金融深化與經濟增長關系的實證分析

高夢婕

摘要：本文運用我國1978-2011年統計數據，對金融深化與經濟增長之間的關系進行實證分析，得出結論：1.從短期來看，我國的金融深化推動了經濟增長；2.從長期來看，金融深化與經濟增長之間存在互為因果、相互促進的關系。

關鍵詞：金融深化 經濟增長 計量檢驗

一、引言

現代社會經濟發展的一個重要特征是金融和經濟的關系日益密切，金融在經濟發展中的地位逐步提高。經濟和金融的不斷融合使貨幣化經濟轉變為經濟金融化趨勢?？陀^上經濟金融化要求通過金融深化來促進經濟的發展。

20世紀70年代初，美國學者麥金農和他的同事肖指出：經濟與金融息息相關，金融深化與金融抑制分別對經濟起著促進、抑制的作用；發展中國家經濟落后的癥結在于金融抑制，鼓勵推行金融深化戰略。本文結合我國1978-2011年間的經濟統計數據，通過構建經濟增長與金融發展的多元線性回歸模型，對二者進行實證分析，從而得出經濟增長與金融發展間的相互關系，為金融發展提供相關實證分析基礎。

二、實證分析

（一）指標選取和建模

在金融發展理論中，經濟學家提出許多指標來衡量一個國家是處于金融深化還是金融抑制的狀態。本文選取實際國內生產總值的增長率（Y）、金融深化指標（包括麥金農指標（M2/GDP和金融相關率FIR）和通貨膨脹率

假設以Y、M分別表示實際國內生產總值的增長率、金融深化指標（由M2/GDP和FIR表示）和通貨膨脹率，則經濟增長和金融深化之間的關系模型可表示為如下兩式：

上式中和是方程系數。其中，變量M和Y的系數分別表示在考慮了通貨膨脹影響下，金融深化對經濟增長的影響及經濟增長對金融深化的影響程度；t表示時間；i表示滯后階數；是白噪聲誤差項。對各個變量取對數是為了防止出現異方差。

根據1978-2012年《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》的相關數據，通過整理計算得出1979-2011年這31年中的經濟增長率Y、貨幣化程度（M2/GDP）、金融相關比率FIR和通貨膨脹率的數據。其后，對數據進行單位根檢驗、協整檢驗和格蘭杰因果檢驗。

（二）實證檢驗

1.單位根檢驗

在使用非平穩序列進行回歸分析時，會造成虛假回歸。并且，當變量存在單位根，即是非平穩序列時，傳統的統計量，如t值、F值和 DW值等將會出現偏差。因此，為保證回歸結果的無偏、有效和最佳，我們可以依據表1中的數據，利用ADF單位根檢驗法來檢驗樣本數據的時間序列特征。ADF平穩性檢驗是基于以下回歸方程：

由表1中的檢驗結果可知：（1）Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的時間序列的ADF統計量大于5%的顯著水平下的臨界值，所以接受原假設，這四個時間序列均含有單位根，是非平穩序列。（2）LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的一階差分序列的ADF值均小于5%顯著水平下的臨界值，它們在一階差分之后均是平穩序列。（3）協整是指兩個，或者兩個以上同階單整的非平穩時間序列的線性組合是平穩序列。由于LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln都是一階單整序列，所以LnY、Ln（M2/GDP）和Ln，LnY、LnFIR和Ln之間可能存在協整關系。下面，我們需要對它們進行協整檢驗。

2. 協整檢驗

常用于檢驗變量之間是否存在協整關系的方法是主要有兩種：兩個變量的EG檢驗和多個變量的Johansen檢驗。本文的檢驗是多變量之間的檢驗，因此采用Johansen檢驗法對相關變量進行協整檢驗。

Johansen檢驗方法的步驟主要有：先計算回歸方程的跡統計量，然后與不存在協整關系、存在一個以及存在兩個協整關系這三種假設前提下的Johanson臨界值進行比較。若回歸方程的跡統計值大于假設條件下的Johanson臨界分布值，則拒絕其前提假設；反之，則接受該假設。我們根據表1數據，利用EViews6.0軟件進行協整檢驗，結果如下表所示。

表2 相關變量協整檢驗結果

由表2中的檢驗結果可以看出：（1）LnY和Ln（M2/GDP）、Ln之間協整檢驗的跡統計量均大于三個假設在5%的顯著水平下臨界值，因此存在3個協整關系，即經濟增長和貨幣化程度、通貨膨脹率這三個變量之間存在長期穩定的經濟關系（2）LnY和LnFIR、Ln協整檢驗的跡統計量均大于表中三個假設在5%的顯著水平下臨界值，因此同樣存在3個協整關系，經濟增長和金融相關比率、通貨膨脹率存在長期穩定的經濟關系。（3）若變量之間存在協整關系，則這些變量至少存在一個方向的格蘭杰因果關系。下面，我們對經濟增長和金融深化之間的因果關系做進一步探討。

3. 格蘭杰因果檢驗

經濟增長和金融深化之間是否存在因果關系，若存在因果關系，那誰是因，誰是果？通過協整檢驗，我們得出的結論是變量之間至少存在一個方向的格蘭杰因果關系?，F在我們可以通過采用格蘭杰因果檢驗方法得出經濟增長和金融深化之間的因果關系。

格蘭杰檢驗的基本思想是“過去可以預測現在”。我們可以對原模型進行格蘭杰因果檢驗，但是，為了驗證經濟增長與金融深化的確切關系，我們可以對以上兩個模型構建以下多變量誤差糾正模型，然后再對兩者進行格蘭杰因果檢驗。

上式中，EC項表示上一期變量偏離均衡水平的誤差，是協整回歸所得的殘差。它代表變量之間存在長期協整關系的誤差糾正項；t表示時間；i表示滯后階數；u是白噪聲誤差項。得出的格蘭杰因果檢驗結果如下表所示。

表3 Granger檢驗結果

從表3中我們可以得出，（1）以短期的格蘭杰因果檢驗結果來看，因為估計的F值在5%的水平上顯著，貨幣化程度M2/GDP是經濟增長率Y的格蘭杰原因；相反，由于F值在統計上不顯著，經濟增長率卻不是貨幣化程度的格蘭杰原因。因此，可以說我國的貨幣化過程推動了經濟增長。另一方面，金融相關率FIR是經濟增長率Y的格蘭杰原因，而經濟增長率不是金融相關率的格蘭杰原因。（2）從長期的格蘭杰因果檢驗結果可以看出，貨幣化程度M2/GDP和經濟增長率Y的之間存在互為格蘭杰因果關系。同樣，金融相關率FIR和經濟增長率Y的之間也存在互為格蘭杰因果關系。因此，短期來看，我國的金融相關比率帶動了經濟增長。在長期中，兩者之間則是互為因果、相互影響的關系。

三、結論

改革開放以來，我國的經濟一直保持著快速、穩定的發展，1979-2011年我國實際GDP的年增長率達到9.5%，金融深化程度不斷提高，1979年我國的貨幣化程度39.8%，2011年這一比例達到180.1%，增長近5倍。隨著經濟體制改革進程的加快，金融市場的作用逐漸顯現，經濟體中的貨幣化程度不斷提高。

本文構建了誤差糾正模型對變量進行格蘭杰因果檢驗，從數據檢驗結果可以看出，我國實行的漸進式金融體制改革具有一定的經濟成效，從短期來看，我國的金融深化推動了經濟增長；從長期來看，金融深化與經濟增長之間存在互為因果、相互促進的關系。

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