金融中介與經濟增長的實證分析

[摘要] 在金融危機的背景下，金融發展促進經濟增長這一大多數學者普遍贊同的觀點面臨挑戰。本文選取1995年——2007年江蘇省金融機構相關存貸款量和江蘇省經濟增長的統計數據，對江蘇省經濟增長和金融發展之間的關系進行了實證檢驗，實證結果說明江蘇省的金融中介結構與經濟增長有長期均衡關系，經濟增長是金融結構指標的格蘭杰(Granger)原因，金融結構指標不是經濟增長的格蘭杰(Granger)原因。金融中介規模和效率與經濟增長沒有因果關系，長期也不存在均衡關系。

[關鍵詞] 金融中介經濟增長協整格蘭杰檢驗

一、引言

美國次貸危機引發的全球金融危機日趨惡化，已經由金融層面逐漸深入到實體經濟，對各國經濟增長均造成了明顯的負面影響。目前在各國的政府的前期一系列經濟刺激政策措施的影響下，各國經濟出現復蘇，但是進程十分緩慢。而我國經濟在4萬億的政府投資刺激下，經濟增速下滑較快扭轉，經濟回升勢頭不斷鞏固，整體向好態勢比較明顯。根據國家統計局初步測算，今年前三季度，我國國內生產總值(GDP)217817億元，按可比價格計算，同比增長7.7%，比上半年加快0.6個百分點。 江蘇經濟總量比較大，經濟社會發展水平比較高，經濟外向度也比較高，江蘇能否保持經濟平穩較快發展，對全國大局有著重要意義。因此研究江蘇省金融中介和經濟增長的關系顯得尤為重要。目前關于我國金融中介發展與經濟增長關系的研究很多，但主要集中在以下三個方面:一是把中國視為整體，分析中國金融中介發展與經濟增長的相關關系;二是以某省或地區作為研究對象，分析該地區的金融中介發展與經濟增長的關系;三是以中國各地區為研究對象，分析各地區間的差異，從而深入揭示金融中介發展與經濟增長的內在關系。本文是研究的第二方面，在江蘇省金融中介與經濟增長的關系方面作實證分析，尋找兩者關系，并給出相關政策建議。

二、數據、指標選擇與計量模型的設定

1.數據和指標的選擇

本文的數據來源于文中的基礎數據均來自各年《中國統計年鑒》、《中國金融統計》以及江蘇省的統計年鑒，并根據計算整理得出，樣本年限從1995年到2007年。并且對所有數據進行對數處理。使用Eviews5.0軟件進行分析。

(1)本文選取的金融中介指標

第一，金融中介的規模指標SCAIND。對于金融中介規模的測度應該用金融資產值/GDP來衡量，但由于數據難以獲得，我們采用一個替代指標。在替代指標的選擇上，多數學者均采用貸款總量/GDP，但這一指標不如存款總量/GDP準確，原因在于，目前在我國，銀行各營業部僅具有吸收存款功能，沒有貸款權限，尤其是各縣級營業部，所以用存款總量/GDP更能反映金融中介規模。這一選擇方法與Genevieve Boyreau-Debray(2003)相一致。這一指標不僅可以反映金融中介經營規模的擴大，還可以反映資金供給在國民經濟中的重要性。

第二，金融中介結構指標STRIND。這里定義的中介結構主要從所有制上來劃分，用來衡量國有金融中介與非國有金融中介之間的變動狀況，我們將其可定義為非國有金融資產對金融中介資產的比率，同樣由于數據上的不可直接獲得性，我們采用“1-國有銀行貸款∕金融中介貸款總額”的計算方式得到非國有金融資產對金融中介資產的比率。它說明了隨著金融中介的發展，非國有金融機構資產占所有金融機構資產的比重的變化情況。該值的增加，可以說明與國有金融中介相競爭的金融中介主體(至少在總量上)在不斷增加，在市場中，國有中介與非國有中介的競爭程度在加劇。因而，這一指標不僅說明金融結構的變動趨勢，而且更反映了金融中介的競爭程度。

第三，金融中介效率指標SLIND。金融中介的效率主要包括運營效率和配置效率。金融中介效率包括運行效率和配置效率。運行效率是指銀行體系中以最小的消耗動員盡可能多的儲蓄資金 。一般說來，對于儲蓄動員的資源成本，可以用存貸利差和各項經營費用作近似表示。但Demirguc-Kunt和Levine(1996)指出“增加生產率投資可能提高間接費用成本”，因此非常低的間接費用成本可能表明在提供較優的銀行服務上的競爭不足和投資不足，所以間接費用成本不是效率確切明顯的度量。而且，由于我國的利率水平與管理費用是行政定價，同時管理費用數據不易獲得，因而，用存貸利差和一般管理費用來表示運行效率的方法不易適用。所以在本文中不采用該指標。配置效率是指銀行將資金盈余部門的資金轉化為貸款的效率。在它的度量上，我們選用存貸比表示，即金融機構貸款余額和金融機構存款余額之比，它表示金融中介調度分配社會資源的能力。

(2)本文選取的經濟增長指標

我們選擇人均GDP作為衡量經濟增長的指標變量，考慮到通貨膨脹的影響，本文使用江蘇省商品零售價格指數(1978年=100)對GDP進行折實，另外為了消除人口規模因素對GDP的影響，最終選擇以人均實際國內生產總值PRGDP作為經濟增長指標。

2.計量模型的設定

傳統的計量方法是從先驗的經濟理論出發設定OLS結構模型，再由數據估計模型所包含的參數，這種方法對先驗的經濟理論具有很強的依賴性。本文采用的VAR方法是以數據為出發點，通過對數據的分析來找出各變量之間可能存在的關系。這就能使們能更客觀的對金融發展與經濟增長之間的關系進行一個考證。同時VAR模型較單方程具有更高的可考性，在處理諸如本文所用的時間序列變量上更有利。因此我們選擇在多變量VAR系統中進行金融中介發展與經濟增長之間關系的分析。一個p階VAR模型可以表述為:

其中，yt是k維內生變量向量，是d維外生變量向量，是信息向量，T是樣本個數。經過變形我們就可以得到向量誤差修正模型VECM，表示為:

其中

由于經過一階差分的內生變量向量中各序列都是平穩的，因此如果構成的各變量都是I(0)時，才能保證 是平穩過程。因此可得系數矩陣的秩滿足0

三、實證檢驗過程及結果

我們將各個變量序列進行對數化處理，得到新的數列SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1。

1.單位根檢驗

由于我們所選用的指標變量有可能是非平穩的，具有時間趨勢，因此我們對變量進行協整分析之前，首先需要對變量的平穩性作檢驗，只有變量在t階平穩(I(t))的條件下，才能進行協整分析。本文用ADF(Augmented Dickey一Fuller)單位根檢驗方法來檢驗變量SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1序列的平穩性。檢驗結果如下表1所示:

注:(1)單位根檢驗值的方程為包括常數和趨勢項方程，且解釋變量的滯后項數為0。樣本區間為1995-2007。(2)△表示變量的二階差分。(3)*、**、***分別表示檢驗值小于1%、5%、10%的置信水平下的臨界值。

從表1中前三列可以看出，在數據原始序列水平上，所有的檢驗結果均沒有拒絕有單位根的假設，因此，可以認為SCAIND1、STRIND1、SLIND1、PRGDP1、均是非平穩的時間序列。而從后三列可以看出，經過二階差分后均拒絕原假設，表明差分變量是平穩的。于是，我們認為上述4個變量序列是二階單整的。對于這些非平穩的經濟變量不能采用傳統的線性回歸分析方法檢驗它們之間的相關性，而應采用協整方法進行檢驗分析，同時它們也符合協整的同階單整的前提條件。

2.協整檢驗

協整檢驗從分析時間序列的非平穩性入手，來探求非平穩變量間蘊含的長期均衡關系。本文采用Engle和Granger(1987)提出的方法來檢驗金融中介發展變量SCAIND1、STRIND1、SLIND1與經濟增長變量PRGDP1、NOIND1之間的兩兩變量之間的協整關系。這種協整檢驗方法是對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，因此，檢驗一組變量(因變量和解釋變量)之間是否存在協整關系等價于檢驗回歸方程的殘差序列是否是一個平穩序列。這樣我們有五組變量進行檢驗。前面已經檢驗了上述變量序列都是I(2)的，由此可直接檢驗變量之間的協整關系，檢驗結果見下表2:

注:殘差序列臨界值均表示檢驗值小于1%的置信水平下的臨界值。

從表2中我們可以看出從表中的檢驗結果顯示，江蘇省經濟增長指標PRGDP與金融中介結構指標STRIND是協整的，或者說這兩個變量之間存在長期均衡關系。

3.建立ECM模型

因為江蘇省經濟增長指標PRGDP與金融中介結構指標STRIND是協整的，所以對它們建立誤差修正模型ECM，回歸的結果如下: (1)

R2=0.338274，DW=0.786744

回歸結果表明，非國有金融資產對金融中介資產的比率的短期變動對人均實際GDP存在正向影響，每年實際發生的人均GDP與其長期均衡值的偏值中的3.2464%被修正。

4.Granger因果關系檢驗

由于協整分析只是幫助我們分析變量之間是否存在長期均衡的比例關系，但沒有對這些變量之間的因果關系進行說明，為了說明這種因果關系，我們需要用Granger檢驗來進一步驗證。由于4個變量序列都是二階單整的，所以對二階差分后的序列進行Granger檢驗。檢驗結果如下表3

結果證明，人均實際GDP是非國有金融資產對金融中介資產的比率的Granger原因，而非國有金融資產對金融中介資產的比率不是人均實際GDP的Granger原因。

四、結論和建議

通過上述協整檢驗和葛蘭杰因果檢驗，我們大體可以分析出江蘇省經濟增長與金融發展之間的長期變動關系和變動因果。我們對PRGDP與SCAIND、SLIND、STRIND之間的關系進行論述經濟增長與金融中介發展之間的關系。從協整分析中我們可以看出只有非國有金融資產對金融中介資產的比率STRIND和人均實際GDP即PRGDP1之間存在長期穩定的均衡比例關系。其數學表達式見上式(1)，從數據中我們發現非國有金融資產對金融中介資產的比率的短期變動對人均實際GDP存在正向影響關系。具體變動的因果從表3中可以看出。總的看來，金融發展無論是從金融發展規模上，還是貸款量，或是金融機構結構上對經濟增長沒有構成成因，相反卻是江蘇省的經濟增長導致了金融結構調整。這間接說明了江蘇省經濟的高速增長，導致存款規模在GDP中的比重增速下降，同時也使得惜貸現象和資金外流現象發生。具體分析產生這種情況的深層原因，本文認為是江蘇省經濟高速增長帶來的經濟增長收益，并未被完全吸收轉化為經濟再度增長的動力。

首先，從表面上看，雖然存款與GDP之比呈上升趨勢，但是從增長速度上呈穩中有降的趨勢，尤其自2002年以來更是明顯下降，見圖1。這里的部分原因是由于金融市場發展和金融工具多樣化引起的，金融工具不再只局限于銀行存款這一類，但也有可能是因為有社會閑散資金未被金融系統充分集中利用或發生向外省轉移以謀求更高收益。

第二，從圖2來看，江蘇省非國有金融資產對金融中介資產的比率處于穩中有升的趨勢，而對比圖4來看，江蘇省人均GDP始終處于上升趨勢。江蘇省隨著金融中介的發展，非國有金融機構資產占所有金融機構資產的比重的穩中有升，可以說明與國有金融中介相競爭的金融中介主體(至少在總量上)在不斷增加，在市場中，國有中介與非國有中介的競爭程度在加劇。人均實際GDP是非國有金融資產對金融中介資產的比率的Granger原因，而非國有金融資產對金融中介資產的比率不是人均實際GDP的Granger原因。這說明了江蘇省的金融中介對經濟增長的作用不是很明顯，而經濟的增長卻優化了金融中介結構。這也說明了金融體制改革相對滯后，金融體系的效率不高等制約因素的存在，在一定程度上阻礙了金融中介發展對江蘇經濟增長的促進作用。理論上講，金融發展與經濟增長的關系很直觀:在非完美的經濟中，金融發展提供了一些有用的服務，如:動員儲蓄，分散風險，將儲蓄轉化為投資，監督經理人等。通過發揮這些功能，金融發展對經濟增長有促進作用。但是beck，levine (2004)指出:銀行通過配置資源來提高儲蓄回報率，但銀行的發展可能會降低儲蓄率。如果在儲蓄和投資之間有足夠大的外部性，那么銀行的發展可能會減緩經濟長期增長。levine (2002)指出銀行發展阻礙經濟增長的三個原因。首先，銀行可能會與影響力較大的公司有關，這種影響可能為負。其次，銀行偏好謹慎的特性可能會阻礙企業創新。第三，銀行的能力與企業的管治高度相關。不僅銀行機構發展對經濟增長有負效應，股票市場發展也阻礙經濟增長。所以必須首先優化金融中介的規模、結構和效率，才會促進經濟持續增長。

第三，從圖3來看，表現在存貸比的下降上。存貸比的下降，可能是由兩個方面引起，一是由于政府宏觀政策緊縮，二是因為銀行資金向外部轉移的結果。但是進一步分析，經濟政策是隨經濟波動而呈周期性波動，但自上世紀90年代來幾經開放與緊縮，但存貸比卻是年年下降，這就從另一方面說明了，90年代江蘇省金融機構中資金向外轉移是實在發生的。但是進入21世紀以后，江蘇省的存貸比卻出現小幅上下波動，這又從一定程度上與政府的宏觀政策調控有關。

總之，本文只是通過現有的數據對江蘇省金融中介發展與經濟增長的關系做出簡單的數據分析，關于金融中介的發展對經濟增長的實際促進作用如何，這種作用是否可以精確的進行量化，還是仍然值得分析研究的。相信隨著我國金融機構改革的進一步深化，金融體系的進一步完善和健全，金融機構的進一步發展和壯大，相關的問題將值得更深層次的研究和探討。

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