金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系檢驗(yàn)
——基于我國(guó)的實(shí)證分析

朱慶武

(寧夏大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，銀川 750021)

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金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系檢驗(yàn)
——基于我國(guó)的實(shí)證分析

朱慶武

(寧夏大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，銀川 750021)

摘要：選擇1993-2014年間的相關(guān)數(shù)據(jù)對(duì)我國(guó)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的因果關(guān)系進(jìn)行分析，對(duì)金融深化的三個(gè)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率作基于VAR模型的Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：金融相關(guān)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在短期內(nèi)呈現(xiàn)負(fù)的相關(guān)關(guān)系，從長(zhǎng)期來(lái)看金融相關(guān)率的發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。貨幣化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在正相關(guān)關(guān)系，但貨幣化程度的影響力在長(zhǎng)期內(nèi)是逐漸減弱的。實(shí)際利率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用不明顯，不存在因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：金融深化；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Granger因果檢驗(yàn)

西方經(jīng)濟(jì)理論關(guān)于金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系有兩種觀點(diǎn)：一是認(rèn)為金融深化能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；二是認(rèn)為金融深化是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的伴生物。我國(guó)從1992年開始進(jìn)行市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)制度改革，1993年國(guó)務(wù)院頒布《關(guān)于金融體制改革的決定》，開始金融體制改革：規(guī)范證券市場(chǎng)，實(shí)現(xiàn)匯率并軌，進(jìn)行銀行體系的股份制改革，發(fā)展和完善股票市場(chǎng)。這使得金融工具呈現(xiàn)多樣化，金融市場(chǎng)逐漸完善。與此同時(shí)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)也實(shí)現(xiàn)了穩(wěn)定增長(zhǎng)。那么，自金融體制改革以來(lái)，我國(guó)的金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在因果關(guān)系呢？把握好二者之間的相互關(guān)系對(duì)我國(guó)進(jìn)一步加強(qiáng)金融體制的改革具有重要的指導(dǎo)意義。

一、文獻(xiàn)回顧

金融發(fā)展理論主要研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，其理論演進(jìn)主要包括金融結(jié)構(gòu)論、金融深化論、金融約束論、實(shí)證金融發(fā)展理論以及金融資源論。上世紀(jì)50年代至60年代，許多發(fā)達(dá)國(guó)家利用降低利率的手段刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但是這種手段對(duì)于發(fā)展中國(guó)家并不起作用，許多學(xué)者試圖找到適合發(fā)展中國(guó)家的金融發(fā)展理論。羅納德·T·麥金農(nóng)和愛德華·S·肖研究了金融和經(jīng)濟(jì)之間的相互影響以及各種金融中介在資金流動(dòng)循環(huán)中的重要作用[1-2]。1966年休·T·帕特里克在《欠發(fā)達(dá)國(guó)家的金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)》中指出，考慮金融和經(jīng)濟(jì)的相互影響作用要從需求和供給的角度考慮，他的研究成果推動(dòng)了金融深化理論的形成。1973年麥金農(nóng)和肖在已有的研究基礎(chǔ)上提出了金融深化理論，稱為麥金農(nóng)-肖金融抑制和金融深化模型(M-S模型)，此模型反映了金融深化和金融抑制對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。金融深化理論被提出后許多國(guó)外學(xué)者對(duì)其進(jìn)行了檢驗(yàn)，不斷修正和完善該理論。King和Levine通過(guò)對(duì)80個(gè)國(guó)家1960-1989年間的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融中介數(shù)據(jù)分析后指出，金融深化指標(biāo)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)之間在l%的水平下顯著正相關(guān)[3]。Demirguc-Kunt和Maksimovic則通過(guò)研究分析了近30個(gè)國(guó)家1980-1991年間公司層面的數(shù)據(jù)，認(rèn)為債券市場(chǎng)和股票市場(chǎng)越發(fā)達(dá)、銀行信貸規(guī)模越高、法律體系越完善，公司外部融資的可得性越高，成本越低[4]。

我國(guó)學(xué)者對(duì)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系也進(jìn)行了大量的研究。孟猛對(duì)二者之間的因果關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析后認(rèn)為，短期內(nèi)金融深化不會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而長(zhǎng)期金融深化程度的提高會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的加快[5]。盧峰和姚洋運(yùn)用中國(guó)29個(gè)省1991-2001年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融深化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用僅表現(xiàn)在沿海地區(qū)[6]。張軍和金煜根據(jù)中國(guó)29個(gè)省1987-2001年的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，改革開放以來(lái)的金融改革對(duì)生產(chǎn)率具有顯著的正向影響，且具有地區(qū)差異性[7]。熊紅軼和張先峰使用我國(guó)1978-2004年間的數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整分析技術(shù)和格蘭杰因果檢驗(yàn)實(shí)證分析我國(guó)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系后認(rèn)為，金融深化一方面促進(jìn)了金融的發(fā)展，同時(shí)也加劇了金融體系的脆弱性[8]。朱承亮、岳宏志和李婷運(yùn)用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿分析模型研究發(fā)現(xiàn)，金融機(jī)構(gòu)的存款業(yè)務(wù)和貸款業(yè)務(wù)對(duì)效率提高有抑制作用，然而整體上金融發(fā)展對(duì)效率的提高具有較大的促進(jìn)作用[9]。周凱和劉帥通過(guò)收集2000-2010年中國(guó)31個(gè)省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)研究指出，中國(guó)金融資源集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用比較顯著[10]。楊漢明和劉廣瑞以上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)，兩類股權(quán)代理成本與公司過(guò)度投資呈正相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展能夠減弱第一類股權(quán)代理成本與公司過(guò)度投資的正相關(guān)關(guān)系[11]。

學(xué)者們對(duì)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究大多是運(yùn)用面板數(shù)據(jù)從某一個(gè)角度進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，少有綜合運(yùn)用金融深化多個(gè)指標(biāo)進(jìn)行短期和長(zhǎng)期的實(shí)證分析。本文試圖從金融深化理論的模型入手，選擇相應(yīng)的金融深化指標(biāo)，運(yùn)用相關(guān)數(shù)據(jù)，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和基于VAR模型的Granger因果檢驗(yàn)，對(duì)我國(guó)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

二、實(shí)證分析

基于數(shù)據(jù)的可得性和考慮到廣義貨幣量(M2)統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，本文選擇1993年到2014年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為研究樣本，采用貨幣化率(M2/GDP，記為 M)、金融相關(guān)率(FIR)、實(shí)際利率(R)三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量金融深化程度[12-14]；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指標(biāo)選用經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(RGDP)。數(shù)據(jù)來(lái)源于各年度《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融年鑒》、《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)網(wǎng)站。

貨幣化率(M2/GDP)表示經(jīng)濟(jì)貨幣化程度，即在全部經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中以貨幣衡量的交易活動(dòng)所占的比重，體現(xiàn)了一國(guó)金融深化的程度，比值越大，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)貨幣化的程度越高。1993-2014年我國(guó)貨幣化率的變化趨勢(shì)如圖1所示。

圖1　1993-2014年貨幣化率的變化趨勢(shì)

金融相關(guān)率(FIR)是指一定時(shí)期內(nèi)社會(huì)金融活動(dòng)總量與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)總量的比值，反映通過(guò)金融工具來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的水平。金融相關(guān)率等于金融資產(chǎn)總量除以 GDP。金融資產(chǎn)總量包括M2、股票市價(jià)總值、債券余額三個(gè)組成部分。1993-2014年我國(guó)金融相關(guān)率的變化趨勢(shì)如圖2所示。

圖2　1993-2014年金融相關(guān)率的變化趨勢(shì)

實(shí)際利率R選取的是1993-2014年我國(guó)1年期實(shí)際儲(chǔ)蓄存款利率，其計(jì)算公式是：實(shí)際利率=(名義利率-通貨膨脹率)/(1+通貨膨脹率)。通貨膨脹率采用 CPI增長(zhǎng)率。圖3是1993-2014年我國(guó)實(shí)際利率的變化趨勢(shì)。

圖3　1993-2014年實(shí)際利率的變化趨勢(shì)

從1993-2014年三個(gè)金融深化指標(biāo)的變化情況來(lái)看，我國(guó)的金融深化總體上呈現(xiàn)不斷發(fā)展的趨勢(shì)，金融發(fā)展取得了很好的成效。

接下來(lái)對(duì)金融深化與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。由圖1和圖2可知該時(shí)間序列是非平穩(wěn)的，但可能會(huì)造成偽回歸，為保證回歸結(jié)果的無(wú)偏性和準(zhǔn)確性，首先應(yīng)對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。

假設(shè)被檢驗(yàn)序列包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)變量，在回歸方程右邊加入因變量yt的滯后差分項(xiàng) ΔyT來(lái)控制高階序列相關(guān)：

(1)

式中，α是常數(shù)，δt是線性趨勢(shì)函數(shù)，u是平穩(wěn)序列。擴(kuò)展定義檢驗(yàn)：

運(yùn)用 EViews對(duì)原假設(shè)H0：η=0進(jìn)行參數(shù)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1　時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

注：表中的 ADF檢驗(yàn)值、臨界值和 Prob.都是在5%的顯著性水平下的數(shù)值。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，時(shí)間序列RGDP，F(xiàn)IR，M，R在水平數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)下，ADF的統(tǒng)計(jì)值都大于5%顯著水平下的臨界值，為非平穩(wěn)序列，不能直接進(jìn)行回歸分析。而在一階差分后，dRGDP，dFIR，dM以及 dR在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的；原時(shí)間序列是一階單整I(1)，RGDP，F(xiàn)IR，M，R是非平穩(wěn)的，而通過(guò)對(duì)這些時(shí)間序列的趨勢(shì)變化圖像觀察，它們的線性組合序列有可能是平穩(wěn)的，如果因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者之間就存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。協(xié)整的目的就是決定一組非平穩(wěn)的時(shí)間序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系，以及其線性回歸方程設(shè)定是否合理。因此，對(duì)差分序列進(jìn)行基于回歸系數(shù)的 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。

首先建立一個(gè) VAR(p)模型：

(2)

式中α為調(diào)整參數(shù)矩陣，β為協(xié)整向量矩陣。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表2，表3所示。

表2　協(xié)整檢驗(yàn)(Trace檢驗(yàn))

Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

*denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis(1999) p-values

根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的原理，在5%顯著性水平下，若趨勢(shì)統(tǒng)計(jì)值小于臨界值，原假設(shè)不能被拒絕，變量之間不存在協(xié)整關(guān)系；若趨勢(shì)統(tǒng)計(jì)值大于臨界值，原假設(shè)被拒絕，說(shuō)明變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。由檢驗(yàn)的結(jié)果來(lái)看d RGDP，d FIR，d M，d R之間是存在協(xié)整關(guān)系的，即存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表3　協(xié)整檢驗(yàn)(最大特征值檢驗(yàn))

Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

*denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis(1999) p-values

d RGDP，d FIR，d M，d R之間存在協(xié)整關(guān)系，但要它們之間是否存在因果關(guān)系，則需要進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。在上述構(gòu)建的VAR(p)模型基礎(chǔ)上運(yùn)用EViews6軟件進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4中，P值為不能拒絕原假設(shè)的概率，P值越小，原假設(shè)被拒絕的概率就越大。假定當(dāng)P值足夠小，小于5%時(shí)，原假設(shè)被拒絕，兩個(gè)變量之間存在Granger原因。那么，由表4可知：d FIR，d M對(duì)于d RGDP的P值都小于5%，是d RGDP的Granger原因，存在顯著的因果關(guān)系；同時(shí)d RGDP對(duì)d FIR和d M；d FIR對(duì)d RGDP和d M；d M對(duì)d RGDP和d FIR的P值也都小于5%，因此這三個(gè)變量之間互為Granger原因，彼此都存在顯著的因果關(guān)系，即我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與貨幣化率、金融相關(guān)率存在互為因果的關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高能夠促進(jìn)貨幣化率、金融相關(guān)率的發(fā)展，同時(shí)貨幣化率、金融相關(guān)率的發(fā)展反過(guò)來(lái)又能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。

對(duì)于原假設(shè)：d R不能Granger引起d RGDP，d FIR和d M的P值分別為63.01%，32.30%，77.81%，可見d R不是d RGDP，d FIR和d M的Granger原因，說(shuō)明實(shí)際利率的變動(dòng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間并不存在因果關(guān)系，在我國(guó)金融深化發(fā)展中實(shí)際利率與貨幣化率、金融相關(guān)率也不存在因果關(guān)系。d RGDP和d FIR不能Granger引起d R的P值分別為40.62%和10.12%，說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融相關(guān)率與實(shí)際利率之間不存在因果關(guān)系，但貨幣化率與實(shí)際利率之間卻存在著因果關(guān)系。

表4　Granger因果檢驗(yàn)

dRGDP，dFIR，dM和dR四個(gè)變量的綜合影響程度存在顯著的Granger因果關(guān)系。dFIR，dM，dR能同時(shí)Granger引起dRGDP；dRGDP，dM，dR不能同時(shí)Granger引起 dFIR；dRGDP，dFIR，dM不能同時(shí)Granger引起dR。

根據(jù)估計(jì)的結(jié)果，分別可以得到以下的方程式：

dRGDP=0.368 802×RGDP(-1)-1.187 479×FIR(-1)-6.063 571×M(-1)，

(3)

dFIR=0.228 043×RGDP(-1)-0.326 316×FIR(-1)+3.931 188×M(-1)，

(4)

dM=0.018 369×RGDP(-1)+0.194 413×M(-1)，

(5)

dR=12.744 31×M(-1)-0.262 928×R(-1)。

(6)

時(shí)間序列模型分析影響關(guān)系可以考慮擾動(dòng)項(xiàng)的影響是如何傳播到各個(gè)變量的，為了更好地觀察金融深化指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步考察各金融深化指標(biāo)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響過(guò)程和方向，檢驗(yàn)結(jié)果如圖4，圖5所示。

圖4，圖5中，縱軸表示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率RGDP，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，實(shí)線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了金融深化指標(biāo)的變動(dòng)對(duì)RGDP沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。從圖4可以看出，前4期金融相關(guān)率的正沖擊會(huì)給RGDP造成負(fù)的影響，在第4期達(dá)到最小值；從第4期開始金融相關(guān)率的正沖擊則給RGDP造成正的影響，雖然影響的力度不大，但影響的時(shí)間較長(zhǎng)。從圖5可以看出，在前2期內(nèi)，貨幣化率的正沖擊會(huì)給RGDP帶來(lái)較大的正的影響，在第2期達(dá)到最高值，此后各期雖然貨幣化率的沖擊能夠帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的較小回升，但總體呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，并且沖擊力逐漸減弱。

圖4　dFIR對(duì)dRGDP的沖擊圖

圖5　dM對(duì)dRGDP的沖擊圖

三、結(jié)論

本文利用金融深化的三個(gè)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率來(lái)檢驗(yàn)我國(guó)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的因果關(guān)系，所得如下結(jié)論：

(1)金融相關(guān)率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率在短期內(nèi)呈現(xiàn)負(fù)的相關(guān)關(guān)系，但在長(zhǎng)期內(nèi)金融相關(guān)率的發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提高。因此，我國(guó)金融的發(fā)展在長(zhǎng)期內(nèi)必須重視提高金融相關(guān)率，發(fā)展壯大以及不斷完善金融市場(chǎng)，豐富金融工具，擴(kuò)大金融資產(chǎn)。

(2)貨幣化率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間存在正的相關(guān)關(guān)系，但貨幣化程度的影響力在長(zhǎng)期內(nèi)是逐漸減弱的。貨幣化率的提高反映了經(jīng)濟(jì)體系中資金在儲(chǔ)蓄和投資轉(zhuǎn)化過(guò)程中的流動(dòng)情況，貨幣化率越高越能夠擴(kuò)大實(shí)際的產(chǎn)出和收入，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

(3)實(shí)際利率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用不明顯，二者之間不存在因果關(guān)系。這主要與我國(guó)金融體系中國(guó)有銀行的壟斷相關(guān)。由于市場(chǎng)缺乏競(jìng)爭(zhēng)的利率配置，許多銀行貸款流向收益較少的企業(yè)，使得貸款資金的使用效率較低，這表明金融資源的配置不合理，造成利率的傳導(dǎo)機(jī)制失效。所以，我國(guó)金融的發(fā)展必須要對(duì)金融資源進(jìn)行有效配置，創(chuàng)建有效的金融市場(chǎng)機(jī)制，使利率傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)揮作用。

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(責(zé)任編校：李秀榮)

On the Causal Relationship Between Financial Deepening and Economic Growth：an Empirical Analysis Based on China

ZHU Qing-wu

(School of Economics and Management，Ningxia University，Yinchuan 750021，China)

Abstract：The author of this paper has analyzed the data about financial deepening and economic growth during the period of 1993-2014 in China，and conducted the Granger causality test of the three indicators of financial deepening and economic growth，based on the VAR model.The results show that there is a negative correlation between financial interrelations ratio and economic growth rate in the short term，but in the long term the development of financial interrelation ratio contributes to economic growth，that there is a positive correlation between the currency rate and economic growth but in the long run the influence of monetization is decreasing；and that the influence of real interest rates on economic growth is not obvious，with no causal relationship.

Key Words：financial deepening；economic growth；Granger causality test

作者簡(jiǎn)介：朱慶武(1991-)，男，白族，云南保山人，碩士研究生，主要從事經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論與政策研究。

中圖分類號(hào)：F830

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1672-349X(2016)01-0085-05

DOI：10.16160/j.cnki.tsxyxb.2016.01.016