金融包容、金融深化与经济增长——来自65个发展中国家银行业的证据

粟 勤，朱晶晶，刘晓莹

(对外经济贸易大学金融学院，北京 100029)

一、引言

自2009年G20领导人在匹兹堡峰会承诺推进金融包容战略(Financial Inclusion Strategies)以来，金融包容成为几乎每届G20峰会的重要议题之一。目前，已有60多个国家启动了金融包容改革，越来越多的国家将金融包容作为推动经济增长的重要手段。2012年9月公布的我国金融业发展和改革“十二五”规划明确了“金融服务基本实现全覆盖”目标，2013年底，党的十八届三中全会正式提出要完善金融市场体系，发展普惠金融。在此背景下，探讨发展中国家金融包容、金融深化与经济增长之间的关系，不仅有助于丰富金融发展理论，而且对于制定金融发展战略具有重大意义。

本文首次利用国际货币基金组织(IMF)的金融包容数据，实证分析2004～2011年65个发展中国家银行业金融包容、金融深化与经济增长之间的关系，基于面板误差修正模型(ECM)检验金融包容、金融深化与经济增长之间的长期、短期因果关系，在此基础上探讨金融包容与金融深化对经济增长的贡献度以及适合发展中国家金融发展的路径选择。

从理论上看，金融发展是否促进经济增长仍存在争议，国内外有关发展中国家实证分析的结论也不尽相同，既有金融发展促进经济增长，且二者互为因果关系的发现(例如：Calderon and Liu，2003;［1］Hassan et al.，2011;［2］王志强和孙刚，2003［3］;陆静，2012［4］)，又有金融发展与经济增长之间无因果关系的证据(Gries et al.，2009;［5］Menyah et al.，2014;［6］严 太华和 魏荣华，2009［7］)。现有国内文献通常使用戈氏指标(金融资产/GDP)或麦氏指标(M2/GDP)来衡量金融发展，而国际文献则使用私人部门信贷/GDP、银行贷款/(银行贷款+中央银行国内资产)作为金融发展的代理变量。发展中国家市场机制不健全，法律制度不完善，金融资源短缺且易被少数利益集团所垄断，单纯靠扩大金融交易规模可能难以实现经济增长，研究中使用上述指标必然存在一定的局限性。

本文将金融包容看作金融发展的一个重要维度，从以下几个方面补充现有金融发展与经济增长关系的实证文献：首先，借鉴 Beck et al.(2007)［8］和 IMF 的“金融可获得性调查”(Financial Access Survey，FAS)数据库，从三个维度设计金融包容的7个指标，测算了金融包容的综合得分，与私人部门信贷/GDP一起分别从广度与深度两个维度衡量以银行业为代表的金融中介发展水平。其次，本文的金融包容数据来自IMF的“FAS”，该数据库是目前全球金融包容供给方面最权威的数据库。本文通过筛选获得65个发展中国家2004～2011年银行业的金融包容数据。样本数量较多，有利于揭示发展中国家金融中介发展与经济增长之间关系的共性。最后，与大部分国内文献使用简单格兰杰因果检验探讨金融发展与经济增长的因果关系(严太华和魏荣华，2009;［7］武志，2010［9］)不同的是，本文借鉴Lee和Chang(2009)［10］研究方法，建立面板误差修正模型，深入考察金融包容、金融深化与经济增长之间的长期和短期因果关系。

本文余下部分的结构是：第二部分综述相关文献;第三部分基于金融包容的基本内涵从三个维度设计金融包容指标，运用IMF的“FAS”数据库计算65个发展中国家银行业金融包容综合得分，并对其他相关变量进行说明;第四部分实证检验2004～2011年65个发展中国家银行业金融包容、金融深化与经济增长之间的关系，并建立面板误差修正模型(ECM)分析金融包容、金融深化与经济增长之间的长期和短期因果关系;第五部分在总结全文的基础上提出政策启示。

二、文献综述

金融包容(Financial Inclusion)指所有工作年龄的成年人都能有效地获得正规金融机构的信贷、储蓄、支付和保险等基本金融服务的状态(CGAP，2011［11］)。金融包容的内涵包括金融服务的可获得性和金融服务的使用两个方面，前者取决于金融服务的供给，特别是金融机构营业网点和ATM机的分布和密度;后者由供求两方面因素决定(Ardic et al.，2011［12］)。金融包容的对象不仅包括“无银行服务”(unbanked)人群，而且也包括银行服务使用不足(under－banked)的人群。由此看来，金融包容不能单纯理解为金融排斥的反面，它还包含了更深刻的含义。

Beck et al.(2007)［8］最早从金融服务的可获得性和金融服务的使用两个维度构建了银行营业网点和ATM机的地理和人口密度、每1000成年人银行存贷款账户数量等8个金融包容指标;这些指标此后成为IMF建立“FAS”数据库的重要依据。Sarma(2008)［13］与 Chakravarty和 Pal(2010)［14］从不同维度设计金融包容指标，并借鉴联合国人类发展指数的方法计算“金融包容指数”来综合评价一个国家的金融包容水平。国内学者运用金融地理学中“金融排斥”的理论构建指标体系(田霖，2011;［15］高沛星和王修华，2011;［16］李春霄和贾金荣，2012［17］)，或从金融包容的视角设计指标体系(田杰和陶建平，2012［18］)，但 方 法 大 都 与 Sarma(2008)［13］或Chakravarty 和 Pal(2010)［14］相似。

如果说金融资产/GDP、M2/GDP、私人部门信贷/GDP等规模指标衡量的是金融发展的深度，那么，金融包容衡量的就是金融发展的广度，二者都是金融发展不可或缺的特征。①世界银行在“全球金融发展数据库”(Global Financial Development Database)中增加了金融包容数据，以衡量金融发展的广度，并使之成为继金融发展深度、效率和安全性之后第四个衡量金融发展的重要维度。详见:http://data.worldbank.org/data－catalog/global－financial－development.这样一来，本文就与金融发展和经济增长关系的研究密切相关。

学术界对金融发展是否促进经济增长充满争议。基于Schumpeter(1912)［19］的“供给主导”假说认为，金融发展向有潜力的企业融资，刺激技术创新，促进经济增长;而基于 Robinson(1952)［20］的“需求遵从”假说却认为，经济增长刺激了对金融服务的需求，进而促进金融发展。Patrick(1966)［21］结合上述两种观点描述了第三种可能，即“供给主导”与“需求遵从”可能发生在经济发展的不同阶段。相关实证研究始于Goldsmith(1969)［22］的结构主义分析，而有关发展中国家的跨国实证研究却得出了不同的结论(Christopoulos and Tsionas，2004;［23］Gries et al.，2009;［5］Hassan etal.，2011;［2］Karetal.，2011;［24］Bittencourt，2012［25］)。Calderon 和 Liu(2003)［1］运用面板Var模型检验了109个发展中国家和发达国家1960～1994年金融发展与经济增长之间的关系，结果支持了金融发展促进经济增长，且二者互为因果关系，发展中国家金融发展的经济增长效应显著强于发达国家。这与Hassan et al.(2011)［2］得出的结论相同。然而，Gries et al.(2009)［5］运用 Hsiao － Granger方法分析了沙哈拉沙漠以南非洲16国金融发展与经济增长之间的因果关系后却发现，金融促进经济增长的作用十分有限，各国没有从金融深化中受益。国内学者对中国案例的实证研究大部分支持“供给主导”假说或双向因果关系(曹啸和吴军，2002;［26］王志强和孙刚，2003;［3］陆 静，2012;［4］余力和赵新伟，2013［27］)。但少数学者也发现了“需求遵从”或无因果关系的证据(严太华和魏荣华，2009［7］)，甚至金融发展抑制经济增长的证据(何 诚 颖 等，2013［28］)。武志(2010)［9］提出“金融发展的内在质只能由经济增长所引致”的理论假说，并验证了上述假说。

无论研究结果如何，国内外所有学者都无一例外地使用规模指标作为金融发展的代理变量。不同的是，武志(2010)［9］在采用戈氏指标时对其中的虚假成分进行了制度剔除。此外，为了更全面地反映金融发展，部分学者增加了代表资本市场发展的股票市值/GDP(Bittencourt，2012［25］)，或者代表金融结构的股票市值/金融资产、代表效率的贷款/存款等指标(王志强和孙刚，2003［3］)。然而，规模或深度指标至多只能反映金融交易规模的扩张，而不能真正反映金融功能的改善和金融资源配置的优化。在市场经济落后、法律体系不健全、金融市场不发达的发展中国家，金融资源更容易集中于少数大型企业和富人，金融深化的经济增长效应可能更为短暂，也就是说经济增长可能更多的源于金融包容水平的提高。因为只有金融机构主动延伸服务对象，金融服务覆盖更广泛人口，金融市场向小微企业和低收入者开放，我们才能说金融发展减轻——尽管不是完全消除——信息不对称和交易成本的影响，更好地发挥了资源配置、储蓄动员和风险管理等功能(Levine，2005［29］)。可以说，规模或深度指标是金融发展的“量”，而金融包容才是金融发展的“质”，二者虽相互联系，却有着本质的区别。在考察金融发展与经济增长的因果关系时，以金融包容作为金融发展广度的衡量指标，与金融深度指标一起构建金融发展的代理变量来探讨金融发展与经济增长之间的关系具有重大的理论与现实意义。

三、变量与数据说明

(一)金融包容指标

IMF从金融服务的可获得性和使用程度两个方面构建了一整套金融包容指标，并通过对世界187个行政管辖区的问卷调查而建立“金融可获得性调查”(Financial Access Survey，FAS)数据库。①问卷调查的对象为各国金融监管机构。详见IMF官方网站:http://fas.imf.org/.在2012年获得G20领导人批准后，该数据库不仅成为其成员国金融包容数据的重要来源，也是目前供给方面全球金融包容数据的唯一来源。②供给方面数据来源于各类金融机构(由各国金融监管机构收集统计)。与之相对应的是需求方面的数据，它来源于世界银行对金融服务使用者的问卷调查。目前只有世界银行2012年开始的对部分国家企业和2011年对148个国家(地区)个人金融服务使用的问卷调查数据。表1列出了该数据库中10个最基本的指标。③IMF的“FAS”数据库不包含直接融资的金融包容数据，包含部分非银行金融机构金融服务的可获得性和使用程度方面的数据，但数据残缺不全。

可以看出，供给方面的数据有一定的缺陷，因为部分人群可能持有多个银行账户，每1000成年人商业银行存款和贷款账户数量可能高估金融包容水平。因此，有必要用需求方面的数据加以补充。此外，与总量指标相比，人均指标能够更好地反映金融服务的使用。为此，本文依据金融包容的内涵，借鉴 Beck et al.(2007)［8］和IMF的“FAS”数据库，从三个维度设计了金融包容的7个指标(见表2)，其中延展性和覆盖度均反映了以银行业为代表的金融服务的可获得性。④发展中国家的金融体系大都以间接融资为主体，在正规金融体系中，商业银行居于主导地位，且受到严格的监管，其数据可获得性和数据质量也远高于非银行金融机构。根据金融包容的内涵，金融包容指正规金融体系(不包括非正规金融)金融服务的可获得性与使用状况。因此，以银行业为代表的金融包容指标可以较好地反映发展中国家正规金融体系的金融包容水平。

1.金融服务的延展性：反映金融服务的地理分布，一定地理范围内银行机构和ATM机数量越多，金融服务的便捷程度就越高。用每1000km2商业银行分支机构数量和ATM机数量来衡量，它们代表潜在客户到最近的银行营业网点和ATM机的平均距离。2011年世界银行对全球187个经济体个人金融服务使用情况的调查显示：在发展中国家，银行营业网点太远是普通居民没有银行账户的第三大原因，排在收入水平低下和账户收费太高之后。而农村地区，银行营业网点太远则与账户收费太高并列，为没有银行账户的第二大原因(Demirguc－Kunt and Klapper，2012［30］)。可见，在网络金融高速发展的今天，银行营业网点不足或者分布不均仍然是发展中国家金融包容水平低下的基本原因。因此，商业银行营业网点(分支机构与ATM机)的地理分布可以较好地反映发展中国家基本金融服务的可获得性。

2.金融服务的覆盖度：反映金融服务所覆盖的人口比。每10万成年人所拥有的银行机构和ATM机的数量越多，说明金融服务的人口渗透性越强，平均每个机构和ATM机所服务的客户数量就越少，金融服务的可获得性就越高，从而金融服务的覆盖面越广(Beck et al.，2007)。［8］更重要的是，银行营业网点的人口密度越大，银行业的市场竞争就越充分，这会更好地激励银行提高服务质量、降低账户收费，从而使得因银行账户收费过高等原因而被排斥的人口比例降低，金融包容水平得到提高。因此，银行营业网点的人口密度可以较好地衡量金融包容水平。

3.金融服务的使用度：包容性的金融体系不仅表现为经济主体可以获得金融服务，而且还表现为经济主体对金融服务的使用程度较高。指标5是持有银行账户的家庭比例，这不仅是使用银行服务的前提条件，而且也是使用银行服务的直接体现。指标6和指标7分别是人均商业银行的存款余额/人均GDP和人均商业银行贷款余额/人均GDP。很明显，这三个指标的值越大，金融服务的使用程度就越高。

以上金融包容1～4个指标的数据来自IMF的“FAS”数据库，第6和第7个指标根据FAS提供的数据计算而得。第5个指标理应来自对个人的问卷调查，但这方面实际数据的可获得性低。根据 Beck et al.(2007)［8］的研究，持有商业银行账户的家庭比例在1%的水平上与商业银行分支机构的地理密度和成年人口平均商业银行的存款账户数量显著正相关。①即持有银行账户家庭的比例=0.493+0.186log(每1000成年人存款账户数)+0.055log(每1000km2商业银行分支机构数量)，解释变量在1%置信度的水平上显著，且R2=75%，拟合度较好，测算数据与问卷调查获得的实际数据之间的相关系数为87%。即使将样本分为城市与农村两个部分进行回归，以及对收入最低的人口进行回归，结果不变。为此，本文参考 Beck et al.(2007)［8］的方法，估算出持有商业银行账户的家庭比例。

(二)金融包容综合得分

尽管有学者(Sarma，2008;［13］Chakravarty and Pal，2010;［14］田杰和陶建平，2012［18］)参考联合国人类发展指数的编制方法改进和编制了金融包容指数，但该方法对所有指标都赋予相同的权重而没有考虑不同指标的相对重要性。很显然，金融服务的使用取决于金融产品的供给与需求，相对于仅取决于金融服务供给的可获得性而言，应该被赋予更大的权重。因此，本文参考Gries et al.(2009)［5］和 Bittencourt(2012)［25］在对上述 7 个指标之间的相关性进行分析的基础上，采用更为传统的因子分析法进行降维处理。根据因子分析的提取原则，最终提取特征根大于1的两个因子来解释原有变量的总方差。从初始因子解的情况来看，第一个因子的特征根值为4.594，方差贡献率为65.63%;第二个因子的特征根值为1.075，方差贡献率为15.361%。二者的累积方差贡献达到81%，这较好地解释了原有变量的总方差。在采用方差最大法进行因子正交旋转后，两个因子的累积方差贡献率仍没有发生变化。通过旋转因子矩阵和回归分析法估计，最终可以得到因子得分系数矩阵，并计算出各国金融包容水平在两个因子上的得分(因篇幅所限，本文不再列示具体内容)。在此基础上，对因子得分系数矩阵得出的各国因子得分值进一步综合，采用提取因子的方差贡献率作为权重，分别乘以相应的因子得分值，从而得到一个能够从总体上反映出各国历年金融发展水平的综合指标。65个发展中国家金融包容的综合得分见表3。

表3 65个发展中国家金融包容的综合得分

(三)金融深度与经济增长指标

本文遵循金融发展文献中的标准做法(King and Levine，1993［31］)，使用私人部门信贷作为金融深度的衡量指标，它等于金融机构向私人部门发放的贷款与GDP的比值。一般认为，与向政府部门和国有企业贷款不同，向私人部门发放的信贷需要金融机构投入更多用于信息搜寻、风险管理等，因此，它比银行贷款或者金融机构资产等指标更好地反映了金融发展的深度 (Levine，2005［29］)。同时，绝大部分发展中国家的金融体系以间接融资为主体，证券市场不发达，证券交易规模较小，私人部门信贷可以较好地代表发展中国家的金融发展深度。此外，本文还参考Anwar和 Cooray(2012)［32］的方法，使用实际人均GDP来衡量经济增长。

(四)控制变量

为了控制其他变量对经济增长的影响，本文遵循标准的经济增长模型(Anwar and Cooray，2012［32］)，首先控制劳动与资本投入。同时，参考Alfaro et al.(2004)［33］与 Lee 和 Chang(2009)［10］等人的研究方法，控制进出口水平和外商直接投资规模，将其作为一国对外开放水平的代理变量。最后，城镇化水平一方面影响到经济增长(项本武和张鸿武，2013［34］)，另一方面也影响到金融发展，特别是金融包容。因为城镇化带来人口的聚集，有利于金融机构营业网点的布局和金融包容水平的提升，因此，本文控制了城镇化水平。具体的指标选择及其解释如表4所示。

表4 变量说明

(五)数据来源与描述性统计

本文的金融包容数据来自IMF的“金融可获得性调查”数据库，经过测算得到金融包容综合得分。金融深度指标——私人部门信贷数据来自世界银行“全球金融发展数据库”，实际人均 GDP(PGDP)来自 IMF。为了得到平稳序列又不改变变量的特征，本文对PGDP取自然对数，并记为：LnPGDP。剔除缺失样本后最终选用了2004～2011年65个发展中国家的面板数据，数据的描述性统计见表5。可以看出，发展中国家金融包容水平的中位数仅为－0.25，私人部门信贷占商业银行总信贷的比例的中位数也仅为31%，符合发展中国家金融发展的现状。

表5 变量的描述性统计

四、实证分析

(一)面板单位根与协整检验

本文首先对所有变量的面板数据进行单位根检验，判断数据是否平稳。如果平稳就可直接根据数据性质对方程(1)进行回归，分析金融包容、金融深化与经济增长之间的关系，估计三者之间的影响系数。如果面板数据都是非平稳的，但具有同阶单位根，则也可以进行面板协整分析，检验它们之间是否具有长期的均衡关系。最后利用基于面板误差修正模型的格兰杰因果检验来分析金融包容、金融深化与经济增长之间的短期和长期因果关系。

其中，i代表国家，t代表年份。GDP指的是实际人均GDP，FII和FD分别表示金融发展的两个维度——金融包容与金融深化，X则表示模型中的控制变量。从单位根检验结果可以看出，各变量的一阶差分序列不含有单位根，表现为平稳序列，同时样本数据也分别通过Pedroni协整检验和Kao检验，证明变量之间存在协整关系，可以进行回归分析。篇幅所限，本文不再列示具体结果。

表6是方程(1)的回归结果，也是本文的基本发现。从表6中可以看出，模型(1)和模型(2)分别使用了金融包容和金融深化指标。从结果上来看，无论是金融包容得分还是私人部门信贷都与实际人均GDP正相关，且在5%的置信度水平上显著。此外，这两个模型中，劳动人口比重、固定资产投资水平以及各国城镇化水平也都在1%的置信度水平上与经济增长显著正相关，而一国的贸易水平与外商直接投资则与经济增长的关系不显著。这一结果与Anwar和 Cooray(2012)［32］对进出口贸易在经济增长中作用的分析结论相同，但与他们对FDI的分析结论不同。在模型(3)中，我们将金融发展的两个维度——金融包容得分与私人部门信贷同时作为模型的解释变量，实证的结果与模型(1)和(2)相似，二者都与经济增长显著正相关。值得注意的是，金融包容水平每提高1个单位，实际人均GDP将提高0.024%，而当其他变量保持不变时私人部门信贷每提高1个单位，实际人均GDP仅提高0.00057%，前者是后者的40多倍。这非常清楚地表明，相对于金融深度来说，金融包容的经济增长效应更高，金融发展的“质”比金融发展的“量”更为重要。

表6 总体回归结果

(二)面板误差修正模型及因果关系检验

尽管上文已经证明，在发展中国家，金融包容、金融深化与经济增长三者之间存在长期正向的均衡关系，但还无法表明这三者之间因果关系的具体方向。本文运用 Engle和 Granger(1987)［35］提出的 E－G两步法，建立基于误差修正模型的Granger因果检验来进一步判断因果关系的方向。其间，第一步是取得方程(2)、(3)、(4)中的残差项 ζit。

第二步是建立误差修正模型来检验金融包容与经济增长之间的Granger因果关系。

其中，i=1，2，3…N，表示个体截面成员的个数，t=1，2，3…T，表示面板数据的时间跨度，△ 表示一阶差分，j表示滞后阶数，本文依据AIC信息准则所选择的最优滞后阶数为 1，ECMi，t－1是误差修正模型中的残差项。

长期因果关系的检验就是分别考察方程(5)、(6)、(7) 中的残差项系数 δ1和 δ2，它们代表了从非均衡向长期均衡调整的速度，该系数显著则说明存在长期因果关系，沿着这一路径的运动是持续的。至于短期因果关系，依据Granger因果关系检验原理，若方程(5) 中△FIIi，t－1的滞后项系数不全为 0，则表示在发展中国家，金融包容是经济增长的短期Granger原因，此时可以通过设置原假设为 H0：α11=α12=α1j=0 来检验;同理，若方程中△FDi，t－1的滞后项系数不全为 0，则表示金融深化是经济增长的短期Granger原因。相应 的，若 方 程(6) 中 △LnPGDPi，t－1以及△FDi，t－1的滞后项系数不全为 0，则表示在发展中国家中，经济增长是金融包容的短期Granger原因，金融深化也是经济增长的短期Granger原因，可通过设置原假设为H0：β11=β12= β1j=0，β21= β22= β2j=0 来检验;最 后 检 验 方 程 (7) 中 △LnPGDPi，t－1以 及△FIIi，t－1的滞后项系数是否不全为 0，来验证经济增长与金融包容是否是金融深化的Granger原因。最终，本文运用联合检验(Wald检验)来进一步判断因果关系，具体检验结果见表7。

表7 面板误差修正模型估计

由表7可以看出，在以上三个模型中，误差项前的系数都是显著的，且都通过了联合检验(Wald检验)。这表明，在发展中国家，金融包容、金融深化与经济增长在长期互为Granger因果关系，三者的长期均衡关系不仅对金融包容以及金融深化的短期偏离起到修正作用，同时也对经济增长的短期偏离起到了修正作用。因此，从长期来看，金融包容、金融深化与经济增长互相促进，即随着金融服务覆盖面和金融交易规模的扩大，更多的企业，特别是创新型小微企业获得了资金支持，这一方面促进就业水平的提高，另一方面通过刺激技术创新促进经济增长;同时，随着经济的增长与就业水平的提高，人均收入，特别是低收入者的收入水平上升，进而提高了人们对金融服务的需求。由此可见，经济增长对金融包容和金融深化存在“反馈”的作用。这也就是说，从长期来看，金融发展与经济增长既有“供给主导”的一面，也同时存在“需求遵从”的一面。这一结论与 Lee和 Chang(2009)［10］对金融发展和经济增长长期关系的分析结论相同。

需要强调的是，尽管金融包容与金融深化在长期都能够推动经济增长，但是，金融包容的经济增长效应远远高于金融深化。另一方面，在长期，金融包容与金融深化之间同样存在Granger因果关系，即金融包容水平的提高有利于金融交易规模的扩大，同时金融深化程度的提高则通过提高金融服务使用度促进了金融包容水平的提升。

从短期来看，在经济增长为被解释变量的模型中，金融包容综合得分和私人部门信贷滞后项前的系数都不显著，也未通过联合检验(Wald检验)。这说明，在短期，发展中国家的金融包容与金融深化都不是经济增长的Granger原因。与此同时，在后两个模型中，经济增长滞后项的系数也不显著，同样也未通过联合检验。这说明经济增长在短期也不是金融包容与金融深化的Granger原因。这与 Gries et al.(2009)［5］对撒哈拉沙漠以南非洲16国金融发展与经济增长因果关系的分析以及 Christopoulos和 Tsionas(2004)［23］对10个发展中国家1970～2000 年金融发展与经济增长的分析结论相同。可能的原因在于：一方面，在发展中国家，市场机制不健全，产权保护制度不完善，企业经营环境较为恶劣，政府治理效率低下，①世界银行对企业经营环境的研究报告显示:在189个经济体企业经营环境的排名中，经营环境最佳前20%基本上都是发达国家(地区)，而排名最后40%的几乎都是发展中国家(地区)。详见:http://www.doingbusiness.org/rankings.这一切决定了金融包容水平的提高以及金融深化发展难以在短期内刺激技术创新和带动就业，并促进经济增长;另一方面，发展中国家金融市场也不成熟、金融体系不健全，金融资源短缺且被少数金融机构所垄断，这样一来，经济增长在短期促进金融发展的作用也不显著。②为了考察2008年爆发的金融危机对发展中国家金融包容、金融深化与经济增长关系的影响，本文对2008～2011年设置了虚拟变量带入模型中进行回归。回归结果不变，虚拟变量不显著。篇幅所限，未列出回归结果。

五、结论与启示

金融发展与经济增长之间的关系一直是学术界研究的热点问题，相关的实证研究大都从金融发展的深度来衡量金融发展水平，且研究结论存在诸多争议。本文借鉴 Beck et al.(2007)［8］和IMF的“FAS”数据库，从三个维度设计了金融发展的广度——金融包容的7个指标，测算了金融包容的综合得分，与学术界广泛使用的金融深度指标——私人部门信贷/GDP一起构建了金融发展的代理变量。通过面板协整检验与误差修正模型，本文实证分析了65个发展中国家银行业金融包容、金融深化与经济增长之间的关系。

研究结果表明：从长期来看，金融包容、金融深化与经济增长之间存在双向Granger因果关系，金融包容和金融深度水平的提升有利于促进发展中国家的经济增长，同时经济增长对金融包容和金融深化有正向的反馈作用;而在短期，三者之间没有显著的Granger因果关系。同时，金融包容的经济增长效应远远高于金融深化。

本文的结论对于金融发展战略的制定和实施提供了有益的启示。从长期来看，推动金融包容体系的建立和促进金融深化都可以刺激经济增长，而经济增长也有利于金融包容和金融深度水平的提高，因此，通过金融发展促进经济增长的大方向是完全正确的。但对于发展中国家而言，要实现金融发展与经济增长之间的良性互动却绝非短期内可以完成，或者说推动金融深化和金融包容性发展对于促进经济增长的短期作用微乎其微，而经济增长推动金融包容和金融深化的短期效果也不显著。因此，政策制定者应从长远考虑，制定金融发展和经济增长的战略规划。

本文的另一个启示是金融发展战略重点的选择。对于发展中国家来说，金融发展的重点是保障更多普通居民和小微企业拥有公平获得金融服务的途径和机会?还是不断扩大金融交易规模，提高金融深度?本文结论给出的答案是显而易见的。由于金融包容的经济增长效应远远大于金融深化，正确的选择是前者，即让基本金融服务覆盖更广泛的人口(包括低收入者与小微企业)，在提高金融发展“质”的前提下提升金融发展的“量”，促进金融功能的充分发挥，并更有效地推动经济增长。但如果只关注金融深化而忽视金融包容水平的提升，金融资源将过分集中于少数利益集团，金融发展将呈现有“量”无“质”的特征，此时金融发展对经济增长的促进作用微乎其微。

此外，本文还为金融发展理论的深入研究提供了一条可行的思路：有必要突破原有的金融深化指标的局限性，从深度与广度两个视角深入探讨金融发展与经济增长之间的关系。

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