我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析

郭 惠

（西安財(cái)經(jīng)學(xué)院研究生部,陜西 西安 710100）

上世紀(jì)八十年代，由羅默所建立的宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型產(chǎn)生了 “內(nèi)生增長(zhǎng)理論”，盧卡斯對(duì)該理論進(jìn)行了進(jìn)一步的完善，并將金融因素引入到了內(nèi)生增長(zhǎng)理論體系中，試圖研究金融的發(fā)展以及金融發(fā)展經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互作用。該方面的研究主要包括了三個(gè)方面的問(wèn)題：一是金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性研究。如戈德斯密斯[1]使用金融相關(guān)比率和金融中介比率作為一國(guó)金融發(fā)展水平的衡量指標(biāo)對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了相關(guān)性分析；卡琳和梅耶[2]分析了多個(gè)國(guó)家金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系。對(duì)發(fā)展中國(guó)家與發(fā)達(dá)國(guó)家進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國(guó)家的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系緊密，而發(fā)達(dá)國(guó)家則沒(méi)有證據(jù)顯示不同類(lèi)型的金融系統(tǒng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間有顯著的相關(guān)關(guān)系。我國(guó)學(xué)者周才云[3]對(duì)中國(guó)中部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行研究，認(rèn)為中部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)和協(xié)整關(guān)系。二是金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果分析研究。如我國(guó)學(xué)者曹?chē)[和吳軍[4]通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，分析了中國(guó)的金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因；丁曉松[5]通過(guò)單位根和協(xié)整檢驗(yàn)分析指出，金融發(fā)展對(duì)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積極作用，但反過(guò)來(lái)作用不大；王琛[6]采用協(xié)整、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗(yàn)分析，結(jié)果表明中國(guó)的金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。三是金融微觀層面與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究,得出了一些有意義的結(jié)論。

一 、數(shù)據(jù)選取與處理

本文的研究中選取了以下指標(biāo)分別對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展進(jìn)行了度量：

（一）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的指標(biāo)

在已有研究成果中常采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。本文中沿用此做法，為消除人口規(guī)模和通貨膨脹對(duì)計(jì)算結(jié)果的影響，文中用人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值來(lái)作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)，并采用1992 年為基期的可比價(jià)計(jì)算所得的實(shí)際值，用RAG 表示。

（二）金融發(fā)展指標(biāo)

1969 年,戈德史密斯在《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》中創(chuàng)造性地提出了一套衡量一國(guó)金融結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展存量和流量指標(biāo)。麥金農(nóng)則以一國(guó)的貨幣存量(M2)與國(guó)民生產(chǎn)總值之比衡量一國(guó)金融發(fā)展水平。在前人研究的基礎(chǔ)上，本文用廣義貨幣M2 與GDP 的比率即M2/GDP 作為金融相關(guān)率指標(biāo)，用FIR 表示。

（三）證券市場(chǎng)發(fā)展程度的指標(biāo)

證券市場(chǎng)在整個(gè)金融市場(chǎng)體系中具有非常重要的地位，是現(xiàn)代金融體系的重要組成部分。文中用證券化比率與衡量證券市場(chǎng)發(fā)展程度。證券化率越高，意味著證券市場(chǎng)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地們?cè)街匾?。證券化率指的是一國(guó)各類(lèi)證券總市值與該國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比率，實(shí)際計(jì)算中證券總市值通常用股票總市值來(lái)代表，因此用股市總市值與GDP 的比值作為證券化比率指標(biāo)，用DSM表示。

二、實(shí)證分析

（一）對(duì)經(jīng)濟(jì)序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于各變量的時(shí)間序列都呈現(xiàn)出強(qiáng)烈的上升趨勢(shì)。檢查序列平穩(wěn)性的標(biāo)準(zhǔn)方法是單位根檢驗(yàn)。擴(kuò)充的迪福-福勒（ADF）檢驗(yàn)法是單位根檢驗(yàn)中最常用的更具一般化的方法，其模型如下：

式中：tu 為白噪聲；Δ 為一階差分算子；t 為時(shí)間趨勢(shì)；p為滯后階數(shù)。ADF 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ屯ㄟ^(guò)滯后差分項(xiàng)來(lái)控制高階序列相關(guān)。

原假設(shè)為：H0：η=0，即序列存在單位根，非平穩(wěn)。如果序列經(jīng)過(guò)d 次差分后，具有平穩(wěn)性，則稱(chēng)該序列為d 階單整序列，表示為：I（d）。

用EViews5.0 軟件分別對(duì)各變量及其一階差分序列進(jìn)行ADF 檢驗(yàn),結(jié)果如表1 所示:

表1 變量的單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)

2.檢驗(yàn)類(lèi)型(C,T,K)分別表示單位根檢驗(yàn)方程中包含的常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù).

從表1 可知，時(shí)間序列LRAG、LFIR 和LDSM 在10%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的，經(jīng)過(guò)一階差分后，變量在10%的顯著性水平下均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。所以，上述變量屬于一階單整的時(shí)間序列，從而滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

若非平穩(wěn)時(shí)間序列各變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則對(duì)他們做回歸的結(jié)果仍是有效。

首先對(duì)變量LRAG、LFIR 和LDSM 進(jìn)行回歸，為了消除殘差項(xiàng)序列相關(guān),考慮帶殘差項(xiàng)的一階自回歸方程,用最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，得到我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期均衡方程：

由模型的回歸結(jié)果可看出，模型的擬合優(yōu)度R2值很高，說(shuō)明長(zhǎng)期中，回歸方程能解釋金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的部分占99.89%；F 值較大,回歸方程的顯著性較強(qiáng)；由各變量的t 值可以看出，各指標(biāo)的系數(shù)都是顯著的。

其次檢驗(yàn)殘差序列是否平穩(wěn)，對(duì)回歸方程得到的殘差序列ut，進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以進(jìn)一步求證變量是否存在協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表2 殘差的單位根平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由表2 檢驗(yàn)結(jié)果可知,在1%的顯著性水平下,拒絕原假設(shè),殘差序列R 平穩(wěn)。因此, 協(xié)整關(guān)系成立，即金融發(fā)展、證券市場(chǎng)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。從協(xié)整方程可以看出:金融發(fā)展每增加 1 個(gè)百分點(diǎn),將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下降0.277個(gè)百分點(diǎn)；證券市場(chǎng)發(fā)展每增加1 個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.017個(gè)百分點(diǎn)。

（三）誤差修正模型(Error Correction Model ECM)

在確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系后,可以構(gòu)造誤差修正模型,以檢驗(yàn)變量之間的相互調(diào)整速率及短期互動(dòng)影響。對(duì)于（1，1）階自回歸分布滯后模型：

移項(xiàng)后得到：

誤碼差修正模型是將長(zhǎng)期關(guān)系模型中的各變量以一階差分的形式重新構(gòu)造，并將長(zhǎng)期關(guān)系模型所產(chǎn)生的殘差序列ut作為解釋變量引入作為誤差修正項(xiàng)ECM，對(duì)變量間短期動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

本文中反映金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的誤差修正方程如下:

由于使用普通最小二乘法估計(jì)出的誤差修正模型存在變量不顯著的情況，并且可決系數(shù)較低。因此本文中使用加權(quán)最小二乘法來(lái)進(jìn)行修正，權(quán)重為et=1/ut，修正后的回歸結(jié)果如下：

通過(guò)修正，各變量的系數(shù)在此10%的顯著性水平下均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，與此同時(shí)，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.9854，回歸方程的解釋力較強(qiáng)，方程顯著性檢驗(yàn)的F 值也提高很多，回歸方程的顯著性更強(qiáng)。

回歸結(jié)果表明，短期內(nèi)，金融發(fā)展每增加1 個(gè)百分點(diǎn),將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)下降0.480 個(gè)百分點(diǎn)；證券市場(chǎng)發(fā)展每增加1 個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)0.017 個(gè)百分點(diǎn)。誤差修正項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，符合反向修正機(jī)制，表明每年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與長(zhǎng)期均衡值的偏差中的48.0%被修正。誤差修正模型反映了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受金融發(fā)展與證券市發(fā)展影響的短期波動(dòng)規(guī)律。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果告訴我們，兩個(gè)變量之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但這種關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)假定有關(guān)y 和x 每一變量的預(yù)測(cè)信息全部包含在這些變量的時(shí)間序列之中。它認(rèn)為,如果x 的變化引起y 的變化,則x 的變化應(yīng)該發(fā)生在y 的變化之前。檢驗(yàn)的模型如下:

由于因果關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)滯后期的選擇較為敏感,可根據(jù)AIC 和SC 準(zhǔn)則來(lái)確定滯后期。檢驗(yàn)結(jié)果如表3：

表3 變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

從上述檢驗(yàn)結(jié)果可以看出:對(duì)于我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，在滯后2 階時(shí)，金融發(fā)展不是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的格蘭杰原因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是金融發(fā)展的格蘭杰原因。

三、研究結(jié)論

本文應(yīng)用協(xié)整理論驗(yàn)證了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，建立了誤差修正模型來(lái)反映金融發(fā)展、證券市場(chǎng)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，并通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。

從長(zhǎng)期均衡方程可看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展呈負(fù)相關(guān)，負(fù)面效應(yīng)為0.277，而與證券市場(chǎng)發(fā)展成正相關(guān)，正面效應(yīng)為0.177。從反映短期動(dòng)態(tài)關(guān)系的誤差修正模型也可得到同樣的結(jié)論。

格蘭杰因果關(guān)系表明，證券市場(chǎng)發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的直接原因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是金融發(fā)展的直接原因，經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)了金融發(fā)展而不是相反。對(duì)于發(fā)展中國(guó)家來(lái)說(shuō)，金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的因果關(guān)系是很重要的，不同的因果關(guān)系方向意味著不同政策含義，因此應(yīng)把更多的注意力放在其他增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的政策上，即應(yīng)該強(qiáng)調(diào)促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)遠(yuǎn)策略。

[1]雷蒙德·W·戈德史密斯：《金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展》[M]，上海：上海三聯(lián)書(shū)店，1994 年，第78-86 頁(yè).

[2]Carlin, W. and Mayer C., “Finance, Investment and Growth”, Journal of Financial Economics, 2003, 69(1), pp.191–226.

[3]周才云.《金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng):基于中部地區(qū)1990年～2006 年的實(shí)證研究》，《生產(chǎn)力研究》，2008 年6 月，第31-33 頁(yè).

[4]曹?chē)[，吳軍.《我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的格蘭杰檢驗(yàn)和特征分析》，《財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)》，2002 年5 月，第40-43 頁(yè).

[5]丁曉松.《我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的協(xié)整分析》，《統(tǒng)計(jì)與決策》，2005 年1 月，第64-65 頁(yè).

[6]王琛.《我國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的實(shí)證分析》，《中共福建省委黨校學(xué)報(bào)》，2006 年2 月，第40-42 頁(yè).