我國金融發展與經濟發展的實證研究

王重陽

（建設銀行浙江省義烏分行，浙江 義烏 322000）

一、引言

為何不同國家的經濟增長速度、效率、水平不一？內生經濟增長理論認為，決定經濟增長的主要因素是勞動、資本和技術，此外要素積累率、資源稟賦、宏觀經濟的穩定性、國民教育程度、制度建設、法律體系的有效性、國際貿易、種族和宗教多樣性等也會影響經濟發展。隨著金融業發展日趨成熟，它對一國經濟的影響日趨明顯。金融對經濟增長究竟起到什么作用？雖然西方學者們還有不同見地，但我國學者普遍認為金融是促進經濟增長的，只是短期的作用可能不同，且經濟發展的階段不同，金融的促進作用可能有差異。鄧淇中、葉蘋(2009)對中國金融發展規模、效率與經濟增長之間的動態關系進行研究，認為東部地區金融規模與經濟增長負向相關，表現為“需求跟隨型”，而在中西部地區則存在正向影響，表現為“供給導向型”，這與Patrick(1966)的研究頗為相似。

國外學者關于金融發展方面的研究起步很早，Goldsmith(1969)提出用金融相關比率(FIR)即全部金融資產與全部實物資產(即國民財富)的價值之比來度量金融發展水平(簡稱戈氏指標)。Mckinnon(1973)提出用貨幣存量(M2)與GDP 之比來衡量一國的金融發展水平和經濟貨幣化程度(簡稱麥氏指標)。國內學者由于難以獲得各地區的M2 資料，因此大多選擇戈氏指標用來度量區域金融發展，用區域銀行的存貸款余額來代替當地的全部金融資產價值（如周立和王子明，2002；陸文喜和李國平，2004），也有學者（如袁云峰、曹旭華，2007）采用麥氏指標進行研究，發現金融發展只是通過資本積累促進了經濟增長,但是并未促進我國技術效率的全面提升。

綜上所述，在金融與經濟發展方面，近年來的研究較多集中于農村金融與農村經濟發展或者城鄉金融發展與城鄉收入差距（如陳文俊，2007；孫永強，2012），從國家層面整體的研究較少，由于麥氏指標中涉及貨幣存量的指標并未考慮央行資金回籠和通脹等因素，因而無法很好衡量地區金融發展的全貌。本文采用戈式指標采取（M2+貸款總額）/GDP 來反映中國經濟的融資規模，采用貸款總額/固定資產投資來反映外部融資依賴度。首先建立VAR 模型，然后建議向量誤差修正模型（VECM）模型，以期全面反映金融濟發展的關系。

二、模型設定與指標選取

（一）模型設定

本文在內生增長模型理論的基礎上，引入了總生產函數的分析框架。在這一思路中金融發展水平被當作一項“投入”用于生產過程，兩者關系的生產函數是：

Y=Af(K,L,F)

其中Y 代表總經濟產出，A 是技術投入，K 是總資本投入，L 代表勞動力投入，F 代表金融發展水平。為了單獨衡量金融水平以及與之相關的資本要素對產出的作用，對該模型假定技術、勞動這兩個要素對經濟的影響為一定值。本文用金融發展規模（K）和外部融資依賴度(F)兩個指標來反映發展指標，選取人均GDP為產出變量，以戈式指標（FIR）來替代K，選取DT（貸款總額/GDP）來反映外部融資依賴度，對模型變換后得出：

LNRGDPt=β0+β1LNFIRt+β2LNDTt+μt

其中RGDP 為人均GDP，FIR 為融資規模，DT 為外部融資依賴度。

（二）指標選取

本文采用人均GDP 作為衡量經濟增長的指標，采用兩個指標來反映金融發展，一是金融發展規模，用戈式指標FIR 來表示，二是外部融資依賴度(DT)。為了統計口徑一致性，本文以1978年為基期進行平減，以平減后的數據反映我國金融與經濟發展的關系。

三、實證分析結果

在數據可獲得前提下，為了保證數據口徑的一致性，再加上要建立VAR 時間序列數據，本文選取1978-2010 年數據，數據來源于《新中國60 年統計資料匯編》、2009-2011 年《中國統計年鑒》、中經網數據庫。

(一)平穩性檢驗

本文用Eviews6.0 軟件，用ADF 單位根對各個變量進行平穩性檢驗，結果見表1。

表1 ADF 平穩性檢驗

從表1 可以看出，在5% 的顯著性水平下，LNRGDP、LNFIR、LNDT 均為非平穩變量，一般對非平穩變量取其一階差分處理，取差分后，ΔLNRGDP、ΔLNFIR 和ΔLNDT 在5%的顯著性水平下均是平穩的，同時也都是一屆單整的。

（二）滯后期確定和Johansen 協整檢驗

由于上述變量均是單整的，因此，完全可用Johansen 檢驗來判斷他們之間是否存在協整關系，并進一步確定變量間關系的符號。Johansen 協整檢驗是一種基于向量自回歸模型的檢驗方法，但在檢驗之前必須確定VAR 模型結構，即模型的最優滯后階數，根據檢驗該模型的最優滯后階數為2。結果見表2。

表2 滯后期確定

基于滯后期的確定，本文擬建立VAR（2）模型，由于協整檢驗是對無約束的VAR 模型實施約束后得到約束條件下的VAR模型，即協整檢驗的最優滯后期為上面所得到VAR 模型的最優滯后期減1。協整檢驗的原假設是不純在協整方程，本文是選取3個變量，因此最多存在2 個協整方程。根據跡統計量和最大特征值來檢驗，結果見表3。

表3 協整檢驗

根據表3 可知， 在5% 的顯著性水平下跡統計量38.79>29.79，最大特征值34.07>21.13，。從協整檢驗結果看出，該模型存在0.95 的置信水平上拒絕原假設，亦即3 個變量之間存在一個協整關系。根據向量誤差修正模型得到變量間的長期均衡向量如下：

β＇=（1.000000 ，-2.268945 ，2.309803）

則三個變量之間的協整方程為(括號內為標準差)：

LNRGDP = 2.268945*LNFIR - 2.309803*LNDT

(0.02735) (0.11492)

從該方程看出，1978 -2010 年金融發展程度對GDP 有正向影響，金融對外投資依賴程度對GDP 產生負面影響，說明金融對我國經濟的發展做出很大貢獻。

（三）Granger 因果檢驗

首先需要確定LNRGDP、LNFIR、LNDT 之間的因果關系，然后才能建立正確的模型，本文采用Granger 因果檢驗法，對變量間的因果關系進行檢驗，結果表明，LNFIR 是LNRGDP 的原因，LNDT 也是LNRGDP 的原因，結果見表4。

表4 Granger 因果檢驗

（四）VAR 模型脈沖響應分析

1.VAR 模型的平穩性檢驗

建立模型的主要目的是分析LNRGDP、LNFIR、LNDT 三個變量之間的相互關系，以便對經濟進行預測，只有穩定的VAR模型才能不影響脈沖響應函數的標準差，做出正確的脈沖響應，用來正確的反映經濟運行情況，預測經濟的發展，本文采用單位根倒數的分布圖來檢驗該模型的平穩性。檢驗結果見圖1。

從圖1 可直觀看出，所有特征根倒數的模均在單位圓內，因此該VAR 模型是穩定的。

圖1 單位根倒數模的分布

2.脈沖響應分析

圖2 脈沖響應圖

（五）基于VECM 模型的方差分解表

VECM 模型中的方差分解表是用于分析內生變量的預測誤差，從不同信息的沖擊影響比例了解每一隨機信息對內生變量的相對重要性，以及不同信息對該內生變量的作用的時滯和相對效應大小。方差分解表第一列是預測期，第二列是變量LNRGDP各期預測值的標準差，后三列分別是內生變量的方程新息對LNRGDP 各期預測標準差的貢獻度，每行加總是100%。（見表5）

表5 LNRGDP 方差分解表

由表5 可知，除了來自自身沖擊的影響外，在第二期時，融資規模對經濟貢獻率開始顯現，之后逐漸加大，在第5 期后基本趨于穩定；從第二期開始外部融資依賴度對經濟發展貢獻率也是逐年增加，在第7 期趨于穩定；長期來看，融資規模對經濟發展的貢獻率遠遠大于外部融資依賴度對經濟的貢獻率。

四、結論

本文基于內生增長理論模型，選取1978-2010 年融資規模和和外部融資依賴度兩個指標，使用Eviews6.0 軟件，通過建立VAR模型及VECM模型來研究中國金融發展與經濟發展的關系，結果表明：融資規模對經濟發展有促進作用，外部融資依賴度對經濟發展短期內有較大抑制作用，長期內抑制作用不明顯；長期來看融資規模對經濟發展貢獻率遠遠大于外部融資依賴度對經濟發展的貢獻率。

[1] 陳文俊. 農村金融發展與農村經濟增長相關性實證研究[J].系統工程，2011（3）：40-46.

[2] 樸基石. 吉林省經濟增長與金融發展的實證分析[J].稅務與經濟，2012（1）：107-112.

[3] 溫濤、冉光和、熊德平. 中國金融發展與農民收入增長[J].經濟研究，2005（9）：30-43.

[4] 陸靜. 金融發展與經濟增長關系的理論與實證研究[J]. 中國管理科學，2012（2）：177-184.

[5] 孫永強.金融發展、城市化與城鄉居民收入差距研究[J].金融研究，2012（4）：98-109.

[6] Robinson，J.The Generalization of General Theory[A].The Rate of Interest and Other Essays[M].London: Macmillan，1952:67－142.

[7] Patrick，H.T..Financial Development and Economic Growth in Undeveloped Countries[J].Economic Development and Cultural Change，1966，34(4):174－189.

[8] Lucas，R.E.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal Monetary Economics，1988，22(1):3－42.