我國金融發展與經濟增長關系的實證分析

郭 惠

（西安財經學院研究生部,陜西 西安 710100）

上世紀八十年代，由羅默所建立的宏觀經濟增長模型產生了 “內生增長理論”，盧卡斯對該理論進行了進一步的完善，并將金融因素引入到了內生增長理論體系中，試圖研究金融的發展以及金融發展經濟增長的相互作用。該方面的研究主要包括了三個方面的問題：一是金融發展與經濟增長的相關性研究。如戈德斯密斯[1]使用金融相關比率和金融中介比率作為一國金融發展水平的衡量指標對金融發展與經濟增長進行了相關性分析；卡琳和梅耶[2]分析了多個國家金融發展與經濟增長的相關關系。對發展中國家與發達國家進行比較，發現發展中國家的金融發展與經濟增長關系緊密，而發達國家則沒有證據顯示不同類型的金融系統與經濟增長之間有顯著的相關關系。我國學者周才云[3]對中國中部地區金融發展與經濟增長的相關關系進行研究，認為中部地區金融發展與經濟增長顯著正相關和協整關系。二是金融發展與經濟增長的因果分析研究。如我國學者曹嘯和吳軍[4]通過格蘭杰因果關系檢驗，分析了中國的金融發展是經濟增長的格蘭杰原因；丁曉松[5]通過單位根和協整檢驗分析指出，金融發展對中國的經濟增長有積極作用，但反過來作用不大；王琛[6]采用協整、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗分析，結果表明中國的金融發展促進了經濟的增長。三是金融微觀層面與經濟增長關系的實證研究,得出了一些有意義的結論。

一 、數據選取與處理

本文的研究中選取了以下指標分別對經濟增長與金融發展進行了度量：

（一）經濟增長的指標

在已有研究成果中常采用國內生產總值來衡量一個國家或地區的經濟發展狀況。本文中沿用此做法，為消除人口規模和通貨膨脹對計算結果的影響，文中用人均國內生產總值來作為經濟增長指標，并采用1992 年為基期的可比價計算所得的實際值，用RAG 表示。

（二）金融發展指標

1969 年,戈德史密斯在《金融結構與金融發展》中創造性地提出了一套衡量一國金融結構和金融發展存量和流量指標。麥金農則以一國的貨幣存量(M2)與國民生產總值之比衡量一國金融發展水平。在前人研究的基礎上，本文用廣義貨幣M2 與GDP 的比率即M2/GDP 作為金融相關率指標，用FIR 表示。

（三）證券市場發展程度的指標

證券市場在整個金融市場體系中具有非常重要的地位，是現代金融體系的重要組成部分。文中用證券化比率與衡量證券市場發展程度。證券化率越高，意味著證券市場在國民經濟中的地們越重要。證券化率指的是一國各類證券總市值與該國國內生產總值的比率，實際計算中證券總市值通常用股票總市值來代表，因此用股市總市值與GDP 的比值作為證券化比率指標，用DSM表示。

二、實證分析

（一）對經濟序列的平穩性檢驗

由于各變量的時間序列都呈現出強烈的上升趨勢。檢查序列平穩性的標準方法是單位根檢驗。擴充的迪福-福勒（ADF）檢驗法是單位根檢驗中最常用的更具一般化的方法，其模型如下：

式中：tu 為白噪聲；Δ 為一階差分算子；t 為時間趨勢；p為滯后階數。ADF 檢驗模型通過滯后差分項來控制高階序列相關。

原假設為：H0：η=0，即序列存在單位根，非平穩。如果序列經過d 次差分后，具有平穩性，則稱該序列為d 階單整序列，表示為：I（d）。

用EViews5.0 軟件分別對各變量及其一階差分序列進行ADF 檢驗,結果如表1 所示:

表1 變量的單位根平穩性檢驗

2.檢驗類型(C,T,K)分別表示單位根檢驗方程中包含的常數項、趨勢項和滯后階數.

從表1 可知，時間序列LRAG、LFIR 和LDSM 在10%的顯著性水平下都是非平穩的，經過一階差分后，變量在10%的顯著性水平下均通過顯著性檢驗。所以，上述變量屬于一階單整的時間序列，從而滿足協整檢驗的前提條件。

（二）協整檢驗

若非平穩時間序列各變量之間存在協整關系，則對他們做回歸的結果仍是有效。

首先對變量LRAG、LFIR 和LDSM 進行回歸，為了消除殘差項序列相關,考慮帶殘差項的一階自回歸方程,用最小二乘法對模型進行估計，得到我國金融發展與經濟增長的長期均衡方程：

由模型的回歸結果可看出，模型的擬合優度R2值很高，說明長期中，回歸方程能解釋金融發展對經濟增長的部分占99.89%；F 值較大,回歸方程的顯著性較強；由各變量的t 值可以看出，各指標的系數都是顯著的。

其次檢驗殘差序列是否平穩，對回歸方程得到的殘差序列ut，進行單位根檢驗,以進一步求證變量是否存在協整關系。檢驗結果如下：

表2 殘差的單位根平穩性檢驗

由表2 檢驗結果可知,在1%的顯著性水平下,拒絕原假設,殘差序列R 平穩。因此, 協整關系成立，即金融發展、證券市場發展與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系。從協整方程可以看出:金融發展每增加 1 個百分點,將導致經濟增長下降0.277個百分點；證券市場發展每增加1 個百分點，將導致經濟增長0.017個百分點。

（三）誤差修正模型(Error Correction Model ECM)

在確定變量之間存在協整關系后,可以構造誤差修正模型,以檢驗變量之間的相互調整速率及短期互動影響。對于（1，1）階自回歸分布滯后模型：

移項后得到：

誤碼差修正模型是將長期關系模型中的各變量以一階差分的形式重新構造，并將長期關系模型所產生的殘差序列ut作為解釋變量引入作為誤差修正項ECM，對變量間短期動態關系進行檢驗。

本文中反映金融發展與經濟增長之間短期動態關系的誤差修正方程如下:

由于使用普通最小二乘法估計出的誤差修正模型存在變量不顯著的情況，并且可決系數較低。因此本文中使用加權最小二乘法來進行修正，權重為et=1/ut，修正后的回歸結果如下：

通過修正，各變量的系數在此10%的顯著性水平下均通過顯著性檢驗，與此同時，調整后的可決系數為0.9854，回歸方程的解釋力較強，方程顯著性檢驗的F 值也提高很多，回歸方程的顯著性更強。

回歸結果表明，短期內，金融發展每增加1 個百分點,將導致經濟增長下降0.480 個百分點；證券市場發展每增加1 個百分點，將導致經濟增長0.017 個百分點。誤差修正項系數為負，符合反向修正機制，表明每年經濟增長與長期均衡值的偏差中的48.0%被修正。誤差修正模型反映了經濟增長受金融發展與證券市發展影響的短期波動規律。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

協整檢驗結果告訴我們，兩個變量之間存在著長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系還有待進一步驗證。格蘭杰因果關系檢驗假定有關y 和x 每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。它認為,如果x 的變化引起y 的變化,則x 的變化應該發生在y 的變化之前。檢驗的模型如下:

由于因果關系檢驗模型對滯后期的選擇較為敏感,可根據AIC 和SC 準則來確定滯后期。檢驗結果如表3：

表3 變量的格蘭杰因果關系檢驗

從上述檢驗結果可以看出:對于我國金融發展與經濟增長的關系，在滯后2 階時，金融發展不是經濟增長的格蘭杰原因，而經濟增長是金融發展的格蘭杰原因。

三、研究結論

本文應用協整理論驗證了金融發展與經濟增長之間的長期均衡關系，建立了誤差修正模型來反映金融發展、證券市場發展與經濟增長之間的短期動態關系，并通過格蘭杰檢驗對金融發展與經濟增長間的因果關系進行了檢驗。

從長期均衡方程可看出，經濟增長與金融發展呈負相關，負面效應為0.277，而與證券市場發展成正相關，正面效應為0.177。從反映短期動態關系的誤差修正模型也可得到同樣的結論。

格蘭杰因果關系表明，證券市場發展是經濟增長的直接原因，而經濟增長是金融發展的直接原因，經濟發展促進了金融發展而不是相反。對于發展中國家來說，金融發展和經濟增長之間的因果關系是很重要的，不同的因果關系方向意味著不同政策含義，因此應把更多的注意力放在其他增強經濟增長的政策上，即應該強調促進實體經濟增長的長遠策略。

[1]雷蒙德·W·戈德史密斯：《金融結構與金融發展》[M]，上海：上海三聯書店，1994 年，第78-86 頁.

[2]Carlin, W. and Mayer C., “Finance, Investment and Growth”, Journal of Financial Economics, 2003, 69(1), pp.191–226.

[3]周才云.《金融發展與經濟增長:基于中部地區1990年～2006 年的實證研究》，《生產力研究》，2008 年6 月，第31-33 頁.

[4]曹嘯，吳軍.《我國金融發展與經濟增長關系的格蘭杰檢驗和特征分析》，《財貿經濟》，2002 年5 月，第40-43 頁.

[5]丁曉松.《我國金融發展與經濟增長關系的協整分析》，《統計與決策》，2005 年1 月，第64-65 頁.

[6]王琛.《我國金融發展與經濟增長的實證分析》，《中共福建省委黨校學報》，2006 年2 月，第40-42 頁.