我國金融發展與經濟增長協同關系分析

摘 要:在現有研究的基礎上，采用Granger因果檢驗和基于向量自回歸(VAR)模型的協整分析對1985-2009年我國金融發展與經濟增長之間的關系進行了實證研究，得出我國金融發展和經濟增長之間不存在Granger因果關系， 即金融發展不會直接導致經濟增長， 但它們之間存在長期的正相關關系。

關鍵詞:金融發展;經濟增長;Granger因果檢驗;VAR

中圖分類號:F8文獻標識碼:A 文章編號:1672-3198(2010)06-0021-01

1 引言

本文將通過構建金融發展和經濟增長相關指標，基于Granger因果檢驗和多變量VAR 模型的JJ 協整檢驗，實證分析我國金融發展對經濟增長的影響，并且通過脈沖響應函數，給出我國金融發展對經濟增長的沖擊作用。最后， 根據實證分析結果， 提出經濟增長過程中的金融支持方面的對策與建議。

2 指標選取和數據來源

2.1 經濟增長指標

在經濟增長方面，選取人均實際GDP作為經濟增長的代表變量，同時為了消除數據異方差的影響，對人均實際GDP取自然對數，記為LNRJGDP。

2.2 金融發展指標

(1)金融規模指標

戈德史密斯列出了衡量一國金融發展的8個指標，其中最為重要的指標是金融相關率，即年金融活動總量與年經濟活動總量之比。由于數據的可獲得性，現采用金融機構人民幣存款與貸款總額之和與GDP之比作為金融相關率的代表變量，記為FIR，以此反應我國的金融發展規模。

(2)金融效率指標

金融機構信貸資金的運用情況在一定程度上反應了金融機構經營的效率。這里選用金融機構人民幣貸款余額與存款余額之比來反映金融機構貨幣資金的使用效率，記為XL。

2.3 非金融指標

為了使實證模型能客觀的反映各因素對我國經濟增長的影響，除了考慮金融因素外，還將引入固定資產投資占GDP的比重這一指標，記為GT。

文中實證分析所用數據來源于1986-2009年《中國統計年鑒》，2009年數據來源于我國《2009年國民經濟和社會發展統計公報》。實證樣本期間為1985-2009年。對于經濟總量指標，為了消除通貨膨脹的影響，使用居民消費價格指數把各年數據調整為以1985年為基期的可比數據。對于金融規模指標(FIR)、金融效率指標(XL)以及非金融指標(GT)，由于其為兩個變量的比值，分子分母中所含通貨膨脹的影響已相互抵消，故不進行其他處理。統計分析使用Eviews5.1。

3 實證分析過程

3.1 ADF單位根檢驗

協整分析和格蘭杰因果檢驗之前對變量的平穩性進行檢驗。本文采用ADF方法來檢驗變量的平穩性。根據AIC準則確定檢驗模型采用的滯后階數K，AIC值越小則滯后階數越理想。同時，選擇截距和時間趨勢項。檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗

變量檢驗形式(C，T，P)ADF檢驗值臨界值結論LNRJGDP(C，0，1)-0.671724-2.998064不平穩D(LNRJGDP)(C，0，1)-2.812190-2.638752*平穩FIR(C，T，1)-2.516394-3.612199不平穩D(FIR)(C，T，1)-3.914004-3.622033平穩XL(C，T，1)-0.722340-3.623254不平穩D(XL)(C，T，1)-5.039560-3.658446平穩GT(C，T，1)-2.994891-3.612199不平穩D(GT)(0，0，1)-1.658804-1.608495*平穩注:表中未帶*號的為5%顯著性水平下的臨界值，帶*號的表示為10%顯著性水平下的臨界值;(C，T，P)分別表示截距項、趨勢項和滯后階數。

通過ADF檢驗，可知LNRJGDP、FIR、XL和GT變量水平序列不平穩，而其一階差分序列D(LNRJGDP)、D(FIR)、D(XL)和D(GT)均拒絕了含有單位根的假設，表明差分序列是平穩的。于是，上述變量都是一階單整，為協整檢驗提供了條件。

3.2 Granger因果檢驗

LNRJGDP、FIR、XL和GT變量均為一階差分平穩序列， 因此， 這些變量之間可能存在Grange因果關系。將滯后期確定為3后，Granger因果檢驗結果如表2。

表2 人均實際GDP與金融發展變量的Granger因果檢驗

原假設樣本數F統計量P值FIR does not Granger Cause LNRJGDP221.103110.37859LNRJGDP does not Granger Cause FIR2.313070.11747XL does not Granger Cause LNRJGDP221.723540.20499LNRJGDP does not Granger Cause XL1.196520.34477GT does not Granger Cause LNRJGDP228.953720.00121LNRJGDP does not Granger Cause GT0.669620.58374由表2可知，在95%的置信水平下，只有固定資產投資是人均實際GDP的Granger原因，金融規模和金融效率與人均實際GDP之間并不存在Granger因果關系。這說明我國金融發展并不能直接導致經濟的增長， 但這并不能說明它們之間不存在協整關系， 金融發展可通過影響其他經濟因素而間接導致經濟的增長。

3.3 基于多變量VAR模型的JJ協整檢驗

VAR模型的表達式是:

Yt=A1Yt-1+…+ApYt-p+εtt=1，2，…，T

其中:Yt是k維內生變量向量，p是滯后階數，T是樣本個數，k×k維矩陣A1，…，Ap是待估的系數矩陣。εt是k維擾動向量。

為了有效地衡量非平穩序列之間是否具有長期均衡關系，Engle和Granger于1987年提出了協整的概念。現以LNRJGDP、FIR、XL和GT四個指標為控制變量， 采用基于4變量VAR (1) 模型對回歸系數進行JJ協整檢驗。VAR模型滯后項根據AIC準則來選取。基于跡統計量檢驗和最大特征值檢驗可知，我國金融發展和經濟增長之間至少具有1個協整關系，所對應的協整方程如下:

LNRJGP=0.339001FIR+0.231864XL+3.140518GT

由上式可知，金融發展規模、金融效率和固定資產投資占GDP的比重的系數均為正， 表明它們對我國的經濟增長均有正的促進作用。

3.4 脈沖響應函數

在分析VAR模型時，往往不考慮一個變量對另一個變量的影響如何，而是考慮當一個誤差項發生變化，或者說模型受到某種沖擊時對系統的動態影響，這種分析方法稱為脈沖響應函數。現以4變量VAR(3)模型為基礎進行脈沖響應分析，結果見圖1。

圖1 系統中各變量對LNRJGDP的沖擊響應圖由圖1可知，當在本期給金融規模和金融效率一個正的沖擊后，經濟發展將會在今后較長的時間內緩慢持續增長，愈到后期這種沖擊效應越強。這表明我國金融市場受外部條件沖擊后，經市場傳導機制傳遞給其他的經濟因素， 進而給整個經濟發展帶來同向的沖擊， 而且這一沖擊具有顯著的促進作用和持續效應。

4 我國經濟增長過程中的金融支持方面的對策與建議

從上面的實證分析可知， 我國的金融發展和經濟增長之間雖然不存在Granger因果關系，但存在長期的均衡關系。而且，我國的金融發展對經濟增長有正的促進作用，隨著時間的推移愈來愈明顯。本文給出相應的建議與對策。

第一， 積極發展非銀行金融機構，構建多元化的融資渠道。非銀行金融機構的發展突破了國家金融系統長期以來封閉的資金分配體系，促進了金融經營主體和融資渠道的多樣化，強化了金融市場的競爭，對推動資金使用效率和推動國民經濟的發展起到了巨大的作用。

第二，建立和完善服務于中小企業的金融機構體系。目前我國專門服務于中小企業的銀行還比較少，因此可以探索建立相關的政策性銀行和商業銀行，專門為中小企業發展提供資金支持，建立和完善一個多層次和多元化的金融體系。

參考文獻

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