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    俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究——基于1992-2012年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

    2015-11-22 06:03:12陳宇
    關(guān)鍵詞:俄羅斯金融檢驗(yàn)

    陳宇

    (遼寧大學(xué)國(guó)際關(guān)系學(xué)院,遼寧沈陽(yáng)110036)

    俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究——基于1992-2012年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

    陳宇

    (遼寧大學(xué)國(guó)際關(guān)系學(xué)院,遼寧沈陽(yáng)110036)

    選取三個(gè)指標(biāo)分別代理俄羅斯金融發(fā)展這一變量,然后在理論分析的基礎(chǔ)上建立了計(jì)量模型,運(yùn)用時(shí)間序列回歸分析和Grange因果檢驗(yàn)的計(jì)量方法,對(duì)俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析,同時(shí)還采用衡量股票市場(chǎng)和銀行兩個(gè)方面發(fā)展水平的指標(biāo)重新代理金融發(fā)展,進(jìn)一步作了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究表明:俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的線性關(guān)系,金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Grange原因,同時(shí)也是投資的Grange原因,說(shuō)明金融發(fā)展很有可能推動(dòng)了投資活動(dòng),進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),而在這一過(guò)程中,銀行可能發(fā)揮了更大的作用。

    俄羅斯金融發(fā)展;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);回歸分析;Granger因果檢驗(yàn)

    一、問(wèn)題的提出

    俄羅斯經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化進(jìn)程中包含了一系列金融改革,其主要內(nèi)容:中央銀行的獨(dú)立、商業(yè)銀行的私有化、建立股票和債券市場(chǎng)、利率市場(chǎng)化、經(jīng)常項(xiàng)目下盧布可自由兌換等,是俄羅斯金融發(fā)展的具體體現(xiàn)。

    俄羅斯金融發(fā)展過(guò)程曲折復(fù)雜,盡管僅從俄羅斯金融市場(chǎng)體系的建立和金融逐步深化來(lái)看,俄羅斯的金融發(fā)展取得了一定成就,但這種金融發(fā)展的成敗得失如何,迄今還缺乏明確的判斷標(biāo)準(zhǔn)。從經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的動(dòng)機(jī)出發(fā),經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的目的是解決計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的資源配置低效率問(wèn)題,而市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)配置資源的一個(gè)重要機(jī)制正是金融機(jī)制。金融發(fā)展是否成功,可能有金融深化程度、金融穩(wěn)定性等衡量標(biāo)準(zhǔn),但其中一個(gè)更能說(shuō)明問(wèn)題的標(biāo)準(zhǔn)是它是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Patrick.H. T(1966)[1]的研究表明,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期,金融發(fā)展導(dǎo)致實(shí)際產(chǎn)出增加,而當(dāng)經(jīng)濟(jì)趨于成熟時(shí),經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反而拉動(dòng)金融發(fā)展,這一結(jié)論已經(jīng)得到普遍證實(shí)。那么,這一結(jié)論在俄羅斯能否得到驗(yàn)證,需要理論和實(shí)證的分析。

    轉(zhuǎn)軌至今,俄羅斯經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了大起大落,20世紀(jì)90年代的轉(zhuǎn)型性經(jīng)濟(jì)危機(jī)和進(jìn)入21世紀(jì)后的資源依賴型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中,金融發(fā)展的影響很難被孤立出來(lái)。2008年金融危機(jī)以來(lái)俄羅斯經(jīng)濟(jì)的艱難復(fù)蘇和目前的停滯狀態(tài),倒可以從反面證明俄羅斯金融發(fā)展的滯后??偟膩?lái)看,由于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的復(fù)雜性,金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系可能并非線性,我們很難從表面上看出俄羅斯金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

    那么,俄羅斯轉(zhuǎn)型以來(lái)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在某種關(guān)系?本文試圖在前人研究成果的基礎(chǔ)上,建立自己的分析邏輯和計(jì)量模型,對(duì)俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一命題進(jìn)行驗(yàn)證。

    二、文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

    Berglof和Botton(2001)[2]采用金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)、流通中的貨幣和給家庭企業(yè)的貸款來(lái)衡量金融發(fā)展,認(rèn)為從1994年至1999年,俄羅斯銀行提供的私人部門(mén)信貸占GDP的比重逐漸增加,這表明俄羅斯金融發(fā)展迅速,但是俄羅斯經(jīng)濟(jì)卻停滯不前,可見(jiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有明顯關(guān)系,金融對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型起到的作用很小,甚至在某些情況下,金融自由化可能削弱實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);TuuliKoivu(2002)[3]采用貸款和存款利率之間的差額、私人信貸總額/GDP衡量金融(銀行)發(fā)展,運(yùn)用面板數(shù)據(jù)方法對(duì)1992-2002年轉(zhuǎn)型國(guó)家(包括俄羅斯)金融(銀行)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析,結(jié)果顯示第一個(gè)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān),第二個(gè)指標(biāo)的上升沒(méi)有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);Ulrich ThieBen(2004)[4]采用6個(gè)指標(biāo)(廣義貨幣/GDP、商業(yè)銀行相對(duì)于央行的重要性、非金融私人部門(mén)信貸/信貸總額、非金融私人部門(mén)信貸/GDP、債券總額/ GDP、股票市值/GDP)描述了1993-2002年俄羅斯金融發(fā)展?fàn)顩r,運(yùn)用增長(zhǎng)回歸估計(jì)(和跨國(guó)比較)方法模擬1998年金融危機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響,作者認(rèn)為銀行對(duì)于很多項(xiàng)目的評(píng)估、執(zhí)行與監(jiān)管都過(guò)于樂(lè)觀,而危機(jī)之后并沒(méi)有對(duì)相關(guān)的銀行結(jié)構(gòu)問(wèn)題進(jìn)行改革,這會(huì)對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生很大的負(fù)面影響,并且政府對(duì)這些問(wèn)題的忽視會(huì)加大這些負(fù)面影響,結(jié)果就是1998年至2002年金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用下降了約1%,如果俄羅斯金融十分強(qiáng)大,其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用會(huì)達(dá)到2.2-7%。莊毓敏(2001,2004)[5][6]從總量和結(jié)構(gòu)角度對(duì)俄羅斯銀行體系和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了分析,作者認(rèn)為俄羅斯銀行體系規(guī)模小,結(jié)構(gòu)不合理,與非金融企業(yè)的發(fā)展不對(duì)稱,所以無(wú)法滿足非金融企業(yè)的大量信貸需求,因此銀行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起不到促進(jìn)作用;Erelyn Moser、Thorsten Nestmann(2007)[7]認(rèn)為雖然人力資本與進(jìn)一步開(kāi)放對(duì)外貿(mào)易可以維持俄羅斯進(jìn)一步經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),但是金融部門(mén)在俄羅斯經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中將扮演更重要的角色。更深層次發(fā)展的金融市場(chǎng)可以提高全要素生產(chǎn)率,從而減少經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源的依賴;余南平、潘登(2008)[8]通過(guò)分析俄羅斯金融行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r,認(rèn)為俄羅斯更深層次的金融市場(chǎng)深化和金融效率的提高,可以帶動(dòng)全社會(huì)生產(chǎn)率的提高,并可能有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的多樣化,這對(duì)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展將起到更加持久的作用;Berglof、Lehmann(2009)[9]認(rèn)為在20世紀(jì)90年代,金融機(jī)構(gòu)與金融市場(chǎng)主要向政府提供貸款、彌補(bǔ)政府赤字,而從2000年開(kāi)始,受益于存款大幅增長(zhǎng),銀行開(kāi)始擴(kuò)大家庭和企業(yè)的私人信貸份額,特別是通過(guò)貿(mào)易賬戶的資金流入以及通過(guò)資本賬戶轉(zhuǎn)化的快速貨幣擴(kuò)張,使私人信貸也由大型企業(yè)逐漸轉(zhuǎn)向中小企業(yè)。但是,私人信貸和股票型投資大都在能源、運(yùn)輸和公用事業(yè)三個(gè)方面,投資于制造業(yè)的規(guī)模較小,所以金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮的作用有限;Nuno Carlos LEITO(2010)[10]采用私人信貸/GDP、存款銀行的資產(chǎn)衡量金融發(fā)展,運(yùn)用動(dòng)態(tài)和靜態(tài)兩種面板數(shù)據(jù)的計(jì)量方法對(duì)1980-2006年31個(gè)國(guó)家(包括俄羅斯)的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)果表明金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);Daniel Berkowitz、Mark Hoekstra、Koen Schoors(2012)[11]采用四個(gè)指標(biāo)(由貸款人區(qū)域衡量的人均貸款額,由借款人區(qū)域衡量的人均貸款額,區(qū)域性銀行的集中程度和貸款利率)衡量區(qū)域性銀行發(fā)展水平,從區(qū)域性銀行的角度對(duì)21世紀(jì)初金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證分析,結(jié)果表明,區(qū)域性銀行的增加使貸款總額由14%上升至26%,但對(duì)投資和人均收入沒(méi)有影響,相反,私有銀行集中程度高的區(qū)域反而顯著降低該區(qū)域的投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);ShigekiOno(2012)[12]采用M2/GDP、私人和非金融公共部門(mén)信貸總額/GDP衡量俄羅斯金融發(fā)展,運(yùn)用VAR計(jì)量方法對(duì)1999-2008年俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析,結(jié)論表明第一指標(biāo)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則拉動(dòng)第二指標(biāo)。

    上述理論分析文獻(xiàn)沒(méi)有實(shí)證檢驗(yàn),所以說(shuō)服力不強(qiáng),實(shí)證分析文獻(xiàn)由于選取指標(biāo)以及樣本區(qū)間不同,所以結(jié)論存在差別,而且沒(méi)有作穩(wěn)健性分析,特別是沒(méi)有分析金融發(fā)展如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文的出發(fā)點(diǎn)即是選取多個(gè)指標(biāo)全面衡量俄羅斯金融發(fā)展,判斷俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(避免指標(biāo)不同則結(jié)論不同)、金融發(fā)展如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及銀行與股票市場(chǎng)誰(shuí)可能發(fā)揮更大的作用。

    三、理論基礎(chǔ)、計(jì)量模型與指標(biāo)描述

    Marco Pagano(1993)[13]使用一個(gè)簡(jiǎn)單的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型—AK模型分析了金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制。在AK模型的穩(wěn)態(tài)水平下,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(g)是資本的社會(huì)邊際生產(chǎn)率(A)、儲(chǔ)蓄中轉(zhuǎn)化為投資的份額(φ)和私人儲(chǔ)蓄率(s)三者乘積的一個(gè)線性函數(shù)(δ為資本折舊率):g=Aφs-δ

    對(duì)該式兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù),得到如下方程:

    lng=lnA+(lnφ+lns)

    在穩(wěn)態(tài)水平下,金融發(fā)展通過(guò)兩種方式提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率:第一,改善資源配置,從而可以提高A,此為金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)進(jìn)步這一路徑來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這主要是基于以下兩個(gè)事實(shí):其一是金融中介可以以相對(duì)較低的成本搜集信息,評(píng)估可替代的投資項(xiàng)目,從而使資金流入到高收益的項(xiàng)目,進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),其二是金融中介通過(guò)分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn),可以引導(dǎo)個(gè)體投資高風(fēng)險(xiǎn)、但是卻有高收益的項(xiàng)目;第二,動(dòng)員儲(chǔ)蓄、減少“漏損”,從而可以提高φ,此為通過(guò)資本積累這一路徑來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這主要是基于以下兩個(gè)事實(shí):其一是提高私人儲(chǔ)蓄率s增加投資,其二是銀行中介吸收存款后,并未將其全部轉(zhuǎn)化為投資,未轉(zhuǎn)化部分稱為“漏損”,這些“漏損”主要包括銀行中介提供服務(wù)而收取的傭金、稅負(fù)以及監(jiān)管費(fèi)用等,如果金融發(fā)展減少這些“漏損”、則會(huì)將更多的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資。本文即主要驗(yàn)證俄羅斯金融發(fā)展是否推動(dòng)投資活動(dòng),從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

    借鑒G·Feder(1982)[14]的研究思路,把金融發(fā)展作為一項(xiàng)“投入”用于生產(chǎn)過(guò)程,我們得到包含金融發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù):

    Y=f(A,F(xiàn),K,H,I)

    其中Y代表總的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出,F(xiàn)代表俄羅斯金融發(fā)展,K代表資本投入,H代表人力資本投入,I代表制度。參照溫濤、冉光和、熊德平(2005)[15]的作法,取m=表示最高技術(shù)水平下的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)能力,此時(shí)經(jīng)濟(jì)面臨恒定的規(guī)模收益:

    Y=mf(F,K,H,I)

    對(duì)上式兩邊取全微分,整理得到下式:

    參照一般文獻(xiàn)作法,Y采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)代理,K采用投資(INVEST)代理,同時(shí)為了使數(shù)據(jù)平穩(wěn),我們都對(duì)變量取了對(duì)數(shù),因此本文設(shè)定的計(jì)量模型如下:

    lnGDP=α1lnF+α2lnINVEST+α3lnH+α4lnI+Зt

    我們選取三個(gè)指標(biāo)代理金融發(fā)展(F),分別是:金融規(guī)模(FIR):FIR=金融資產(chǎn)總額/GDP,根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性,金融資產(chǎn)總額=M2+股票總市值+保費(fèi)總額+私人信貸總額;金融效率(FE):金融效率是指金融機(jī)構(gòu)和金融市場(chǎng)配置金融資源的效率,參考Martin ihák,AsliDemirgü-Kunt,Erik Feyen,Ross Levine(2013)[16],金融效率為將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率,即:FE=私人信貸總額/總儲(chǔ)蓄,這一指標(biāo)除了能夠反映金融效率以外,同樣也可以反映銀行發(fā)展水平;金融結(jié)構(gòu)(FS):不同國(guó)家的金融體系存在不同的金融結(jié)構(gòu),所選取的指標(biāo)應(yīng)該反映本國(guó)金融體系實(shí)際情況。在俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型開(kāi)始,政府成立了金融市場(chǎng)(包括股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)等),意圖充分發(fā)揮金融市場(chǎng)的作用,為契合這一意圖以及考察俄羅斯金融市場(chǎng)的作用,本文認(rèn)為:FS=證券類資產(chǎn)總額/金融資產(chǎn)總額,這可以反映金融資產(chǎn)中證券類資產(chǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn),根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性,證券資產(chǎn)總額=股票總市值+保費(fèi)總額。以上指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù),保費(fèi)來(lái)自sigma。

    投資(INVEST)的衡量投資的指標(biāo)采用固定資本形成總額,人力資本(H)的衡量指標(biāo)為高等教育入學(xué)率,數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。制度(I)由Daniel Kaufman、ArtKraay、Mastruzzi(2013)[17]編制的制度質(zhì)量指標(biāo)體系來(lái)衡量,該體系包括六個(gè)指標(biāo):言論自由與問(wèn)責(zé)制、政治穩(wěn)定性、政府有效性、監(jiān)管質(zhì)量、法律法規(guī)、控制腐敗,該體系被EBRD和IMF多次引用,具有較高的認(rèn)可度。指標(biāo)取值范圍由低到高為-2.5~+2.5,本文的IQ為六個(gè)指標(biāo)的簡(jiǎn)單算術(shù)平均,原始值為負(fù),為計(jì)算方便調(diào)整為0~5。本文所使用的指標(biāo)都以2005年不變價(jià)格美元來(lái)衡量,單位為十億,從而消除了通貨膨脹因素的影響,Зt是擾動(dòng)項(xiàng)。

    四、實(shí)證結(jié)果分析

    1.單位根檢驗(yàn)

    對(duì)于時(shí)間序列分析,我們首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以判斷該時(shí)間序列是否為平穩(wěn)的時(shí)間序列。如果該時(shí)間序列是平穩(wěn)時(shí)間序列,我們才可以對(duì)其進(jìn)行回歸分析。如果該時(shí)間序列是非平穩(wěn)時(shí)間序列,則我們需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理,判斷該時(shí)間序列是否為同階單整,然后我們?cè)賹?duì)該時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析,以判斷該時(shí)間序列所包含的變量之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

    我們首先采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)每一個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以判斷該時(shí)間序列的平穩(wěn)性。顯示結(jié)果見(jiàn)表1。我們注意到所有自變量的初始指標(biāo)都是水平不穩(wěn)定的,而經(jīng)過(guò)一階差分后(lnH取二階差分),所有自變量都同時(shí)完全消除了單位根成為平穩(wěn)時(shí)間序列,參考洪占卿、郭峰(2012)年的作法,我們可以認(rèn)為該時(shí)間序列為同階單整。

    表1 時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)

    2.協(xié)整分析

    鑒于本文采用三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量俄羅斯金融發(fā)展,因此我們?cè)谌窟x取其它變量的同時(shí),分別選取每一個(gè)金融發(fā)展指標(biāo)來(lái)代理金融發(fā)展這一變量,然后依次進(jìn)行Johansen協(xié)整分析,結(jié)果如表2所示。

    表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果(樣本區(qū)間:1992-2012)

    由表2可知,無(wú)論我們采用哪個(gè)一個(gè)指標(biāo)代理俄羅斯金融發(fā)展,協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果都表明,存在超過(guò)1個(gè)以上線性無(wú)關(guān)的協(xié)整向量。這說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展、投資、人力資本,制度以及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

    3.回歸分析

    鑒于以上協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系,因此我們可以利用相關(guān)時(shí)間序列回歸方法估計(jì)此長(zhǎng)期均衡關(guān)系。我們首先運(yùn)用普通最小二乘法(OLS)對(duì)三個(gè)方程進(jìn)行回歸估計(jì),并且利用BG方法和White方法分別對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行了自相關(guān)與異方差檢驗(yàn),結(jié)果表明各變量之間不存在自相關(guān)與異方差,這說(shuō)明OLS估計(jì)值是有效且無(wú)偏的。但是宏觀經(jīng)濟(jì)理論表明當(dāng)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值一定對(duì)下一期的投資額度產(chǎn)生影響,因此我們選擇滯后期一的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)作為工具變量,運(yùn)用二階段最小二乘法(2SLS)再一次對(duì)三個(gè)方程進(jìn)行回歸估計(jì),并且我們對(duì)OLS和2SLS的估計(jì)結(jié)果作了Hausman檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果表明解釋變量中的確存在內(nèi)生性,這表明OLS的估計(jì)結(jié)果不具有一致性,而2SLS的估計(jì)值則是一致估計(jì)量。同時(shí),過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果表明工具變量是外生的,與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān),而弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明工具變量對(duì)內(nèi)生變量有較好的解釋力,因此這兩個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果表明我們選擇的工具變量是合適的。為了更進(jìn)一步對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證,我們?nèi)匀贿x擇滯后期一的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(lnGDP)作為工具變量,運(yùn)用最優(yōu)廣義矩估計(jì)(GMM)再一次進(jìn)行回歸估計(jì),所有回歸估計(jì)結(jié)果都列在表3中。

    由表3可知,首先,單純從計(jì)量方法的選擇方面,我們注意到運(yùn)用2SLS所得到的估計(jì)方程是最理想的回歸估計(jì)結(jié)果,因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)P值為0.000,這表明回歸方程4、5、6中所包含的變量之間存在非常顯著的線性關(guān)系,而調(diào)整后R2都在99%以上,說(shuō)明估計(jì)方程4、5、6的擬合程度很高,自變量幾乎可以全部對(duì)因變量的變化進(jìn)行解釋。同時(shí),我們注意到無(wú)論我們運(yùn)用哪一種回歸方法,在所得到的全部估計(jì)方程1-9中,所有解釋變量系數(shù)的符號(hào)都是一致的,數(shù)值大小也沒(méi)有太大差別,所以這充分表明了我們的估計(jì)結(jié)果具有很強(qiáng)的可信性與說(shuō)服力。

    表3 時(shí)間序列數(shù)據(jù)系統(tǒng)回歸結(jié)果(樣本區(qū)間:1992-2012)

    其次,在估計(jì)方程4、5、6中,每一個(gè)自變量系數(shù)的檢驗(yàn)P值至少在5%顯著水平上是顯著的,說(shuō)明自變量的系數(shù)是比較顯著的,可以在一定程度上解釋該自變量對(duì)因變量的作用大小。投資與人力資本的系數(shù)為正數(shù),說(shuō)明投資與人力資本都對(duì)俄羅斯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極作用,這與宏觀經(jīng)濟(jì)理論及俄羅斯經(jīng)濟(jì)事實(shí)一致。而制度的系數(shù)為負(fù)數(shù),說(shuō)明制度對(duì)俄羅斯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到消極作用,這與很多文獻(xiàn)的結(jié)論相一致。

    再次,在估計(jì)方程4、5、6中,俄羅斯金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融效率的系數(shù)均為正數(shù),這說(shuō)明在我們選擇的樣本區(qū)間內(nèi),俄羅斯金融發(fā)展對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極作用;另外,因?yàn)榻鹑诮Y(jié)構(gòu)與金融效率分別代理了俄羅斯股票市場(chǎng)與俄羅斯銀行業(yè),所以也同時(shí)表明俄羅斯股票市場(chǎng)和銀行都對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極作用;但是在其它自變量不變的條件下,在每一個(gè)回歸方法得出的估計(jì)方程中,金融效率的系數(shù)都略大于金融結(jié)構(gòu)的系數(shù),這說(shuō)明,對(duì)于俄羅斯經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言,俄羅斯銀行的作用可能略大于俄羅斯股票市場(chǎng)的作用;可是就所有自變量整體而言,俄羅斯金融發(fā)展的系數(shù)值都明顯偏小,說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展沒(méi)有成為本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素。

    4.Granger因果檢驗(yàn)

    回歸分析有力地驗(yàn)證了俄羅斯金融發(fā)展對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用,但是不足以說(shuō)明金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及是否通過(guò)推動(dòng)投資活動(dòng)來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此,本文對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn),其檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

    表4 Granger因果檢驗(yàn)

    由表4可知,俄羅斯金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)Granger原因,即俄羅斯金融發(fā)展很大程度上可能促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),而金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為Granger原因,說(shuō)明俄羅斯金融效率的提高很大程度上可能促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很大程度上也可能提高了金融效率。同時(shí)我們注意到,金融發(fā)展(金融規(guī)模的擴(kuò)大和金融效率的提高)是投資的一個(gè)Granger原因,而投資很顯然促進(jìn)了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),這就說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展的確推動(dòng)了投資活動(dòng),進(jìn)而促進(jìn)了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因?yàn)橥顿Y活動(dòng)可以帶來(lái)資本積累,同時(shí)也可能帶來(lái)技術(shù)進(jìn)步,所以俄羅斯金融發(fā)展究竟是通過(guò)哪一條路徑促進(jìn)了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),是我們進(jìn)一步要研究的問(wèn)題。

    5.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    為了檢驗(yàn)以上結(jié)論的準(zhǔn)確性,本部分選用新的指標(biāo)衡量俄羅斯金融發(fā)展,再一次運(yùn)用2SLS進(jìn)行回歸分析。參考Ross Levine(1990),股票市場(chǎng)我們選取衡量其流動(dòng)性水平的指標(biāo)為交易比率:STY=股票交易額/GDP,銀行業(yè)我們選取衡量其競(jìng)爭(zhēng)水平的指標(biāo)為利息差(衡量金融抑制程度):IRD=貸款利率-存款利率(百分比)。根據(jù)理論,利息差越小,則φ越大,繼而可能會(huì)促進(jìn)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),因此我們預(yù)測(cè)IRD的系數(shù)應(yīng)該為負(fù)數(shù)。為減少誤差,我們同樣對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理??紤]篇幅原因單位根檢驗(yàn)與協(xié)整分析并未列在正文當(dāng)中,只列出回歸結(jié)果和Granger因果檢驗(yàn),結(jié)果見(jiàn)表5和表6。

    表5 時(shí)間序列2SLS回歸結(jié)果(樣本區(qū)間:1992-2012)

    表6 Granger因果檢驗(yàn)

    由表5可知,回歸方程9、10同樣表明俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在明顯的線性關(guān)系,而且兩個(gè)方程同樣有很高的擬合程度。特別是與其它回歸方程相比,自變量系數(shù)的符號(hào)沒(méi)有改變、數(shù)值大小差別不大,說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展的確對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極作用。由表6可知,俄羅斯金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)Granger原因,同時(shí)也是投資的一個(gè)Granger原因,說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展推動(dòng)了投資活動(dòng),從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí)系數(shù)比較也說(shuō)明銀行業(yè)可能比股票市場(chǎng)發(fā)揮了更大的作用,但金融發(fā)展沒(méi)有成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素??傊?,通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn),我們的結(jié)論再一次得到證實(shí)。

    五、結(jié)論與啟示

    本文采用1992-2012年俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中的數(shù)據(jù),把金融發(fā)展變量與其它變量組合在一起,運(yùn)用時(shí)間序列的回歸方法和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明:第一,俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌以來(lái)(1992-2012),俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在明顯的線性關(guān)系;第二,俄羅斯金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);第三,俄羅斯金融發(fā)展通過(guò)推動(dòng)投資活動(dòng),從而促進(jìn)了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),而在促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中,銀行業(yè)可能比股票市場(chǎng)發(fā)揮了更大的作用。

    但是我們也注意到,俄羅斯金融發(fā)展尚未成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素,這給俄羅斯金融發(fā)展留有巨大空間。金融發(fā)展的方向應(yīng)該是如何更好地利于企業(yè)融資(特別是中小企業(yè)、非能源以及原材料企業(yè))、更加充分發(fā)揮股票市場(chǎng)對(duì)中小企業(yè)融資的作用,特別是把金融行業(yè)的發(fā)展上升到產(chǎn)業(yè)層面上來(lái),同時(shí)考慮金融行業(yè)的監(jiān)管與發(fā)展,這樣才能充分發(fā)揮俄羅斯金融體系配置資源的重要作用,才能夠更好地促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。

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    【責(zé)任編輯李菁】

    G02

    A

    1674-5450(2015)02-0065-04

    2014-10-25

    陳宇,男,遼寧阜新人,遼寧大學(xué)世界經(jīng)濟(jì)博士研究生,遼寧石油化工大學(xué)講師。

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