俄羅斯金融發展與經濟增長的關系研究——基于1992-2012年數據的實證分析

陳宇

（遼寧大學國際關系學院，遼寧沈陽110036）

俄羅斯金融發展與經濟增長的關系研究——基于1992-2012年數據的實證分析

陳宇

（遼寧大學國際關系學院，遼寧沈陽110036）

選取三個指標分別代理俄羅斯金融發展這一變量，然后在理論分析的基礎上建立了計量模型，運用時間序列回歸分析和Grange因果檢驗的計量方法，對俄羅斯金融發展是否促進經濟增長進行實證分析，同時還采用衡量股票市場和銀行兩個方面發展水平的指標重新代理金融發展，進一步作了穩健性檢驗。研究表明：俄羅斯金融發展與經濟增長具有顯著的線性關系，金融發展是經濟增長的Grange原因，同時也是投資的Grange原因，說明金融發展很有可能推動了投資活動，進而促進了經濟增長，而在這一過程中，銀行可能發揮了更大的作用。

俄羅斯金融發展；經濟增長；回歸分析；Granger因果檢驗

一、問題的提出

俄羅斯經濟的市場化進程中包含了一系列金融改革，其主要內容：中央銀行的獨立、商業銀行的私有化、建立股票和債券市場、利率市場化、經常項目下盧布可自由兌換等，是俄羅斯金融發展的具體體現。

俄羅斯金融發展過程曲折復雜，盡管僅從俄羅斯金融市場體系的建立和金融逐步深化來看，俄羅斯的金融發展取得了一定成就，但這種金融發展的成敗得失如何，迄今還缺乏明確的判斷標準。從經濟市場化轉型的動機出發，經濟轉型的目的是解決計劃經濟的資源配置低效率問題，而市場經濟配置資源的一個重要機制正是金融機制。金融發展是否成功，可能有金融深化程度、金融穩定性等衡量標準，但其中一個更能說明問題的標準是它是否促進了經濟增長。Patrick.H. T（1966）［1］的研究表明，在經濟發展初期，金融發展導致實際產出增加，而當經濟趨于成熟時，經濟增長反而拉動金融發展，這一結論已經得到普遍證實。那么，這一結論在俄羅斯能否得到驗證，需要理論和實證的分析。

轉軌至今，俄羅斯經濟經歷了大起大落，20世紀90年代的轉型性經濟危機和進入21世紀后的資源依賴型經濟增長中，金融發展的影響很難被孤立出來。2008年金融危機以來俄羅斯經濟的艱難復蘇和目前的停滯狀態，倒可以從反面證明俄羅斯金融發展的滯后。總的來看，由于經濟轉型的復雜性，金融發展與經濟增長之間的關系可能并非線性，我們很難從表面上看出俄羅斯金融發展對經濟增長的促進作用。

那么，俄羅斯轉型以來金融發展和經濟增長之間是否存在某種關系？本文試圖在前人研究成果的基礎上，建立自己的分析邏輯和計量模型，對俄羅斯金融發展是否促進經濟增長這一命題進行驗證。

二、文獻回顧與評述

Berglof和Botton（2001）［2］采用金融機構的資產、流通中的貨幣和給家庭企業的貸款來衡量金融發展，認為從1994年至1999年，俄羅斯銀行提供的私人部門信貸占GDP的比重逐漸增加，這表明俄羅斯金融發展迅速，但是俄羅斯經濟卻停滯不前，可見金融發展與經濟增長沒有明顯關系，金融對制造業轉型起到的作用很小，甚至在某些情況下，金融自由化可能削弱實體經濟增長；TuuliKoivu（2002）［3］采用貸款和存款利率之間的差額、私人信貸總額/GDP衡量金融（銀行）發展，運用面板數據方法對1992-2002年轉型國家（包括俄羅斯）金融（銀行）發展與經濟增長之間的關系進行了實證分析，結果顯示第一個指標與經濟增長負相關，第二個指標的上升沒有促進經濟增長；Ulrich ThieBen（2004）［4］采用6個指標（廣義貨幣/GDP、商業銀行相對于央行的重要性、非金融私人部門信貸/信貸總額、非金融私人部門信貸/GDP、債券總額/ GDP、股票市值/GDP）描述了1993-2002年俄羅斯金融發展狀況，運用增長回歸估計（和跨國比較）方法模擬1998年金融危機對經濟增長的影響，作者認為銀行對于很多項目的評估、執行與監管都過于樂觀，而危機之后并沒有對相關的銀行結構問題進行改革，這會對長期經濟增長產生很大的負面影響，并且政府對這些問題的忽視會加大這些負面影響，結果就是1998年至2002年金融發展對經濟增長的促進作用下降了約1%，如果俄羅斯金融十分強大，其對經濟增長的促進作用會達到2.2-7%。莊毓敏（2001，2004）［5］［6］從總量和結構角度對俄羅斯銀行體系和實體經濟增長進行了分析，作者認為俄羅斯銀行體系規模小，結構不合理，與非金融企業的發展不對稱，所以無法滿足非金融企業的大量信貸需求，因此銀行業對經濟增長起不到促進作用；Erelyn Moser、Thorsten Nestmann（2007）［7］認為雖然人力資本與進一步開放對外貿易可以維持俄羅斯進一步經濟增長，但是金融部門在俄羅斯經濟增長中將扮演更重要的角色。更深層次發展的金融市場可以提高全要素生產率，從而減少經濟增長對能源的依賴；余南平、潘登（2008）［8］通過分析俄羅斯金融行業的發展狀況，認為俄羅斯更深層次的金融市場深化和金融效率的提高，可以帶動全社會生產率的提高，并可能有助于經濟增長的多樣化，這對經濟的穩定發展將起到更加持久的作用；Berglof、Lehmann（2009）［9］認為在20世紀90年代，金融機構與金融市場主要向政府提供貸款、彌補政府赤字，而從2000年開始，受益于存款大幅增長，銀行開始擴大家庭和企業的私人信貸份額，特別是通過貿易賬戶的資金流入以及通過資本賬戶轉化的快速貨幣擴張，使私人信貸也由大型企業逐漸轉向中小企業。但是，私人信貸和股票型投資大都在能源、運輸和公用事業三個方面，投資于制造業的規模較小，所以金融發展對經濟增長發揮的作用有限；Nuno Carlos LEITO（2010）［10］采用私人信貸/GDP、存款銀行的資產衡量金融發展，運用動態和靜態兩種面板數據的計量方法對1980-2006年31個國家（包括俄羅斯）的金融發展與經濟增長之間的關系進行實證分析，結果表明金融發展促進經濟增長；Daniel Berkowitz、Mark Hoekstra、Koen Schoors（2012）［11］采用四個指標（由貸款人區域衡量的人均貸款額，由借款人區域衡量的人均貸款額，區域性銀行的集中程度和貸款利率）衡量區域性銀行發展水平，從區域性銀行的角度對21世紀初金融發展是否促進經濟增長進行了實證分析，結果表明，區域性銀行的增加使貸款總額由14%上升至26%，但對投資和人均收入沒有影響，相反，私有銀行集中程度高的區域反而顯著降低該區域的投資和經濟增長；ShigekiOno（2012）［12］采用M2/GDP、私人和非金融公共部門信貸總額/GDP衡量俄羅斯金融發展，運用VAR計量方法對1999-2008年俄羅斯金融發展與經濟增長之間的關系進行實證分析，結論表明第一指標促進經濟增長，而經濟增長則拉動第二指標。

上述理論分析文獻沒有實證檢驗，所以說服力不強，實證分析文獻由于選取指標以及樣本區間不同，所以結論存在差別，而且沒有作穩健性分析，特別是沒有分析金融發展如何影響經濟增長。本文的出發點即是選取多個指標全面衡量俄羅斯金融發展，判斷俄羅斯金融發展是否促進經濟增長（避免指標不同則結論不同）、金融發展如何促進經濟增長以及銀行與股票市場誰可能發揮更大的作用。

三、理論基礎、計量模型與指標描述

Marco Pagano（1993）［13］使用一個簡單的內生經濟增長模型—AK模型分析了金融發展影響經濟增長的機制。在AK模型的穩態水平下，經濟增長率（g）是資本的社會邊際生產率（A）、儲蓄中轉化為投資的份額（φ）和私人儲蓄率（s）三者乘積的一個線性函數（δ為資本折舊率）：g=Aφs-δ

對該式兩邊同時取對數，得到如下方程：

lng=lnA+（lnφ+lns）

在穩態水平下，金融發展通過兩種方式提高經濟增長率：第一，改善資源配置，從而可以提高A，此為金融發展通過技術進步這一路徑來促進經濟增長。這主要是基于以下兩個事實：其一是金融中介可以以相對較低的成本搜集信息，評估可替代的投資項目，從而使資金流入到高收益的項目，進而促進經濟增長，其二是金融中介通過分擔風險，可以引導個體投資高風險、但是卻有高收益的項目；第二，動員儲蓄、減少“漏損”，從而可以提高φ，此為通過資本積累這一路徑來促進經濟增長。這主要是基于以下兩個事實：其一是提高私人儲蓄率s增加投資，其二是銀行中介吸收存款后，并未將其全部轉化為投資，未轉化部分稱為“漏損”，這些“漏損”主要包括銀行中介提供服務而收取的傭金、稅負以及監管費用等，如果金融發展減少這些“漏損”、則會將更多的儲蓄轉化為投資。本文即主要驗證俄羅斯金融發展是否推動投資活動，從而促進經濟增長。

借鑒G·Feder（1982）［14］的研究思路，把金融發展作為一項“投入”用于生產過程，我們得到包含金融發展的生產函數：

Y=f（A，F，K，H，I）

其中Y代表總的經濟產出，F代表俄羅斯金融發展，K代表資本投入，H代表人力資本投入，I代表制度。參照溫濤、冉光和、熊德平（2005）［15］的作法，取m=表示最高技術水平下的經濟生產能力，此時經濟面臨恒定的規模收益：

Y=mf（F，K，H，I）

對上式兩邊取全微分，整理得到下式：

參照一般文獻作法，Y采用國內生產總值（GDP）代理，K采用投資（INVEST）代理，同時為了使數據平穩，我們都對變量取了對數，因此本文設定的計量模型如下：

lnGDP=α1lnF+α2lnINVEST+α3lnH+α4lnI+Зt

我們選取三個指標代理金融發展（F），分別是：金融規模（FIR）：FIR=金融資產總額/GDP，根據數據的可獲得性，金融資產總額=M2+股票總市值+保費總額+私人信貸總額；金融效率（FE）：金融效率是指金融機構和金融市場配置金融資源的效率，參考Martin ihák，AsliDemirgü-Kunt，Erik Feyen，Ross Levine（2013）［16］，金融效率為將儲蓄轉化為投資的效率，即：FE=私人信貸總額/總儲蓄，這一指標除了能夠反映金融效率以外，同樣也可以反映銀行發展水平；金融結構（FS）：不同國家的金融體系存在不同的金融結構，所選取的指標應該反映本國金融體系實際情況。在俄羅斯經濟轉型開始，政府成立了金融市場（包括股票市場和債券市場等），意圖充分發揮金融市場的作用，為契合這一意圖以及考察俄羅斯金融市場的作用，本文認為：FS=證券類資產總額/金融資產總額，這可以反映金融資產中證券類資產對經濟的貢獻，根據數據可獲得性，證券資產總額=股票總市值+保費總額。以上指標的數據均來自世界銀行數據庫，保費來自sigma。

投資（INVEST）的衡量投資的指標采用固定資本形成總額，人力資本（H）的衡量指標為高等教育入學率，數據來自世界銀行數據庫。制度（I）由Daniel Kaufman、ArtKraay、Mastruzzi（2013）［17］編制的制度質量指標體系來衡量，該體系包括六個指標：言論自由與問責制、政治穩定性、政府有效性、監管質量、法律法規、控制腐敗，該體系被EBRD和IMF多次引用，具有較高的認可度。指標取值范圍由低到高為-2.5～+2.5，本文的IQ為六個指標的簡單算術平均，原始值為負，為計算方便調整為0～5。本文所使用的指標都以2005年不變價格美元來衡量，單位為十億，從而消除了通貨膨脹因素的影響，Зt是擾動項。

四、實證結果分析

1.單位根檢驗

對于時間序列分析，我們首先要進行單位根檢驗，以判斷該時間序列是否為平穩的時間序列。如果該時間序列是平穩時間序列，我們才可以對其進行回歸分析。如果該時間序列是非平穩時間序列，則我們需要對數據進行差分處理，判斷該時間序列是否為同階單整，然后我們再對該時間序列進行協整分析，以判斷該時間序列所包含的變量之間是否具有長期均衡關系。

我們首先采用ADF檢驗法對每一個變量進行單位根檢驗，以判斷該時間序列的平穩性。顯示結果見表1。我們注意到所有自變量的初始指標都是水平不穩定的，而經過一階差分后（lnH取二階差分），所有自變量都同時完全消除了單位根成為平穩時間序列，參考洪占卿、郭峰（2012）年的作法，我們可以認為該時間序列為同階單整。

表1　時間序列單位根檢驗

2.協整分析

鑒于本文采用三個指標來衡量俄羅斯金融發展，因此我們在全部選取其它變量的同時，分別選取每一個金融發展指標來代理金融發展這一變量，然后依次進行Johansen協整分析，結果如表2所示。

表2　協整檢驗結果（樣本區間：1992-2012）

由表2可知，無論我們采用哪個一個指標代理俄羅斯金融發展，協整檢驗結果都表明，存在超過1個以上線性無關的協整向量。這說明俄羅斯金融發展、投資、人力資本，制度以及國內生產總值之間存在長期均衡關系。

3.回歸分析

鑒于以上協整檢驗結果表明各變量之間存在長期均衡關系，因此我們可以利用相關時間序列回歸方法估計此長期均衡關系。我們首先運用普通最小二乘法（OLS）對三個方程進行回歸估計，并且利用BG方法和White方法分別對回歸結果進行了自相關與異方差檢驗，結果表明各變量之間不存在自相關與異方差，這說明OLS估計值是有效且無偏的。但是宏觀經濟理論表明當期國內生產總值一定對下一期的投資額度產生影響，因此我們選擇滯后期一的國內生產總值（lnGDP）作為工具變量，運用二階段最小二乘法（2SLS）再一次對三個方程進行回歸估計，并且我們對OLS和2SLS的估計結果作了Hausman檢驗，檢驗結果表明解釋變量中的確存在內生性，這表明OLS的估計結果不具有一致性，而2SLS的估計值則是一致估計量。同時，過度識別檢驗結果表明工具變量是外生的，與擾動項不相關，而弱工具變量檢驗結果表明工具變量對內生變量有較好的解釋力，因此這兩個檢驗結果表明我們選擇的工具變量是合適的。為了更進一步對估計結果進行驗證，我們仍然選擇滯后期一的國內生產總值（lnGDP）作為工具變量，運用最優廣義矩估計（GMM）再一次進行回歸估計，所有回歸估計結果都列在表3中。

由表3可知，首先，單純從計量方法的選擇方面，我們注意到運用2SLS所得到的估計方程是最理想的回歸估計結果，因為統計P值為0.000，這表明回歸方程4、5、6中所包含的變量之間存在非常顯著的線性關系，而調整后R2都在99%以上，說明估計方程4、5、6的擬合程度很高，自變量幾乎可以全部對因變量的變化進行解釋。同時，我們注意到無論我們運用哪一種回歸方法，在所得到的全部估計方程1-9中，所有解釋變量系數的符號都是一致的，數值大小也沒有太大差別，所以這充分表明了我們的估計結果具有很強的可信性與說服力。

表3　時間序列數據系統回歸結果（樣本區間：1992-2012）

其次，在估計方程4、5、6中，每一個自變量系數的檢驗P值至少在5%顯著水平上是顯著的，說明自變量的系數是比較顯著的，可以在一定程度上解釋該自變量對因變量的作用大小。投資與人力資本的系數為正數，說明投資與人力資本都對俄羅斯的經濟增長起到積極作用，這與宏觀經濟理論及俄羅斯經濟事實一致。而制度的系數為負數，說明制度對俄羅斯的經濟增長起到消極作用，這與很多文獻的結論相一致。

再次，在估計方程4、5、6中，俄羅斯金融規模、金融結構、金融效率的系數均為正數，這說明在我們選擇的樣本區間內，俄羅斯金融發展對本國的經濟增長起到積極作用；另外，因為金融結構與金融效率分別代理了俄羅斯股票市場與俄羅斯銀行業，所以也同時表明俄羅斯股票市場和銀行都對本國的經濟增長起到積極作用；但是在其它自變量不變的條件下，在每一個回歸方法得出的估計方程中，金融效率的系數都略大于金融結構的系數，這說明，對于俄羅斯經濟增長而言，俄羅斯銀行的作用可能略大于俄羅斯股票市場的作用；可是就所有自變量整體而言，俄羅斯金融發展的系數值都明顯偏小，說明俄羅斯金融發展沒有成為本國經濟增長的主導因素。

4.Granger因果檢驗

回歸分析有力地驗證了俄羅斯金融發展對本國經濟增長的積極作用，但是不足以說明金融發展是否促進經濟增長以及是否通過推動投資活動來促進經濟增長。為此，本文對相關變量進行Granger因果檢驗，其檢驗結果如表4所示。

表4　Granger因果檢驗

由表4可知，俄羅斯金融發展是經濟增長的一個Granger原因，即俄羅斯金融發展很大程度上可能促進了經濟增長，而金融效率與經濟增長互為Granger原因，說明俄羅斯金融效率的提高很大程度上可能促進了經濟增長，同時經濟增長很大程度上也可能提高了金融效率。同時我們注意到，金融發展（金融規模的擴大和金融效率的提高）是投資的一個Granger原因，而投資很顯然促進了本國的經濟增長，這就說明俄羅斯金融發展的確推動了投資活動，進而促進了本國的經濟增長。因為投資活動可以帶來資本積累，同時也可能帶來技術進步，所以俄羅斯金融發展究竟是通過哪一條路徑促進了本國的經濟增長，是我們進一步要研究的問題。

5.穩健性檢驗

為了檢驗以上結論的準確性，本部分選用新的指標衡量俄羅斯金融發展，再一次運用2SLS進行回歸分析。參考Ross Levine（1990），股票市場我們選取衡量其流動性水平的指標為交易比率：STY=股票交易額/GDP，銀行業我們選取衡量其競爭水平的指標為利息差（衡量金融抑制程度）：IRD=貸款利率-存款利率（百分比）。根據理論，利息差越小，則φ越大，繼而可能會促進長期經濟增長，因此我們預測IRD的系數應該為負數。為減少誤差，我們同樣對這兩個指標進行對數化處理。考慮篇幅原因單位根檢驗與協整分析并未列在正文當中，只列出回歸結果和Granger因果檢驗，結果見表5和表6。

表5　時間序列2SLS回歸結果（樣本區間：1992-2012）

表6　Granger因果檢驗

由表5可知，回歸方程9、10同樣表明俄羅斯金融發展與經濟增長之間存在明顯的線性關系，而且兩個方程同樣有很高的擬合程度。特別是與其它回歸方程相比，自變量系數的符號沒有改變、數值大小差別不大，說明俄羅斯金融發展的確對本國的經濟增長起到積極作用。由表6可知，俄羅斯金融發展是經濟增長的一個Granger原因，同時也是投資的一個Granger原因，說明俄羅斯金融發展推動了投資活動，從而促進了經濟增長。同時系數比較也說明銀行業可能比股票市場發揮了更大的作用，但金融發展沒有成為經濟增長的主要因素。總之，通過穩健性檢驗，我們的結論再一次得到證實。

五、結論與啟示

本文采用1992-2012年俄羅斯經濟轉型過程中的數據，把金融發展變量與其它變量組合在一起，運用時間序列的回歸方法和Granger因果檢驗對俄羅斯金融發展與經濟增長兩者之間的關系進行了實證分析。研究表明：第一，俄羅斯經濟轉軌以來（1992-2012），俄羅斯金融發展與經濟增長之間存在明顯的線性關系；第二，俄羅斯金融發展促進了經濟增長；第三，俄羅斯金融發展通過推動投資活動，從而促進了本國的經濟增長，而在促進本國經濟增長的過程中，銀行業可能比股票市場發揮了更大的作用。

但是我們也注意到，俄羅斯金融發展尚未成為經濟增長的主導因素，這給俄羅斯金融發展留有巨大空間。金融發展的方向應該是如何更好地利于企業融資（特別是中小企業、非能源以及原材料企業）、更加充分發揮股票市場對中小企業融資的作用，特別是把金融行業的發展上升到產業層面上來，同時考慮金融行業的監管與發展，這樣才能充分發揮俄羅斯金融體系配置資源的重要作用，才能夠更好地促進本國經濟的持續增長。

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【責任編輯李菁】

G02

A

1674-5450（2015）02-0065-04

2014-10-25

陳宇，男，遼寧阜新人，遼寧大學世界經濟博士研究生，遼寧石油化工大學講師。