金融發展和經濟增長：來自中國的實證檢驗

作者簡介：周 波（1977-），男，內蒙古赤峰人，博士研究生，主要從事財政、貨幣政策、經濟增長理論方面的研究。

摘 要：利用時間序列框架內的格蘭杰因果分析、協整技術和向量誤差修正模型，本文評價1978—2005年間金融發展與經濟增長間的數量聯系。實證分析發現，控制政府支出和貿易開放度后，金融體系資金運用和金融深度都是經濟增長的格蘭杰原因，且都與經濟增長正相關。而且，基于自回歸分布滯后邊界檢驗和向量誤差修正模型，本文也實證檢驗中國股票市場發展與經濟增長關系：分別控制政府支出和貿易開放度后，金融市場總融資額是經濟增長的原因，而經濟增長是股票市場周轉率的格蘭杰原因。文章最后給出實證結論和簡短的政策建議。

關鍵詞：金融發展；經濟增長；協整分析；因果關系

中圖分類號：F830.9文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X(2007)02-0047-07

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一、理論和實證文獻回顧

1.經濟中的金融因素：理論關系

經濟增長和金融發展關系歷來是一個充滿爭議的問題。考察金融發展與經濟增長關系的理論和實證文獻大體上可以被劃分為三種觀點：金融引領增長假說認為金融市場通過動員儲蓄為長期投資提供資金支持、誘致技術發明，并進而推動增長(W. Bagehot，1873; Hicks，1969)；增長引領金融假說認為高經濟增長將創造某些金融工具和安排的需求，并且金融市場針對這些需求和變化有效地反應(Robinson，1952; Romer，1990)；“反作用”(feedback)假說則表明金融發展和經濟行為間雙向因果關系，即金融體系發展良好的國家可以經由技術變革、產品和服務創新而推動高速經濟擴張(Schumpeter，1912)，這將創造金融安排和服務的高需求(Levine，1977)。當銀行機構針對這些需求有效地反應時，這些變化將刺激更高的經濟績效。因此，金融發展和經濟增長是正向相互依賴的，并且他們的關系可以導致反作用因果關系(Lunitel和Khan，1999)。 

解決金融發展和經濟增長關系不僅對辨別經濟模型至關重要(Levine，2003)，而且有助于政策制定者設計有效的政策來推動增長(Zingales，2003)。就金融發展誘致經濟增長的精確渠道而言，結構主義者主張，金融變量的數量和組成部分通過直接增加金融資產形式的儲蓄并籍此鼓勵資本形成和增長而誘致經濟增長，因此金融深化和總體金融變量的組成對經濟增長是重要的；抑制主義者強調金融自由化，他們假定更自由化的金融體系將誘致儲蓄和投資的增加并推動經濟增長(McKinnon，1973;Shaw，1973)。Levine(1997)從金融體系職能角度考慮金融中介和金融市場的作用，他認為通過資本積累和技術創新兩個渠道：（1）金融中介便利風險的交易、規避、多樣化和集中；（2）金融中介通過獲得事前信息而改善跨投資項目的資金配置；（3）管理的事后監控和公司控制的實施誘致金融中介需求；（4）金融市場以有效方式動員儲蓄；（5）金融市場提高專業化程度。

2.實證研究：技術方法、結論

為評價金融部門刺激經濟增長的作用，研究者使用不同的計量經濟方法和數據集沿著如下幾個方向進行研究：從跨國經濟計量證據看，Goldsmith(1969)最早定量考察金融—增長關系并發現金融和經濟發展同時發生。但Goldsmith的金融發展度量強調金融服務廣度而與金融服務質量聯系甚少、未指明金融發展—經濟增長的因果關系方向，且沒有控制其他至少部分地影響經濟增長率的因素。King和Levine(1993)利用1960—1989年期間77個國家樣本以更精密復雜的方式度量金融發展和經濟增長King和Levine(1993)以金融體系流動負債/GDP以及私人部門銀行和中央銀行提供給私人企業的信貸數量/GDP測度金融部門的廣度，以私人部門銀行而不是中央銀行提供的總信貸份額和配置給私人非金融企業的總信貸份額度量金融體系效率。三個增長指標為真實人均GDP平均增長率、人均資本存量平均增長率和總生產率增長(等于真實人均GDP增長減0.3倍的人均資本存量增長率)。，發現經濟增長關于金融發展回歸方程中金融發展變量的正向統計顯著相關系數，即使系統地控制初始收入、受教育程度、通貨膨脹、政府支出、貿易開放度和政治穩定性等可能的經濟增長影響因素后。為解決因果關系問題，他們使用1960年金融發展值度量金融發展對隨后經濟增長的影響，并發現1960年金融深度是接下來30年經濟增長率、實物資本積累和經濟效率改善的恰當預測變量，即使控制其他相關變量后。隨后，Levine和Zervos(1998)使用48個國家1976—1993年期間樣本在跨國增長研究中同時考察股票市場Levine和Zervos沿著規模、流動性、國際一體化以及易變性等方面度量股票市場發展。具體地，他們的度量是總體股票市場資本化與GDP、掛牌企業數量（規模）、國內周轉率、交易值（流動性）、與世界資本市場的一體化、如CAPM和APT模型所度量的月度股票收益標準差（易變性）。 和銀行發展，并發現，即使控制與King和Levine(1993)相同的變量后，股票市場流動性和銀行發展(銀行信貸)的初始水平亦與接下來18年內的經濟增長、資本積累和生產率的未來增長率正向顯著相關的，從而表明股票市場提供與銀行不同的金融職能。對政策制定者尤為重要的是，Levine和Zervos沒有發現市場資本化/GDP度量的股票市場規模與增長穩健相關。因而，簡單地在國家股票交易所掛牌并不必然鼓勵資源配置。相反，正是經濟生產技術所有權的交易能力影響資源配置和增長。

很多研究試圖從利用行業和企業水平數據的微觀經濟角度尋求解決金融發展經濟增長因果關系問題并更詳細地證明金融影響經濟增長的機制。Rajan和Zingales(1998)認為，發達的金融體系緩解企業難以獲得外部融資的市場摩擦，故大量使用外部融資的行業將更加不對稱地從更快的金融發展中受益。三個公認假設下也即是，相對而言，美國金融市場是沒有摩擦的、技術因素在無摩擦的金融體系中影響行業使用外部融資的程度，以及技術因素影響外部融資是跨國家不變的。 ，使用美國的行業外部融資作為相比較而言沒有摩擦的金融體系中行業外部融資需求基準，以總資本化和會計標準度量金融發展，他們考察41個國家36個行業的數據，并發現(行業融資)外部依賴和總資本化度量相互作用的相關系數估計在1%水平上是正向統計顯著的。這意味著金融發展不對稱地推進大量使用外部融資行業的增長，亦即金融發展通過便利外部融資而對行業增長具有巨大影響。Demirgüc-Kunt和 Maksimovic(1998)進一步允許不同國家相同行業的企業外部融資需求數量存在差別，并強調使用長期債務和外部股權為企業增長融資來考察金融影響增長的特定機制：更快的金融發展消除了企業增長的障礙嗎？控制企業水平外部融資需求差異并使用不同控制變量組合控制變量包括經濟增長、通貨膨脹、經濟中企業的平均市場價值與賬面價值、經濟中向企業的政府補貼、經濟中企業的凈固定資產除以總資產、真實人均GDP水平以及經濟的法律和秩序傳統。進行實驗后，他們發現，增長率高于僅使用留存收益和短期借款所支持水平的企業份額正向地與股票市場流動性和銀行體系規模相聯系。

從時間序列經濟計量證據看，由于允許所有變量是事前內生且可以分析變量間短期動態學和長期趨勢運動的優勢，協整技術常被用來分析金融發展與經濟增長的因果關系。Hansson和Jonung(1997)研究兩變量系統下1830—1991年間的瑞典，并發現銀行發展與人均GDP是協整的。在1870—1929年間美、英、加拿大、挪威和瑞典的三變量系統(GDP、貨幣基礎和由金融部門資產值度量的金融密集度)比較研究中，Rousseau和Wachtel(1998)發現單一協整關系，表明金融和增長間的持續性共同運動。Van Nieuwerburgh(1998)對戰后17個發達和發展中國家應用協整分析，發現金融發展變量(如King和Levine變量所度量)與經濟增長協整。在協整框架中研究股票市場作用的文章始于Arestis、Demetriades和 Luintel(2001)，他們使用來自德、美、日、法和英國的25年樣本數據，發現跨國混合的金融引領增長證據，但結論很可能是短期樣本的結果。

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二、金融發展與經濟增長：1978—2005年

（一）金融發展與經濟增長的格蘭杰因果關系分析

利用被最廣泛使用的Granger因果關系概念，當包括金融發展的歷史不能有助于降低下期經濟增長的預測方差時，金融發展不格蘭杰導致經濟增長。表1給出本文定義的金融發展和經濟增長變量及其簡單解釋。對各變量的單位根檢驗如表2，1978—2005年期間的各變量呈現顯著的單位根，或者說I(1)單整序列。同期經濟增長(gdp)和金融深化程度(depth)以及銀行機構資金運用總額(bank)進行格蘭杰因果關系檢驗結果也被報告在表2。可見，depth不是gdp的格蘭杰成因以及bank不是gdp的格蘭杰成因的零假設被拒絕，而gdp不是bank的格蘭杰成因以及gdp不是depth的格蘭杰成因的零假設被接受，亦即存在著從gdp到bank以及從gdp到depth的單向格蘭杰因果關系。

（二）格蘭杰檢驗協整分析

格蘭杰因果關系方法是不精確的，因為它消除了被考慮變量間的長期關系(Johansen和Juselius，1990)。協整技術能分析變量間的短期動態學和長期趨勢運動。確認時間序列非平穩性的狀況下，我們使用協整技術來研究金融發展和經濟增長間的因果關系方向，其有力之處在于所有變量是事前內生的。在包括GDP和一個或更多金融發展變量的模型中，當存在至少一個協整向量時，金融和發展間的長期關系出現。為得出金融引導增長的結論，金融發展變量必須在在長期內是弱外生的。

為研究一階單整的內生變量和外生變量間短期動態學和長期趨勢運動，我們開始于動態方程：

yt=γ0xt+γ1xt-1+αyt-1+εt(1)

記一階差分為Δ，重新整理方程（1）產生誤差修正形式：

Δyt=γ0Δxt+(α-1)(yt-1-βxt-1)+ε2(2)

這里，β=(γ1+γ1)/(1-α)，因變量的變化Δyt被分解為Δx所捕捉的短期動態學和由均衡關系y=βx所捕捉的長期動態學。

由于gdp、depth、bank、pubex和trade都是I(1)單整序列，滿足協整檢驗的前提。控制公共支出或貿易開放度后，gdp分別對bank以及depth回歸的參差序列(分別記為ebpub、edpub和edtr)進行ADF檢驗結果如表3。可以認定估計參差序列是平穩的，這表明gdp與bank以及gdp與depth間存在協整關系。pubex為外生變量的gdp與bank系統(記為gdpbt)，以及pubex和trade分別為外生變量的gdp和depth系統內(分別記為gdpdpu和gdpdt)，協整檢驗結果也顯示在表3。

經檢驗，上述三個系統的參差序列都是平穩序列，這證明了協整關系的正確。三個系統的誤差修正方程如下： 

三、股票市場與經濟增長：1992—2005年

為評價我國股票市場與經濟增長的長期關系，我們使用Pesaran，et al.(2001)新近提出的自回歸分布滯后(ARDL)邊界檢驗。該選擇基于如下考慮：首先，不像絕大多數通常對大樣本規模有效的多變量協整過程，邊界檢驗適合于小樣本規模研究，給定我們僅14個觀測值的樣本規模限制，實施邊界檢驗將是合適的；其次，邊界檢驗不施加所有研究變量必須同階協整的限制性假設，無論純粹I（0）、I（1）或互相協整的解釋變量，在變量間不存在協整關系的零假設下，F統計量的漸進分布是非標準的。積分的階不再是敏感問題，故可以超越單位根檢驗。

為檢驗經濟增長和金融發展指標以及兩個控制變量的協整關系，如下自回歸分布滯后ARDL（r，s，v，w）模型將被估計：

這里，Δ是一階差分算子，FIm（m=1，2）是金融發展指標，其中FI1和FI2分別代表turno和tcap。ξt是白噪聲誤差項。

檢驗經濟增長和解釋變量的協整關系有兩個步驟。首先，使用最小二乘技術估計方程(6)；其次，通過將所有滯后水平變量的被估計相關系數限制為零，檢驗是否存在協整，即零假設是μ5=μ6=μ7=μ8=0對其可選μ5≠μ6≠μ7≠μ8≠0。若被計算的F統計量小于臨界值下界，則拒絕存在協整的零假設；若被計算的F統計量大于臨界值上界，則拒絕零假設并得出被研究變量間存在穩態均衡的結論。然而，若被計算的值落入臨界值的上下界之間，則結論是不確定的。

由于僅有14個觀測值，為避免近似共線性，我們采取表8的gdp、pubex、trade、turno和tcap的滯后組合。gdp滯后一期的情況下，turno和tcap與當期、滯后pubex和trade組合的統計值都在1%的顯著水平下拒絕不存在協整的零假設。若gdp滯后二期，某些組合的統計值或低于臨界值下界，或位于臨界值上界和下界之間。

繼而，在向量誤差修正模型(VECM)框架中實施格蘭杰因果關系檢驗。所有變量內生假設下，數據將決定哪個變量是外生的并因而指明因果關系的方向。

這里Z是p×1的內生變量向量，ε是p×1正態分布誤差向量，D是系統的外生變量向量，就滯后i=1，2，…，k-1而言，Гi是短期荷載的p×p矩陣，而∏是長期荷載矩陣。我們允許協整關系中的非零截矩和數據中的線性趨勢。

協整向量是β′Z，通過將矩陣∏=αβ′分割成兩個秩為r的p×r矩陣（Granger表示定理）而得到。矩陣α度量了向長期均衡收斂的速度，矩陣β包括協整相關系數。單一共積向量的金融發展（F）和經濟活動（Y）的兩變量系數變成：

當Y針對來自均衡關系（βFFy-1+βYYt-1）的偏離而反應，而F不針對來自均衡關系（βFFy-1+βYYt-1）的偏離而反應時，金融發展導致經濟增長。這是零假設H0：αF=0和αY≠0不被拒絕的情形。我們說金融發展是弱外生的，因為F不針對F和Y間的非均衡誤差而反應。然而，F仍可能針對Y的滯后變化而反應（ГFF和ГFY非零）。強外生性不允許后者反應。估計VECM時，我們施加βY=1的約束，這等于在共積分析中重置相關系數β=βF/βY，而調整速度是αi/βY，i=F，Y。

四、實證結論及啟示

分析本文的實證結果，可以發現如下基本結論：

1. 1978—2005年期間，控制公共支出(pubex)后，經濟增長(gdp)與以銀行為主體的金融系統資金運用(bank)間存在著正向顯著長期關系(0.799)，且向量系統向均衡關系的調整系數是顯著的。同樣，分別控制公共支出和進出口余額后，經濟增長與金融深度也存在正向顯著關系(分別為0.74和0.33)，調整系數同樣顯著。這意味著，金融發展與經濟增長間存在正向而顯著的因果關系。

2.考慮股票市場發展后的1992—2005年期間，由表5的協整分析結果可以看到，協整相關系數β在分別控制公共支出和進出口余額后相當顯著。從向長期均衡收斂的速度(α)看，控制進出口余額后，在經濟增長和金融體系融資額度中，經濟增長針對來自均衡關系的偏離而反應，而金融體系融資額度不針對該偏離而反應，亦即零假設H0：αtocap=0和αgdp≠0不被拒絕的情形，同時金融體系融資額度針對滯后經濟增長反應(Гtocap和Гgdt，tcop非零)，所以其是弱外生的；相應地，在經濟增長和周轉率中，周轉率針對來自均衡關系的偏離而反應，而經濟增長不針對該偏離而反應，亦即零假設H0：αgdp=0和αgdp，turno≠0不被拒絕的情形，同時經濟增長針對滯后周轉率反應(Гgdp，toap非零)，所以經濟增長是弱外生的。類似地，控制公共支出后，金融體系融資額度在經濟增長和金融體系融資額度系統中是外生的，而周轉率在經濟增長和周轉率中是外生的。概括起來，控制公共支出和進出口余額后，金融體系融資額度是經濟增長的原因，而經濟增長是周轉率的原因。

由上述實證結論，可以就我國經濟增長和金融發展關系推斷如下：首先，與King和Levine(1993)所強調私人部門銀行提供給私人企業的信貸數量度量不同，我們的以國有(商業)銀行對國有企業為主的銀行系統資金支持度量同樣與經濟增長正相關，且存在從金融發展到經濟增長的因果關系。這個結論與有中國特色的社會主義市場經濟體制相適應，并證明經濟增長與金融發展的理論和實證關系可穩健地在不同經濟體制中成立；其次，從我國股票市場與經濟增長的理論和實證關系看，我國的股票市場經由為企業提供資金支持對經濟增長做出貢獻。但由于國有非流通股的影響、上市公司整體盈利能力較低、政府行政干預痕跡濃厚等原因，股票市場克服信息不對稱、向有價值的企業提供資金支持、有效地監控管理者、提供風險管理服務等功能未能得到充分發揮，所以推進股權分置改革、改善國家的股票市場干預方式是發揮股票市場推動經濟增長的題中自有之義。

當然，我們的金融發展度量是初步的，而且，就評價金融發展和經濟增長的長期關系而言，我們的1978—2005年和1992—2005年樣本規模可能不充分，這降低我們解釋結果的信心。

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