我國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證分析

郭亞娟

摘要：隨著金融市場的迅猛發(fā)展，經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的理論研究和實證研究都越來越多。本文本文運用現(xiàn)代計量經(jīng)濟分析方法，基于VAR模型，通過單位根檢驗、Johansen協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)等分析，研究了我國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果顯示，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間存在長期協(xié)整關(guān)系，金融發(fā)展分別以金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和金融效率明顯的影響經(jīng)濟的增長。

關(guān)鍵字：金融發(fā)展；經(jīng)濟增長；向量自回歸

1.引言

1978年實行改革開放以來，我國經(jīng)濟增長保持了快速穩(wěn)定的勢頭，GDP從1978年的3624.1億元增加到2012年的519322億元。同期，我國金融從改革初期幾乎為零的基礎(chǔ)上不斷發(fā)展，金融深化程度不斷提高，到2012年的金融總資產(chǎn)平均值（包括M2，股市值，債券余額）已達5643647.65億元，比當年國內(nèi)生產(chǎn)總值的10倍還多。下圖是2001至2012年我國金融發(fā)展的概況。

原則上金融資產(chǎn)還包括保險及特別提款權(quán)，由于數(shù)據(jù)不易獲得本文沒有考慮。按照戈德史密斯的思想，金融相關(guān)比率在快速上升一段時間后應(yīng)該趨于某一穩(wěn)定值，但是我國的金融相關(guān)比率目前一直處于上升態(tài)勢，說明我國的金融還處于快速發(fā)展階段，金融的發(fā)展空間還很大。

國內(nèi)外大量的理論推演與經(jīng)驗數(shù)據(jù)都顯示出金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著一定的相關(guān)關(guān)系，但不同環(huán)境下的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用程度不完全相同，作用方式也有所差別。改革開放以來我國的經(jīng)濟特別是金融的發(fā)展在很大程度上受政策的引導(dǎo)，而且目前經(jīng)濟系統(tǒng)正處于轉(zhuǎn)型階段，金融發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展的相關(guān)關(guān)系和因果方向都很難直接進行定性分析，需要借助實際數(shù)據(jù)深層次分析兩者的關(guān)聯(lián)程度和變化趨勢，最終目的是為了找到金融能夠更有效服務(wù)于經(jīng)濟的途徑，實現(xiàn)金融和經(jīng)濟的協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展，這無疑對促進我國經(jīng)濟更好更快發(fā)展有重要的現(xiàn)實意義。

2.文獻綜述

相對于國外對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系理論和實證研究，國內(nèi)這方面的研究起步較晚，而且大都是運用既有理論對我國金融和經(jīng)濟關(guān)系進行一些實證檢驗，很少有理論研究；此外，國內(nèi)研究多集中于金融對于經(jīng)濟增長量的方面研究上，而對于金融對經(jīng)濟增長質(zhì)的研究少，且研究不夠全面。既便如此，很多學者根據(jù)我國的實際情況進行的實證研究，對了解我國金融發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)系依然重大的借鑒意義，以下綜述這些學者的主要研究成果。

賓國強（1999）在其文章《實際利率、金融深化與中國的經(jīng)濟增長》中，分別用回歸分析法和格蘭杰因果檢驗的方法分析我國實際利率、金融深化與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，結(jié)果表明我國的實際利率、金融深化確實與經(jīng)濟增長之間正相關(guān)，并且實際利率、金融深化在是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

談儒勇（1999）對我國金融中介與經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)進行相關(guān)分析和回歸分析，結(jié)果證實金融中介與經(jīng)濟增長之間有相關(guān)關(guān)系，但是股票市場與經(jīng)濟的相關(guān)關(guān)系不十分顯著。他得出結(jié)論是：我國金融中介的發(fā)展有可能促進經(jīng)濟的增長，所以金融中介至少應(yīng)該與經(jīng)濟增長同步；我國的股票市場對經(jīng)濟增長的作用不僅很有限，而且不利；我國金融中介體發(fā)展和股票市場發(fā)展之間有顯著的正相關(guān)關(guān)系。

韓延春（2001）基于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)聯(lián)機制的計量模型進行了實證分析，他的結(jié)論是技術(shù)進步與制度創(chuàng)新是經(jīng)濟增長的最關(guān)鍵因素，而金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用很有限。

李廣眾（2002）利用我國1952～1999的相關(guān)時間序列數(shù)據(jù)建立了三變量VAR模型，結(jié)果表明：金融中介的規(guī)模指標與經(jīng)濟增長之間沒有因果關(guān)系，而金融中介效率指標不僅與經(jīng)濟增長之間有雙向的因果關(guān)系，與國有、非國有工業(yè)的增長之間存在雙向的因果關(guān)系；金融中介規(guī)模可通過促進投資規(guī)模的增長促進經(jīng)濟增長。

譚艷芝等（2003）利用中國1978～2001年的數(shù)據(jù)對促進經(jīng)濟增長的因素進行了回歸分析。他們將引起經(jīng)濟增長的因素分為量的因素包括儲蓄、投資、資本積累和質(zhì)的因素包括資本邊際生產(chǎn)率、全要素生產(chǎn)率。檢驗結(jié)果表明：金融發(fā)展對經(jīng)濟增長量的因素有顯著的正向作用，但是對經(jīng)濟增長的質(zhì)的因素的影響作用要么顯著為負要么不顯著，金融發(fā)展對總的經(jīng)濟增長率沒有顯著影響。

趙振全等（2004）利用1994年第一季度至2002年第四季度的指標數(shù)據(jù)，檢驗了我國信貸市場的發(fā)展和股票市場的發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，實證分析的結(jié)果是：信貸市場通過信貸比重的增加的效應(yīng)對經(jīng)濟增長起作用，而股票市場對經(jīng)濟增長沒有明顯的作用。文章指出出現(xiàn)這一實證結(jié)果的原因是國內(nèi)較高的儲蓄率使得信貸市場的資金充足，能夠確保信貸規(guī)模不斷擴大，從而促進經(jīng)濟增長。相對于信貸市場，股票市場的融資利用效率較低，資源的逆配置導(dǎo)致了我國股票市場對經(jīng)濟增長的推動作用較弱。

盧峰等（2004）利用中國28個省1991～2001年的數(shù)據(jù)檢驗了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系。他們提出我國金融部門存在“漏損”效應(yīng)，即金融資源從享有特權(quán)的國有部門流向受到信貸歧視的私人部門的過程，“漏損”效應(yīng)有助于私人部門獲得稀缺的金融資源，進而有助于經(jīng)濟增長。

陳剛等（2006）考慮了我國1994年的分稅制改革對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長聯(lián)結(jié)機制的影響。他們在標準的關(guān)于經(jīng)濟增長的回歸方程中加入金融發(fā)展和資本形成的交叉乘積項、金融發(fā)展變量和1994年虛擬變量的交叉乘積項，分別對1979～2003年、1979～1993年和1994～2003年三個時間段的相關(guān)數(shù)據(jù)進行回顧估計。固定效應(yīng)模型的估計結(jié)果顯示我國金融發(fā)展主要通過發(fā)揮動員儲蓄、加速資本積累等功能來促進經(jīng)濟增長。1994年的分稅制改革惡化了經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的關(guān)系，主要原因是分稅制改革后地方政府財政能力下降，地方政府加強了對銀行信貸流向的干預(yù)，導(dǎo)致了金融功能的財政化，降低了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用。

劉潔（2008）本文對1980—2007年農(nóng)村經(jīng)濟和金融發(fā)展因素之間的關(guān)系進行格蘭杰因果檢驗，發(fā)現(xiàn)我國總體金融發(fā)展、農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模與農(nóng)村GDP之間存在單向因果關(guān)系，農(nóng)村經(jīng)濟增長是總體金融發(fā)展的格蘭杰原因，農(nóng)村金融發(fā)展規(guī)模是農(nóng)村經(jīng)濟的格蘭杰原因，農(nóng)村金融發(fā)展效率和農(nóng)村固定資產(chǎn)投資與農(nóng)村GDP之間不存在格蘭杰因果關(guān)系。

阮敏（2010）文章運用生產(chǎn)函數(shù)加入金融脫媒變量構(gòu)造的模型，通過1991到2008年的數(shù)據(jù)協(xié)整、回歸分析和因果檢驗，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟增長與企業(yè)股票和債券融資的比重存在長期均衡關(guān)系，并且對經(jīng)濟增長具有正向作用，不過經(jīng)濟增長是促進企業(yè)股票和債券融資的比重變化的原因，反之則不是；由中國的數(shù)據(jù)說明經(jīng)濟發(fā)展是金融深化的動力。

馬穎（2011）把改革開放以來中國的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長過程置于經(jīng)濟體制改革背景之下，探討經(jīng)濟體制改革何以使分權(quán)化體制下的金融資源得以釋放的同時，通過金融體制改革形成了市場導(dǎo)向的金融體系，從而促進經(jīng)濟增長的過程。驗證了經(jīng)濟體制改革、金融發(fā)展與長期增長之間的正向關(guān)系。

綜上所述，大部分的研究表明我國的金融系統(tǒng)中金融中介對我國經(jīng)濟增長的促進作用明顯，而金融市場如股市對經(jīng)濟增長的促進作用相對較小。但是不同的文獻因指標的選取、數(shù)據(jù)區(qū)間的選取以及中國不同地區(qū)的選取而得出不盡相同的結(jié)論。

3.研究方法和模型

3.1 向量自回歸模型VAR

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特性建立模型，它把系統(tǒng)中的每一個變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型，常用于預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊。自1980年希姆斯將VAR模型引入到經(jīng)濟學中后，它在經(jīng)濟系統(tǒng)的動態(tài)性分析中得到廣泛應(yīng)用。向量自回歸模型又分為簡單向量自回歸模型和結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR），本文采用簡單向量自回歸模型，也只介紹這一種。

一個n維隨機向量Yt服從P階向量自回歸過程的模型記為VAR（P），數(shù)學表達式是：

其中，Yt是n維內(nèi)生變量，Xt是k維外生變量的向量，A和B是要估計的系數(shù)，ut是隨機影響變量，ut不能自項相關(guān)，也能不與其他的內(nèi)生變量有相關(guān)性。

3.2協(xié)整檢驗

（1）協(xié)整的定義

如果兩個趨勢大致相同的時間序列線性回歸的擬合結(jié)果很好，但實際上兩者之間沒有經(jīng)濟聯(lián)系，擬合結(jié)果的殘差沒有滿足平穩(wěn)性的要求，那么這兩個變量就出現(xiàn)了“偽回歸”。1987年恩格爾和格蘭杰提出了協(xié)整理論，如果兩個或兩個以上不平穩(wěn)的序列的線性組合是平穩(wěn)的，則它們之間就存在協(xié)整關(guān)系，也就是說它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，不再是“偽回歸”。協(xié)整的定義如下：

對于n維向量Yt滿足如果滿足：

（1）Yt～I（d），要求Yt的每個分量Yit～I（d）；

（2）協(xié)整檢驗方法和過程

目前協(xié)整檢驗主要有兩種方法：EG兩步法和JJ（Johansen-Juselius）檢驗法，下面主要介紹JJ檢驗法的基本思想和原理。

JJ檢驗是Johansen在1988年及在1990年與Juselius一起提出的一種以向量自回歸模型（VAR）為基礎(chǔ)的、基于回歸系數(shù)的進行多變量協(xié)整檢驗的方法。

首先建立一個p階的VAR模型

4.實證分析

4.1 變量的選擇、定義和計算

1.經(jīng)濟增長指標

本文主要是研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響，所以選擇了人均實際GDP來衡量我國經(jīng)濟增長，意在排除人口擴張對經(jīng)濟增長的影響，同時剔除物價變動因素以更加真實地反映我國實際的經(jīng)濟增長。

人均gdp用PGDP表示，計算公式如下：

PGDP=GDP/總?cè)丝?/p>

本文在實際分析中采用的是PGDP的自然對數(shù)值，表示為LNPGDP。

2.金融發(fā)展指標

（1）金融發(fā)展規(guī)模指標

衡量金融發(fā)展規(guī)模的指標有金融相關(guān)比率和金融深化指標。

金融相關(guān)比率FIR（Financial Interrelations Ratio）由戈德史密斯最早提出，它是指某一時點一國金融產(chǎn)品的市場總值與實物形式的國民財富的市場總值（常以GDP來表示）的比。一國的金融資產(chǎn)存量一般是M2與證券（包括債券、股票、保險等）的和，而一國的實物資產(chǎn)總量常用該國的國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）來近似表示。

鑒于金融相關(guān)比率很強的綜合性，本文采用金融相關(guān)比率作為金融發(fā)展規(guī)模的衡量指標。此外，本文還選擇了廣義貨幣指標與GDP的比，用來反映金融中介的規(guī)模，金融相關(guān)比率用FIR表示，金融中介規(guī)模用BANK表示，計算公式分別如下：

FIR=（M2+股市市值平均值+債券余額平均值）/名義GDP

BANK=M2/名義GDP

因為公式中股票市值和債券余額是存量指標，而M2和GDP是流量指標，為了可比性，本文對股市市值和債券余額取的都是計算期的簡單平均數(shù)。

（2）金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標

金融結(jié)構(gòu)指標反映了金融市場在全社會資本資源配置中相對地位，等于債券和股票這兩類非貨幣金融資產(chǎn)在金融資產(chǎn)總量中的比重，用STR表示。

STR=（股市市值平均值+債券余額平均值）/金融資產(chǎn)

其中金融資產(chǎn)= M2+股市市值平均值+債券余額平均值

（3）金融發(fā)展效率指標

金融發(fā)展效率是指以最可能低的成本盡可能最優(yōu)地配置有限的金融資源以實現(xiàn)其盡可能有效的利用，由于目前還沒有哪個指標能夠代表整個金融系統(tǒng)的發(fā)展效率，本文選擇金融中介效率計算。

用儲蓄與貸款之比SLR表示，應(yīng)該說儲蓄貸款比率SLR描述的是金融中介將儲蓄轉(zhuǎn)化為貸款的效率，計算公式如下：

SLR=存款/貸款

4.2 實證分析

本文選取2001年～2012年的季度數(shù)據(jù)，共48組數(shù)據(jù)，來研究金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證分析。

4.2.1 經(jīng)濟增長與金融各變量的簡單相關(guān)系數(shù)

上表顯示，經(jīng)濟增長與金融發(fā)展總體規(guī)模指標金融相關(guān)比率FIR、金融中介規(guī)模BANK、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)指標STR、金融發(fā)展效率指標都具有顯著的正的相關(guān)關(guān)系，但是相關(guān)性的強弱不同，其中FIR與經(jīng)濟增長的相關(guān)程度最大，BACK和STR相關(guān)系數(shù)均小于0.8，是中度相關(guān)。SLR與經(jīng)濟增長的相關(guān)性最小。

4.2.2 平穩(wěn)性檢驗

平穩(wěn)性檢驗，使用ADF檢驗方法。檢驗結(jié)果如表4-2：

檢驗結(jié)果顯示，序列LNPGDP、FIR、BANK、SZH、STR、SLR都含有單位根，而它們的一階差分序列ΔLNPGDP、ΔFIR、ΔBANK、ΔSZH、ΔSTR、ΔSLR都拒絕了原假設(shè)，均為平穩(wěn)序列?？梢娝麄兌际且浑A單整序列，為I（1）過程，可以進行Johansen協(xié)整檢驗。

其中c，t，k分別表示常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù)，臨界值默認是在5%顯著水平下得到的。

4.2.3 Johansen協(xié)整檢驗

約翰森協(xié)整檢驗與EG協(xié)整檢驗的比較：（1）約翰森協(xié)整檢驗不必劃分內(nèi)生、外生變量，而基于單一方程的EG協(xié)整檢驗則須進行內(nèi)生、外生變量的劃分；（2）約翰森協(xié)整檢驗可給出全部協(xié)整關(guān)系，而EG則不能；（3）約翰森協(xié)整檢驗的功效更穩(wěn)定。故約翰森協(xié)整檢驗優(yōu)于EG檢驗。當變量個數(shù)多于2時，最好用Jonhamson協(xié)整檢驗方法。

由表3可知，狹義貨幣需求LNPGDP與其他變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，并且在5%的顯著性水平下存在3個協(xié)整向量，說明變量LNPGDP、FIR、BANK、STR、SLR之間具有共同的隨機趨勢，存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。標準化的協(xié)整系數(shù)見表4。

將第一個協(xié)整關(guān)系寫成協(xié)整方程可以表示為：

應(yīng)用AR根的圖表驗證協(xié)整關(guān)系的正確性，如圖2，圖顯示所有單位根的倒數(shù)的模均落在了單位圓之內(nèi)，因此，協(xié)整關(guān)系是穩(wěn)定的。

4.2.4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在進行格蘭杰因果檢驗之前，本文先對金融發(fā)展相關(guān)變量與經(jīng)濟增長建立VAR模型，以便后續(xù)的檢驗和分析。首先檢驗LNPGDP與FIR、BANK、STR、SLR之間是否有格蘭杰因果關(guān)系。（置信水平0.1）

鑒于本文是季度數(shù)據(jù)，我們可以把滯后4階以內(nèi)看作是短期，滯后8階看做是中期，滯后10看做是長期。對表5的解讀如下：

由表4-7可以看出，變量FIR對短期和中期是LNPGDP的格蘭杰因果原因，說明金融相關(guān)比FIR在短中期對經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。BANK是LNGDP的短期格蘭杰因果關(guān)系，說明金融中介規(guī)模BANK只在短期影響經(jīng)濟增長。STR無論是短期、中期和長期都是LNPGDP的格蘭杰原因，說明金融結(jié)構(gòu)STR對經(jīng)濟增長的影響是長久的。STR只在長期是LNPGDP的格蘭杰原因，說明金融效率只在長期影響經(jīng)濟增長。

4.2.5 脈沖響應(yīng)分析

根據(jù)格蘭杰因果檢驗和協(xié)整分析可知，變量之間有些關(guān)系在長期后才能顯現(xiàn)，所以本小節(jié)脈沖響應(yīng)的滯后期選擇滯后15期，以期能看的更遠、更全面?；赩AR（2）得出金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖如圖3。

由圖3可知，響應(yīng)的方向都是正負交替的，說明金融發(fā)展各變量對LNGDP的作用在不同的時期有不同的方向，有正向的，有負向的。LNGDP對FIR、BANK和STR的脈沖在有明顯的響應(yīng)，而且響應(yīng)的方向正負交替，對SLR的響應(yīng)一直都是正向的。說明對經(jīng)濟增長來說，金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)和金融效率均對經(jīng)濟增長有明顯影響。

5. 結(jié)論

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間具有協(xié)整關(guān)系，也就是說兩者由長期均衡的關(guān)系，金融系統(tǒng)與經(jīng)濟增長有均衡關(guān)系，即便短期有所偏離，兩者組成的系統(tǒng)也能夠自行調(diào)整到均衡狀態(tài)。

從格蘭杰因果關(guān)系檢驗可以看出，金融發(fā)展各變量均是經(jīng)濟增長的格蘭杰因果關(guān)系，金融相關(guān)比例對經(jīng)濟增長是中短期影響，金融中介規(guī)模指標在短期影響經(jīng)濟增長，可見金融規(guī)模短期或中期影響經(jīng)濟增長；金融結(jié)構(gòu)長久的影響經(jīng)濟增長，無論在短期還是長期都是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；金融效率只在長期影響經(jīng)濟增長。

從脈沖響應(yīng)來看，當本期給金融相關(guān)比一個標準差的正向沖擊后，LNPGDP在短期內(nèi)反應(yīng)均為正向的，后來由正轉(zhuǎn)為負向反應(yīng)，過段時間由最終轉(zhuǎn)為正向，說明短期內(nèi)，金融相關(guān)比的提高，會促進經(jīng)濟的增長。而LNPGDP在短期內(nèi)對金融中介規(guī)模是反映方向反映，而后轉(zhuǎn)為正向。LNPGDP對金融結(jié)構(gòu)的反映方向有正有負，在長期雖然是負向的，但是從第九期開始達到谷底，轉(zhuǎn)為上升，延長滯后期可以得出，LNPGDP對金融結(jié)構(gòu)的反映又變?yōu)檎虻?。LNPGDP對金融效率的反映一直都有波動，但都是正向的波動。

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