金融發展與經濟增長的實證研究

摘要：金融與經濟歷來相伴而生，其相關理論研究更是日趨成熟。文章采用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量方法，首次對湖北金融發展與經濟增長的關系進行實證分析，以期全面、真實的反映二者間的相互聯系，為湖北金融發展與經濟增長的政策選擇提供理論依據和經驗支持。且就平衡區域發展而言，更具現實意義。

關鍵詞：湖北；Johansen—協整檢驗；Granger—因果檢驗；經濟增長

改革開放后，湖北經濟和金融均有了較快發展。GDP從1990年的824.38億元增加到2005年的6 484.5億元，保持了較高的年均增長速度；金融業從幾乎為零發展到現在金融門類較為齊全；其資產總量和結構也發生了巨大變化，金融已成為政府宏觀調控經濟的重要手段及社會資源優化配置的重要杠桿，經濟關系日益金融化趨勢不斷明顯。因此，研究湖北金融發展與經濟增長關系具有重要意義，同時，這也是實施中部崛起戰略中不可忽視的重要因素之一。為了能夠為上述思想提供經驗證據，本文采用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量方法，首次對湖北金融發展與經濟增長的關系進行了實證研究。

一、 文獻回顧

大量文獻表明，一個好的金融支撐體系可以減少信息與交易成本，進而影響儲蓄率、投資決策、技術創新和長期經濟增長率（Levine，1997）。然而必須明確的是，隨著經濟發展階段的不同，金融結構會隨之變化，其功能的發揮也會相應改變：它可以通過影響資本形成率來影響經濟的穩定增長。如在資本積累上，一些增長模型或者利用資本的外部性，或者利用穩定收益，而不使用不可再生要素創造出的穩定收益來衡量人均產值的穩定增長（P．Romer，1986；R．Lucas，1988；S．Rebelo，1991）。這里，金融體系影響資本的渠道有兩個：一是改變儲蓄率，一是進行儲蓄再分配。它還可以通過改變技術創新率來影響經濟的穩定增長。如在技術創新上，一些經濟增長模型主要探討新工藝與新產品的創造（Romer，1990；Grossman，G． E．Helpman，1991；Aghion P Howitt P，1992）。

在實證分析方面，自戈德史密斯（Goldsmith，1969）的開創性跨國研究后，關于金融發展與經濟增長關系問題的實證研究不斷深入。Levine（1997）運用80個國家1960年~1989年間的有關經濟數據，就金融發展對經濟增長的作用進行檢驗，結論表明金融深化與經濟增長之間存在顯著的正相關關系，并且金融發展可以作為經濟增長的預測因子。 Kul B. Luintel 和Mosahid Khan（1999）運用Var（向量自回歸）和協整（Cointegration）方法研究的結果表明金融發展與經濟增長間存在互為因果關系。Moshin和Abdelhak（2000）運用2SLS（兩階段最小二乘法）的實證結果表明金融發展與經濟增長之間存在正相關關系。Adolfo Sachsida（2001）運用時間序列數據和格蘭杰（Granger）因果關系檢驗結果表明金融發展與經濟增長互為因果關系。Beck和Levine（2002）、Noman Loayza和Romain Ranciere（2002）使用面板數據，運用GMM（廣義矩估計）方法研究的結果表明金融深化對經濟增長具有顯著正向促進作用。

國內學者對于我國金融發展與經濟增長的關系也進行了一定的研究。談儒勇（1999）采用季度數據，運用OLS（普通最小二乘法）對中國金融發展與經濟增長關系進行了實證檢驗，結果表明金融中介發展規模與經濟增長存在顯著的負相關關系，而存款銀行相對重要性指標與經濟增長存在顯著的正相關關系。史永東、武志等（2003）運用格蘭杰因果關系檢驗和基于柯布—道格拉斯生產函數框架下的計量分析對我國金融發展與經濟增長間的關系進行了實證研究，格蘭杰因果檢驗結果表明，我國金融發展與經濟增長之間存在一種雙向因果關系，計量分析的結果進一步強化了這一觀點。譚艷芝、彭文平（2003）從引起經濟增長的量（儲蓄、投資、資本積累）和質（投資效率、TFP）兩方面，運用1978年~2001年的數據對我國金融發展與經濟增長的關系進行檢驗，結果表明，金融發展對投資和資本積累的影響顯著為正，但對投資效率和TFP（全要素生產率）的影響顯著為負或不顯著，因而綜合起來，金融發展對經濟增長率的影響不顯著。趙振全、薛豐慧（2004）采用對Greenwoal—Jovanovic模型修正后的產出增長率模型，就我國金融發展對經濟增長的作用進行了分析，結果表明，1994年~2002年間，我國信貸市場對經濟增長的作用比較顯著，而股票市場的作用并不明顯。但也有學者對此提出了不同的觀點，殷醒民、謝潔（2001）通過實證分析指出我國股票市場在1993年~1999年間的發展促進了經濟增長?？梢?，對于我國金融發展與經濟增長之間的關系，學者們的分析結果并未達成一致。并且，分析的重點主要放在了我國整體金融發展與經濟增長的關系，較少考慮區域發展的不平衡這一現狀。因此，對區域金融發展與經濟增長的研究將填補國內這方面的理論與實證空白，且就平衡區域發展而言，更具現實意義。

二、 金融發展與經濟增長：對象描述

1． 數據選取。數據的整體選取基于三個原則：其一是數據的可得性，即可以從《中國金融年鑒》、《湖北統計年鑒》和相關統計信息網站等渠道獲得；其二是數據的連續性；其三是數據的現實意義，即考慮中國國情與湖北實情，如盡管我國證券市場在由一個注重融資者需求向注重為投資者服務轉型，但仍未充分顯示其向所有者服務的特性，并且其與國民經濟增長的背離使得這一指標數據的實際意義明顯減弱。

數據的時間跨度選取考慮兩個方面：其一是盡量參照我國經濟規劃編制制度，如五年規劃制；其二是時間跨度盡可能拉長?；诖?，我們的時間序列數據為1990年~2005年有關湖北金融發展和經濟增長的年度數據，幾乎跨越了三個五年規劃期。

2． 指標選擇。借鑒國內外諸多學者對于金融發展與經濟發展關系實證研究的成果，本研究主要包括以下實證指標：（1）Deposit指標。這一指標表示為：銀行機構存款量，即用銀行的存款規模來反映金融運行情況?；谝韵驴紤]，即不發達國家的經濟增長很大成分上是由于供給主導，而非需求主導；并且資本市場的規模比較小，因此用這一指標間接反映經濟發展狀況。（2）Loan指標。這一指標表示為：信貸量；在不發達國家中，它代表著重要的投資資金來源。因此，往往被認為是推動經濟增長的一項重要服務，與經濟發展具有較強的相關性。（3）存貸差。存貸差指的是銀行的存款大于貸款。一般認為，它反映了金融服務的效率和金融市場發展的完善程度；金融服務的效率越高、金融市場發展越完善，存貸差相應越小。

說明：（1）檢驗類型中的c和t表示常數項和趨勢項，k表示所采用的滯后期數；（2）表中的臨界值是由Mackinnon給出的數據計算得出；滯后期的確定依據SIC準則。（3）數據的處理與計算均用的是EViews5.0；如無特別說明，后文中表的說明均同表1。

三、 金融發展與經濟增長：協整檢驗

協整檢驗的目的在于分析變量間是否存在長期穩定的比例關系。為解決這一問題，有兩種方法可供選擇：其一是針對雙變量的兩步檢驗法，即EG檢驗；其二是針對多變量的Johanson檢驗。協整檢驗的對象主要是自身非平穩，但其某種線性組合卻平穩的時間序列變量，因此首先要做的就是原序列的平穩性檢驗。

1． ADF單整檢驗。分別對序列GDP、Deposit、Loan和Differ.進行單位根檢驗，檢驗結果見表1。

表1的檢驗結果表明，原序列無論在5%的顯著性水平還是在1%的顯著性水平均需接受原假設，即有單位根存在，屬非平穩序列。因此，考慮對原序列進行差分，來確定其各自的單整性，結果見表2。

表2的檢驗結果表明，序列GDP、Deposit、Loan和Differ在一階差分后，5%的顯著性水平下均拒絕單位根零假設，為一階單整序列，滿足協整檢驗前提。

2． 協整關系檢驗。協整關系檢驗分兩組進行檢驗：

（1）兩變量檢驗。用變量GDP對序列Differ.做最小二乘回歸，方程的殘差項記為ef，對其進行ADF檢驗，結果見表3。

表3的檢驗結果表明，殘差項在10%的顯著性水平下拒絕零假設，即90%的概率使得GDP和Differ存在協整關系。

（2）多變量檢驗。對于序列GDP、Loan和Deposit采用Johanson檢驗方法，檢驗模型含有線性趨勢且僅含有截距項，檢驗結果見表4。

表4的檢驗結果表明，有兩個跡統計量大于5%顯著性水平下的臨界值，因而兩個原假設被拒絕，表明有兩個協整關系存在，且標準化協整關系系數見表5。

將第一組協整關系寫成數學表達式，并令其等于vecm，得到

vecm=gdp+3.831deposit-4.444loan（1）

將第二組協整關系寫成數學表達式，并令其等于vecmi，得到

vecm1=gdp-1.512loan（2）

vecm2=deposit-0.765loan（3）

對上述兩組序列做單位根檢驗，發現它們均未能通過平穩性檢驗，表明上述的協整關系不具有可信性或可信性較低；即GDP、Deposit和Loan之間至少不具備長期的穩定關系。

3． 誤差修正模型。前面已經驗證GDP與Differ.之間存在協整關系，故可建立誤差修正模型（ECM），

gdp=1.014gdpt-1+0.163differ.-0.212differ.t-1+296.48（4）

R2=0.987 4，Adj.R2=0.984 0，DW=1.582 1，A.I.C=13.92

可見，模型的擬合優度較高；并且Du＜DW=1.582 1＜4-Du（查表得：Du=1.37），表明擾動項不存在一階正自相關。如果對（4）式進行變換，可得，

△gdp=296.48+0.163△differ.+0.014（gdp-3.5differ.）t-1（5）

這樣就可以解釋GDP的短期波動△GDP是如何被決定的：一方面它受到存貸差短期波動△Differ.的影響，另一方面取決于ecm項，即（gdp-3.5differ.）項，反映了在短期波動中偏離它們長期均衡關系的程度。

四、 金融發展與經濟增長：因果檢驗

上述分析表明GDP和Differ.之間存在協整關系，即它們具有長期均衡關系。但是這種長期均衡的關系是否相互構成因果關系，就需要進一步對兩者進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。經過反復試驗，滯后期最大選擇3，檢驗結果見表6。

表6的檢驗結果表明，GDP和Differ.互為因果關系。但是GDP構成Differ.格蘭杰原因的置信水平要遠高于Differ.構成GDP格蘭杰原因的置信水平；這一點可從相伴概率值得到印證。

五、 結論

本文從金融與GDP總量出發，利用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等實證方法，選取1990年~2005年間的年度數據，考察了湖北金融發展與經濟增長的內在關聯性。結果表明：

1．湖北的國內生產總值與存款和貸款總量間的長期穩定關系不明顯。存款的增加并非意味著GDP的必然減少，或出現負的增長趨勢；貸款的增加不一定表示GDP的必然增加，或出現持續的增長趨勢。就近兩年而言，湖北GDP的增速為11.5%和11.4%，存款余額的年均增長率為16.9%和15.7%，信貸量的擴張速度為10.6%和11.8%。當然，這并非表明湖北金融對經濟發展服務功能的減弱，而是印證了銀行唯一融資地位的逐步下降和企業資助融資能力的增強及融資渠道的不斷拓展。這體現為非正規金融融資平臺的存在和股市改革軟著陸的逐步實現，以及債市、期貨市場的不斷完善與發展。

2． 短期信貸量的波動，每改變1個百分點，將會導致GDP同向變化1.512個百分點，銀行存款同向變化0.765個百分點；即信貸量對銀行存款的貢獻度是其對GDP貢獻度的一半。這表明GDP的增速與銀行存款增速之間維持著一個近似的比例1:1.5。

3．湖北的國內生產總值與銀行機構的存貸差之間存在長期的穩定關系，并且二者互為格蘭杰原因。短期來看，存貸差每增加1個百分點，GDP增長0.163個百分點；短期波動偏離長期均衡關系的程度體現為，存貸差每增加1個百分點，GDP增長3.5個百分點。此外，就GDP構成Differ.的格蘭杰因果性遠高于Differ.構成GDP的格蘭杰因果性而言，使得我們有必要重新認識，湖北近年來出現的高存貸差現象。存貸差現象的存在既不必然體現為金融效率的低下，也不能表明由此將引發經濟持續增長過程中的極大不穩定性。存貸差僅是影子貨幣存在的一種表征，是一種貨幣現象（譚根林，2006）。也正是因此，才有了現今美國經濟的增長伴隨著貸差，我國經濟的增長伴隨著存差。但有一點是毋庸置疑的，經濟的高速增長將會一定程度上增加存差減少貸差。

參考文獻：

1．T．Beck R．Levine．Industry growth and capital allocation”， Journal of Finance Economics，2002，（64）：147-180．

2．Adolfo Sachsida．A causality test between financial deepening and growth．Working paper of Social Science Network Electronic Paper Collection，2001．

3．Norman loayza，Romain ranciere．Financial development financial fragility and growth．CESifo Working paper，2002，684（5）．

4．史永東，武志等．我國金融發展與經濟增長關系的實證分析．預測，2003，（4）：1-6．

5．譚艷芝，彭文平．金融發展與經濟增長的因素分析，上海經濟研究，2003，（10）：12．

6．趙振全，薛豐慧．金融發展對經濟增長影響的實證分析．金融研究，2004，（8）：94-99．

重點項目：本文為湖北省金融發展與金融安全中心重大項目“湖北經濟發展中的金融支持問題研究”的階段性成果，項目編號：Z2005004。

作者簡介：孫亞超，武漢理工大學經濟學院博士生，2007年國家公派留法博士生。

收稿日期：2008-02-27。

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。