理計(jì)算得出1979-2011年這31年中的經(jīng)濟(jì)增長率Y、貨幣化程度（M2/GDP）、金融相關(guān)比率FIR和通貨膨脹率的數(shù)據(jù)。其后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。

（二）實(shí)證檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)

在使用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸分析時(shí)，會(huì)造成虛假回歸。并且，當(dāng)變量存在單位根，即是非平穩(wěn)序列時(shí)，傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì)量，如t值、F值和 DW值等將會(huì)出現(xiàn)偏差。因此，為保證回歸結(jié)果的無偏、有效和最佳，我們可以依據(jù)表1中的數(shù)據(jù)，利用ADF單位根檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征。ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)是基于以下回歸方程：

由表1中的檢驗(yàn)結(jié)果可知：（1）Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的時(shí)間序列的ADF統(tǒng)計(jì)量大于5%的顯著水平下的臨界值，所以接受原假設(shè)，這四個(gè)時(shí)間序列均含有單位根，是非平穩(wěn)序列。（2）LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的一階差分序列的ADF值均小于5%顯著水平下的臨界值，它們?cè)谝浑A差分之后均是平穩(wěn)序列。（3）協(xié)整是指兩個(gè)，或者兩個(gè)以上同階單整的非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合是平穩(wěn)序列。由于LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln都是一階單整序列，所以LnY、Ln（M2/GDP）和Ln，LnY、LnFIR和Ln之間可能存在協(xié)整關(guān)系。下面，我們需要對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

2. 協(xié)整檢驗(yàn)

常用于檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的方法是主要有兩種：兩個(gè)變量的EG檢驗(yàn)和多個(gè)變量的Johansen檢驗(yàn)。本文的檢驗(yàn)是多變量之間的檢驗(yàn)，因此采用Johansen檢驗(yàn)法對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

Johansen檢驗(yàn)方法的步驟主要有：先計(jì)算回歸方程的跡統(tǒng)計(jì)量，然后與不存在協(xié)整關(guān)系、存在一個(gè)以及存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系這三種假設(shè)前提下的Johanson臨界值進(jìn)行比較。若回歸方程的跡統(tǒng)計(jì)值大于假設(shè)條件下的Johanson臨界分布值，則拒絕其前提假設(shè)；反之，則接受該假設(shè)。我們根據(jù)表1數(shù)據(jù)，利用EViews6.0軟件進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如下表所示。

表2 相關(guān)變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

由表2中的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：（1）LnY和Ln（M2/GDP）、Ln之間協(xié)整檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量均大于三個(gè)假設(shè)在5%的顯著水平下臨界值，因此存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長和貨幣化程度、通貨膨脹率這三個(gè)變量之間存在長期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系（2）LnY和LnFIR、Ln協(xié)整檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量均大于表中三個(gè)假設(shè)在5%的顯著水平下臨界值，因此同樣存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長和金融相關(guān)比率、通貨膨脹率存在長期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。（3）若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量至少存在一個(gè)方向的格蘭杰因果關(guān)系。下面，我們對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和金融深化之間的因果關(guān)系做進(jìn)一步探討。

3. 格蘭杰因果檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)增長和金融深化之間是否存在因果關(guān)系，若存在因果關(guān)系，那誰是因，誰是果？通過協(xié)整檢驗(yàn)，我們得出的結(jié)論是變量之間至少存在一個(gè)方向的格蘭杰因果關(guān)系?，F(xiàn)在我們可以通過采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法得出經(jīng)濟(jì)增長和金融深化之間的因果關(guān)系。

格蘭杰檢驗(yàn)的基本思想是“過去可以預(yù)測(cè)現(xiàn)在”。我們可以對(duì)原模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，但是，為了驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長與金融深化的確切關(guān)系，我們可以對(duì)以上兩個(gè)模型構(gòu)建以下多變量誤差糾正模型，然后再對(duì)兩者進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

上式中，EC項(xiàng)表示上一期變量偏離均衡水平的誤差，是協(xié)整回歸所得的殘差。它代表變量之間存在長期協(xié)整關(guān)系的誤差糾正項(xiàng)；t表示時(shí)間；i表示滯后階數(shù)；u是白噪聲誤差項(xiàng)。得出的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示。

表3 Granger檢驗(yàn)結(jié)果

從表3中我們可以得出，（1）以短期的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果來看，因?yàn)楣烙?jì)的F值在5%的水平上顯著，貨幣化程度M2/GDP是經(jīng)濟(jì)增長率Y的格蘭杰原因；相反，由于F值在統(tǒng)計(jì)上不顯著，經(jīng)濟(jì)增長率卻不是貨幣化程度的格蘭杰原因。因此，可以說我國的貨幣化過程推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長。另一方面，金融相關(guān)率FIR是經(jīng)濟(jì)增長率Y的格蘭杰原因，而經(jīng)濟(jì)增長率不是金融相關(guān)率的格蘭杰原因。（2）從長期的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，貨幣化程度M2/GDP和經(jīng)濟(jì)增長率Y的之間存在互為格蘭杰因果關(guān)系。同樣，金融相關(guān)率FIR和經(jīng)濟(jì)增長率Y的之間也存在互為格蘭杰因果關(guān)系。因此，短期來看，我國的金融相關(guān)比率帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長。在長期中，兩者之間則是互為因果、相互影響的關(guān)系。

三、結(jié)論

改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)一直保持著快速、穩(wěn)定的發(fā)展，1979-2011年我國實(shí)際GDP的年增長率達(dá)到9.5%，金融深化程度不斷提高，1979年我國的貨幣化程度39.8%，2011年這一比例達(dá)到180.1%，增長近5倍。隨著經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn)程的加快，金融市場(chǎng)的作用逐漸顯現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)體中的貨幣化程度不斷提高。

本文構(gòu)建了誤差糾正模型對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，從數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，我國實(shí)行的漸進(jìn)式金融體制改革具有一定的經(jīng)濟(jì)成效，從短期來看，我國的金融深化推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長；從長期來看，金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在互為因果、相互促進(jìn)的關(guān)系。

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