重慶市金融發展與經濟增長關系的實證研究

郭范勇

（重慶工商大學，重慶　430067）

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重慶市金融發展與經濟增長關系的實證研究

郭范勇

（重慶工商大學，重慶430067）

摘要：本文基于資本對經濟增長的促進作用，將資本分為實體資本存量和金融資本，再利用重慶市1997年至2013年金融和經濟時間序列數據，通過格蘭杰因果關系檢驗、VAR模型估計以及脈沖響應函數對經濟增長和金融發展的關系進行了實證分析。結果表明：重慶市的金融發展對經濟增長影響不顯著；而經濟增長對金融發展有顯著的促進作用，說明重慶目前還處于金融系統運行效率偏低的階段。

關鍵詞：VAR模型；脈沖響應函數；金融發展；經濟增長

一、文獻綜述

經濟增長是經濟學發展過程中最為重要的一個問題。以斯密、李嘉圖以及穆勒等為代表的古典經濟家認為貨幣供給是具有充分彈性的，貨幣是經濟運行過程中的“面紗”，即使短期也是不會影響到經濟增長的。然而，1929年至1933年的全球大蕭條徹底動搖了古典宏觀經濟學的統治地位。經歷長時期的掙扎，凱恩斯推出了一本革命性巨著，即《通論》（Keynes，1936）。在《通論》中，凱恩斯對薩伊定律和貨幣中性理論發起了挑戰。同時，宏觀經濟學也開始從需求的角度分析了經濟增長的問題。此后，對金融與經濟增長關系的研究便如雨后春筍般的出現。Schumpeter （1939）在從理論體系方面分析了金融對經濟增長的促進作用。Gurley和Shaw（1955，1956）強調金融中介通過動員儲蓄和提供信貸為投資提供所需資金，從而促進經濟的發展。Mchinnon and Shaw（1973）根據發展中國家的金融體系，提出了“金融抑制論”，他們認為政府過多干預金融不利于經濟發展，而放開利率管制和匯率管制有利于經濟發展。Patrick（1966）研究了金融發展與經濟增長之間的因果關系，同時將兩者之間的關系分為“需求遵從”和“供給引導”兩種類型，并且認為在經濟增長的初期主要是供給引導起主要作用。在實證研究方面，Goldsmith（1969）構造了金融深化指標，即金融相關率（FIR，financial interrelation ratio），并對35個國家的數據進行了實證分析，得出了金融發展與經濟增長是正相關的。在此之后，King和Levine （1993）通過實證分析得出在長期內金融發展水平與長期經濟增長有顯著正相關關系。

國內學者根據我國自身的經濟狀況，對金融發展與經濟增長的關系也做了一些理論和實證方面的研究。談儒勇（1999）從宏觀整體上研究金融與經濟增長間的關系，并基于1993到1998年中國季度數據對中國金融支持和經濟增長進行相關分析，得出金融中介與經濟增長之間存在顯著正相關，而股票市場對經濟增長的促進作用有限。武志（2010）在實證的基礎上，提出了一種新的理論假設：雖然金融增長能夠促進經濟增長，但金融發展的內在本質卻只能由經濟增長所引致。也有學者基于中國各地區經濟增長和金融結構的不同，開始研究地區層面金融與經濟增長間的關系。如冉光和（2006）基于東部和西部省級數據，運用面板數據單位根和協整方法，得出了中國東部和西部省市的金融發展和經濟增長具有明顯的地區空間差異。此外，還有一些學者對金融發展與局部區域經濟關系做了實證研究。如李杰（2012）運用動態計量經濟學的方法，實證得出，海南省的金融發展對當地經濟增長有一定的促進作用。

目前，研究金融發展與經濟增長之間關系的文章集中在金融本身與經濟增長的關系，分析過程中忽略了其他重要的因素（如勞動力和真實資本投入）。此外，近幾年來重慶市的經濟和金融都有較為快速的增長，且研究重慶金融發展與經濟增長關系的文章不多。因此，以重慶地區為研究對象，運用經濟計量模型，梳理清楚金融發展與經濟發展的關系有一定的理論價值和實用價值。

二、模型構建和數據收集

1、模型構建

假設1：在C-D生產函數的基礎上，技術進步中性，將資本要素分為實體資本Kr和金融資本Kf。

假設2：由于重慶市直轄以來，常住人口變動很小；且為了單獨衡量金融資本形成以及與之相關的真實資本要素對產出增長的影響，我們假設人口對經濟沒有影響。所以，假設生產函數為：

式中，Y代表經濟總產出，Kr代表真實資本投入，Kf代表金融資本形成水平。

對Y=f（Kr，Kf）兩邊取全微分可得：

再對Kf=h（Kc，Ks，Ki）兩邊取全微分可得：

式中，Kc為間接融資資本；Ks為直接融資資本；Ki為保險規模。

將dKf帶入上一個微分方程，可得：

將（?f/?Kr）、（?f/?Kc）、（?f/?Ki）、（?f/?Ks）視為不同的系數，最終可以建立以下模型：

式中，μ為隨機擾動項。

2、數據收集與處理

本文采用重慶市1997年至2014年的數據（以1997年直轄后數據為樣本）。對于實物資本存量的計算仍然采用Goldsmith于1950年開創的永續盤存法（Perpetual Inventory Method），其基本公式是：Kt=（1-σ）Kt-1+It。

其中，Kt為第t年的資本存量，It為第t年的固定資產投資，σ為原有資本存量的折舊率。由于缺失的年份較多，因此統一采用6%的折舊率。所有數據來自《重慶市統計年鑒》。

三、實證分析

1、單位根檢驗

由于選取的數據均為時間序列數據，直接進行回歸分析可能會造成“偽回歸”問題。而將時間數據進行自然對數轉化，可以在不改變原數據協整關系的情況下，使趨勢線性化，消除時間序列中異方差現象。因此，對時間序列數據對數轉換并進行ADF單位根檢驗，檢驗結果見表1。

表1　ADF單位根檢驗結果

由表1可知，在5%和10%置信水平條件下，lnY、lnKr、lnKc、lnKs、lnKi均為非平穩時間序列；但是其一階差分在5%或者10%的置信水平條件下都變成了平穩的時間序列。

2、協整檢驗

通過ADF單位根檢驗可知，所有樣本時間序列一階差分后都平穩了，即變量是同階單整，滿足協整檢驗的前提。下面采用EG（Engle-Granger）兩步法進行協整檢驗，即通過對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，來判斷線性回歸方程設定是否合理、穩定。如果殘差序列是平穩的，說明回歸方程的因變量和解釋變量之間存在穩定的均衡關系。對估計得到的殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。

表2　殘差ADF單位根檢驗結果

由表2可知，殘差序列在10%的置信度條件下是平穩的，可以認為各變量之間存在協整關系，即經濟增長與各種資本變量之間有長期穩定的均衡關系。

3、誤差修正模型估計

經濟增長同各資本變量之間存在長期均衡關系，但如果從短期來看，可能會出現誤差，對此可利用誤差修正模型來對模型進行更加精確的估計。模型估計結果為：

由上述誤差修正模型估計結果可知，真實資本的變動對經濟增長的影響是非常顯著的。Kc、Ks和Ki變動對經濟增長影響不顯著。并且由誤差修正項的系數可以看出，當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以0.47的力度作方向調整，將非均衡狀態恢復到均衡狀態。

4、Granger因果關系檢驗

由上述可知，重慶市的經濟增長與各金融變量之間存在著長期的協整關系，但是這種協整關系是否構成變量之間的相互因果關系，還需要進一步通過格蘭杰因果關系檢驗進行分析。檢驗結果如表3所示。

表3　Granger因果檢驗結果

由表3的檢驗結果可以得出以下結論：第一，從真實資本存量與經濟增長關系上看，真實資本存量規模的增加對經濟增長有促進作用，而經濟增長對真實資本存量的影響不明顯。第二，從直接融資和間接融資與經濟增長關系上看，以信貸為代表的間接融資和以股票和債券為代表的直接融資對經濟增長影響不顯著，反而是經濟增長對信貸和股票的發展有很大的推動作用。第三，從保險同經濟增長關系上看，它們之間的相互影響都不明顯。

5、動態關系分析

通過協整檢驗和誤差修正模型，得到了經濟增長同金融規模間的長期均衡和短期修正效應，可以再利用VAR模型和脈沖響應函數對他們的動態關系進行分析。在基于格蘭杰因果檢驗的基礎上，對直接融資資本KS和間接融資資本KC同經濟增長間的動態關系進行動態關系分析。

（1）lnKS和lnKC分別同lnY之間的VAR模型估計。建立滯后兩期的VAR模型，如下所示：

利用Eveiws對樣本數據回歸以后，可得到以下結果：

從式（8）、式（9）回歸的結果來看，滯后1期和滯后2期的直接融資資本和間接融資資本對經濟增長的影響都是不顯著的；相反，經濟增長對直接與間接融資資本都更為明顯。這與格蘭杰因果檢驗的結果是一致的。

（2）對lnKS和lnKC分別同lnY間的脈沖響應函數進行分析。對樣本數據進行運算后，結果如圖1—4所示。

圖1至圖4均為廣義脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，縱軸代表lnKS和lnKC分別同lnY間的脈沖響應程度。

從圖1和圖2對比，發現lnY對lnKC脈沖的響應與lnKC對lnY脈沖的響應均滯后0.5期，到第3期后達到穩定狀態，此后幾乎保持這種平穩狀態。說明間接融資資本能在一定程度上促進后期的經濟增長；同時經濟增長也能引起后期的信貸資本的增長。但是，從響應程度來看，經濟增長對于以信貸為主的間接融資資本會更為顯著，這也同前面格蘭杰因果檢驗和VAR模型估計結果相一致。

圖3表示lnKS對lnY實施沖擊后，lnY的響應函數時間路徑。lnY對lnKS沖擊的響應幾乎為零，說明直接融資資本對經濟增長的影響不顯著。

圖4表示lnY對lnKS實施沖擊后，lnKS的響應函數時間路徑。從圖中可以得出：lnKS對lnY沖擊的響應在滯后2期后達到平穩狀態，說明經濟增長對直接融資資本規模的增長有較為顯著的影響。

四、結論和建議

1、結論

實證結果表明：重慶地區經濟增長與真實資本存量和各金融變量之間存在協整關系，即在長期內呈現均衡一致的關系。短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以一定的力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態。從誤差修正模型估計結果、Granger因果關系檢驗以及動態分析的結果來看，金融發展對經濟增長的促進作用是很有限的；相反，經濟的快速增長對金融的發展有較強的促進作用。

圖1　lnY對lnKC脈沖的響應

圖2　lnKC對lnY脈沖的響應

圖3　lnY對lnKS脈沖的響應

圖4　lnKS對lnY脈沖的響應

2、建議

實證驗證結果與Patrick（1966）研究金融發展與經濟增長之間因果關系的實證結果相同。這說明重慶經濟過去十幾年一直處于經濟增長的初期階段，即表現為經濟增長促進金融發展的“供給引導”階段。如果金融發展是供給導向型的，那么改革金融體制、提高金融效率將有助于經濟增長。

因此，首先應該對金融體制進行改革。理順政府與金融企業關系，推進金融主體的多元化發展；尊重金融主體的創新精神，探索金融制度創新模式。其次，應該加快利率市場化的步伐。價值規律是市場經濟的基本經濟規律，價格是最敏感、最有效的市場信息。信貸政策要逐步轉化為市場調控為主，更多地采取利率工具的價格手段。這樣才能提高信貸使用效率，合理配置信貸資源，增強間接融資對經濟增長的促進作用。再次，針對重慶市直接融資資本對經濟推動作用不顯著問題，應支持國家推進注冊制和上市公司退市制度。鼓勵本地區大企業發債融資；政府要提高地方國債的使用效率，進而提高股票融資和債券融資對企業發展和經濟增長促進作用。

參考文獻

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（責任編輯：劉冰冰）