我国金融发展对经济增长影响的实证分析

郭亚娟

摘要：随着金融市场的迅猛发展，经济增长与金融发展的理论研究和实证研究都越来越多。本文本文运用现代计量经济分析方法，基于VAR模型，通过单位根检验、Johansen协整检验、格兰杰因果关系检验、脉冲响应等分析，研究了我国金融发展对经济增长的影响。结果显示，金融发展和经济增长之间存在长期协整关系，金融发展分别以金融规模、金融结构和金融效率明显的影响经济的增长。

关键字：金融发展；经济增长；向量自回归

1.引言

1978年实行改革开放以来，我国经济增长保持了快速稳定的势头，GDP从1978年的3624.1亿元增加到2012年的519322亿元。同期，我国金融从改革初期几乎为零的基础上不断发展，金融深化程度不斷提高，到2012年的金融总资产平均值（包括M2，股市值，债券余额）已达5643647.65亿元，比当年国内生产总值的10倍还多。下图是2001至2012年我国金融发展的概况。

原则上金融资产还包括保险及特别提款权，由于数据不易获得本文没有考虑。按照戈德史密斯的思想，金融相关比率在快速上升一段时间后应该趋于某一稳定值，但是我国的金融相关比率目前一直处于上升态势，说明我国的金融还处于快速发展阶段，金融的发展空间还很大。

国内外大量的理论推演与经验数据都显示出金融发展与经济增长之间存在着一定的相关关系，但不同环境下的金融发展对经济增长的作用程度不完全相同，作用方式也有所差别。改革开放以来我国的经济特别是金融的发展在很大程度上受政策的引导，而且目前经济系统正处于转型阶段，金融发展与经济发展的相关关系和因果方向都很难直接进行定性分析，需要借助实际数据深层次分析两者的关联程度和变化趋势，最终目的是为了找到金融能够更有效服务于经济的途径，实现金融和经济的协调可持续发展，这无疑对促进我国经济更好更快发展有重要的现实意义。

2.文献综述

相对于国外对金融发展与经济增长关系理论和实证研究，国内这方面的研究起步较晚，而且大都是运用既有理论对我国金融和经济关系进行一些实证检验，很少有理论研究；此外，国内研究多集中于金融对于经济增长量的方面研究上，而对于金融对经济增长质的研究少，且研究不够全面。既便如此，很多学者根据我国的实际情况进行的实证研究，对了解我国金融发展与经济发展的关系依然重大的借鉴意义，以下综述这些学者的主要研究成果。

宾国强（1999）在其文章《实际利率、金融深化与中国的经济增长》中，分别用回归分析法和格兰杰因果检验的方法分析我国实际利率、金融深化与经济增长之间的关系，结果表明我国的实际利率、金融深化确实与经济增长之间正相关，并且实际利率、金融深化在是经济增长的格兰杰原因。

谈儒勇（1999）对我国金融中介与经济增长的数据进行相关分析和回归分析，结果证实金融中介与经济增长之间有相关关系，但是股票市场与经济的相关关系不十分显著。他得出结论是：我国金融中介的发展有可能促进经济的增长，所以金融中介至少应该与经济增长同步；我国的股票市场对经济增长的作用不仅很有限，而且不利；我国金融中介体发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系。

韩延春（2001）基于金融发展与经济增长关联机制的计量模型进行了实证分析，他的结论是技术进步与制度创新是经济增长的最关键因素，而金融发展对经济增长的作用很有限。

李广众（2002）利用我国1952～1999的相关时间序列数据建立了三变量VAR模型，结果表明：金融中介的规模指标与经济增长之间没有因果关系，而金融中介效率指标不仅与经济增长之间有双向的因果关系，与国有、非国有工业的增长之间存在双向的因果关系；金融中介规模可通过促进投资规模的增长促进经济增长。

谭艳芝等（2003）利用中国1978～2001年的数据对促进经济增长的因素进行了回归分析。他们将引起经济增长的因素分为量的因素包括储蓄、投资、资本积累和质的因素包括资本边际生产率、全要素生产率。检验结果表明：金融发展对经济增长量的因素有显著的正向作用，但是对经济增长的质的因素的影响作用要么显著为负要么不显著，金融发展对总的经济增长率没有显著影响。

赵振全等（2004）利用1994年第一季度至2002年第四季度的指标数据，检验了我国信贷市场的发展和股票市场的发展对经济增长的影响，实证分析的结果是：信贷市场通过信贷比重的增加的效应对经济增长起作用，而股票市场对经济增长没有明显的作用。文章指出出现这一实证结果的原因是国内较高的储蓄率使得信贷市场的资金充足，能够确保信贷规模不断扩大，从而促进经济增长。相对于信贷市场，股票市场的融资利用效率较低，资源的逆配置导致了我国股票市场对经济增长的推动作用较弱。

卢峰等（2004）利用中国28个省1991～2001年的数据检验了金融发展与经济增长的关系。他们提出我国金融部门存在“漏损”效应，即金融资源从享有特权的国有部门流向受到信贷歧视的私人部门的过程，“漏损”效应有助于私人部门获得稀缺的金融资源，进而有助于经济增长。

陈刚等（2006）考虑了我国1994年的分税制改革对金融发展与经济增长联结机制的影响。他们在标准的关于经济增长的回归方程中加入金融发展和资本形成的交叉乘积项、金融发展变量和1994年虚拟变量的交叉乘积项，分别对1979～2003年、1979～1993年和1994～2003年三个时间段的相关数据进行回顾估计。固定效应模型的估计结果显示我国金融发展主要通过发挥动员储蓄、加速资本积累等功能来促进经济增长。1994年的分税制改革恶化了经济增长与金融发展的关系，主要原因是分税制改革后地方政府财政能力下降，地方政府加强了对银行信贷流向的干预，导致了金融功能的财政化，降低了金融发展对经济增长的促进作用。

刘洁（2008）本文对1980—2007年农村经济和金融发展因素之间的关系进行格兰杰因果检验，发现我国总体金融发展、农村金融发展规模与农村GDP之间存在单向因果关系，农村经济增长是总体金融发展的格兰杰原因，农村金融发展规模是农村经济的格兰杰原因，农村金融发展效率和农村固定资产投资与农村GDP之间不存在格兰杰因果关系。

阮敏（2010）文章运用生产函数加入金融脱媒变量构造的模型，通过1991到2008年的数据协整、回归分析和因果检验，发现经济增长与企业股票和债券融资的比重存在长期均衡关系，并且对经济增长具有正向作用，不过经济增长是促进企业股票和债券融资的比重变化的原因，反之则不是；由中国的数据说明经济发展是金融深化的动力。

马颖（2011）把改革开放以来中国的金融发展与经济增长过程置于经济体制改革背景之下，探讨经济体制改革何以使分权化体制下的金融资源得以释放的同时，通过金融体制改革形成了市场导向的金融体系，从而促进经济增长的过程。验证了经济体制改革、金融发展与长期增长之间的正向关系。

综上所述，大部分的研究表明我国的金融系统中金融中介对我国经济增长的促进作用明显，而金融市场如股市对经济增长的促进作用相对较小。但是不同的文献因指标的选取、数据区间的选取以及中国不同地区的选取而得出不尽相同的结论。

3.研究方法和模型

3.1 向量自回归模型VAR

向量自回归（VAR）是基于数据的统计特性建立模型，它把系统中的每一个变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型，常用于预测相互联系的时间序列系统及分析随机扰动对变量系统的动态冲击。自1980年希姆斯将VAR模型引入到经济学中后，它在经济系统的动态性分析中得到广泛应用。向量自回归模型又分为简单向量自回归模型和结构向量自回归模型（SVAR），本文采用简单向量自回归模型，也只介绍这一种。

一个n维随机向量Yt服从P阶向量自回归过程的模型记为VAR（P），数学表达式是：

其中，Yt是n维内生变量，Xt是k维外生变量的向量，A和B是要估计的系数，ut是随机影响变量，ut不能自项相关，也能不与其他的内生变量有相关性。

3.2协整检验

（1）协整的定义

如果两个趋势大致相同的时间序列线性回归的拟合结果很好，但实际上两者之间没有经济联系，拟合结果的残差没有满足平稳性的要求，那么这两个变量就出现了“伪回归”。1987年恩格尔和格兰杰提出了协整理论，如果两个或两个以上不平稳的序列的线性组合是平稳的，则它们之间就存在协整关系，也就是说它们之间存在长期稳定的均衡关系，不再是“伪回归”。协整的定义如下：

对于n维向量Yt满足如果满足：

（1）Yt～I（d），要求Yt的每个分量Yit～I（d）；

（2）协整检验方法和过程

目前协整检验主要有两种方法：EG两步法和JJ（Johansen-Juselius）检验法，下面主要介绍JJ检验法的基本思想和原理。

JJ检验是Johansen在1988年及在1990年与Juselius一起提出的一种以向量自回归模型（VAR）为基础的、基于回归系数的进行多变量协整检验的方法。

首先建立一个p阶的VAR模型

4.实证分析

4.1 变量的选择、定义和计算

1.经济增长指标

本文主要是研究金融发展对经济增长的影响，所以选择了人均实际GDP来衡量我国经济增长，意在排除人口扩张对经济增长的影响，同时剔除物价变动因素以更加真实地反映我国实际的经济增长。

人均gdp用PGDP表示，计算公式如下：

PGDP=GDP/总人口

本文在实际分析中采用的是PGDP的自然对数值，表示为LNPGDP。

2.金融发展指标

（1）金融发展规模指标

衡量金融发展规模的指标有金融相关比率和金融深化指标。

金融相关比率FIR（Financial Interrelations Ratio）由戈德史密斯最早提出，它是指某一时点一国金融产品的市场总值与实物形式的国民财富的市场总值（常以GDP来表示）的比。一国的金融资产存量一般是M2与证券（包括债券、股票、保险等）的和，而一国的实物资产总量常用该国的国内生产总值（GDP）来近似表示。

鉴于金融相关比率很强的综合性，本文采用金融相关比率作为金融发展规模的衡量指标。此外，本文还选择了广义货币指标与GDP的比，用来反映金融中介的规模，金融相关比率用FIR表示，金融中介规模用BANK表示，计算公式分别如下：

FIR=（M2+股市市值平均值+債券余额平均值）/名义GDP

BANK=M2/名义GDP

因为公式中股票市值和债券余额是存量指标，而M2和GDP是流量指标，为了可比性，本文对股市市值和债券余额取的都是计算期的简单平均数。

（2）金融发展结构指标

金融结构指标反映了金融市场在全社会资本资源配置中相对地位，等于债券和股票这两类非货币金融资产在金融资产总量中的比重，用STR表示。

STR=（股市市值平均值+债券余额平均值）/金融资产

其中金融资产= M2+股市市值平均值+债券余额平均值

（3）金融发展效率指标

金融发展效率是指以最可能低的成本尽可能最优地配置有限的金融资源以实现其尽可能有效的利用，由于目前还没有哪个指标能够代表整个金融系统的发展效率，本文选择金融中介效率计算。

用储蓄与贷款之比SLR表示，应该说储蓄贷款比率SLR描述的是金融中介将储蓄转化为贷款的效率，计算公式如下：

SLR=存款/贷款

4.2 实证分析

本文选取2001年～2012年的季度数据，共48组数据，来研究金融发展对经济增长影响的实证分析。

4.2.1 经济增长与金融各变量的简单相关系数

上表显示，经济增长与金融发展总体规模指标金融相关比率FIR、金融中介规模BANK、金融发展结构指标STR、金融发展效率指标都具有显著的正的相关关系，但是相关性的强弱不同，其中FIR与经济增长的相关程度最大，BACK和STR相关系数均小于0.8，是中度相关。SLR与经济增长的相关性最小。

4.2.2 平稳性检验

平稳性检验，使用ADF检验方法。检验结果如表4-2：

检验结果显示，序列LNPGDP、FIR、BANK、SZH、STR、SLR都含有单位根，而它们的一阶差分序列ΔLNPGDP、ΔFIR、ΔBANK、ΔSZH、ΔSTR、ΔSLR都拒绝了原假设，均为平稳序列。可见他们都是一阶单整序列，为I（1）过程，可以进行Johansen协整检验。

其中c，t，k分别表示常数项、趋势项和滞后阶数，临界值默认是在5%显著水平下得到的。

4.2.3 Johansen协整检验

约翰森协整检验与EG协整检验的比较：（1）约翰森协整检验不必划分内生、外生变量，而基于单一方程的EG协整检验则须进行内生、外生变量的划分；（2）约翰森协整检验可给出全部协整关系，而EG则不能；（3）约翰森协整检验的功效更稳定。故约翰森协整检验优于EG检验。当变量个数多于2时，最好用Jonhamson协整检验方法。

由表3可知，狭义货币需求LNPGDP与其他变量之间存在长期稳定的协整关系，并且在5%的显著性水平下存在3个协整向量，说明变量LNPGDP、FIR、BANK、STR、SLR之间具有共同的随机趋势，存在长期稳定的关系。标准化的协整系数见表4。

将第一个协整关系写成协整方程可以表示为：

应用AR根的图表验证协整关系的正确性，如图2，图显示所有单位根的倒数的模均落在了单位圆之内，因此，协整关系是稳定的。

4.2.4 格兰杰因果关系检验

在进行格兰杰因果检验之前，本文先对金融发展相关变量与经济增长建立VAR模型，以便后续的检验和分析。首先检验LNPGDP与FIR、BANK、STR、SLR之间是否有格兰杰因果关系。（置信水平0.1）

鉴于本文是季度数据，我们可以把滞后4阶以内看作是短期，滞后8阶看做是中期，滞后10看做是长期。对表5的解读如下：

由表4-7可以看出，变量FIR对短期和中期是LNPGDP的格兰杰因果原因，说明金融相关比FIR在短中期对经济增长产生影响。BANK是LNGDP的短期格兰杰因果关系，说明金融中介规模BANK只在短期影响经济增长。STR无论是短期、中期和长期都是LNPGDP的格兰杰原因，说明金融结构STR对经济增长的影响是长久的。STR只在长期是LNPGDP的格兰杰原因，说明金融效率只在长期影响经济增长。

4.2.5 脉冲响应分析

根据格兰杰因果检验和协整分析可知，变量之间有些关系在长期后才能显现，所以本小节脉冲响应的滞后期选择滞后15期，以期能看的更远、更全面。基于VAR（2）得出金融发展与经济增长的脉冲响应函数图如图3。

由图3可知，响应的方向都是正负交替的，说明金融发展各变量对LNGDP的作用在不同的时期有不同的方向，有正向的，有负向的。LNGDP对FIR、BANK和STR的脉冲在有明显的响应，而且响应的方向正负交替，对SLR的响应一直都是正向的。说明对经济增长来说，金融规模、金融结构和金融效率均对经济增长有明显影响。

5. 结论

金融发展与经济增长之间具有协整关系，也就是说两者由长期均衡的关系，金融系统与经济增长有均衡关系，即便短期有所偏离，两者组成的系统也能够自行调整到均衡状态。

从格兰杰因果关系检验可以看出，金融发展各变量均是经济增长的格兰杰因果关系，金融相关比例对经济增长是中短期影响，金融中介规模指标在短期影响经济增长，可见金融规模短期或中期影响经济增长；金融结构长久的影响经济增长，无论在短期还是长期都是经济增长的格兰杰原因；金融效率只在长期影响经济增长。

从脉冲响应来看，当本期给金融相关比一个标准差的正向冲击后，LNPGDP在短期内反应均为正向的，后来由正转为负向反应，过段时间由最终转为正向，说明短期内，金融相关比的提高，会促进经济的增长。而LNPGDP在短期内对金融中介规模是反映方向反映，而后转为正向。LNPGDP对金融结构的反映方向有正有负，在长期虽然是负向的，但是从第九期开始达到谷底，转为上升，延长滞后期可以得出，LNPGDP对金融结构的反映又变为正向的。LNPGDP对金融效率的反映一直都有波动，但都是正向的波动。

参考文献：

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