基于VAR模型下的金融发展在促进我国实体经济发展中的效果研究

刘晓玲，罗荣华

（1.北京工商大学，北京101118；2.北京印刷学院，北京102600）

一、引 言

中国十三五规划建议：加快金融体制改革，提高金融服务实体经济效率；推进股票和债券发行交易制度改革，提高直接融资比重，降低杠杆率；积极培育公开透明、健康发展的资本市场。对于金融发展与实体经济的关系，国内外学者主要从金融发展与经济增长的关系角度研究。国外一部分学者认为金融发展对经济增长有促进作用，这就是Patrick（1966）［1］所提出的“供给主导”（Supply-leading）论。以 Goldsmith（1969）［2］为代表的结构主义者认为，金融发展以金融资产的形式直接增加储蓄，从而促进了资本形成与经济增长。以Mckinnon（1973）［3］和 Shaw（1973）［4］为代表的金融抑制主义者认为，现金余额的实际收益率是资本形成及由此取得经济增长的关键性因素，政府对利率的管制使其低于均衡利率，资本未得到应有的回报，从而阻碍了经济增长，因此他们主张放松政府管制，实行金融自由化。King and Levine（1993）［5］的研究表明，金融发展水平与经济增长率、物资资本积累率以及资本配置效率的关系均是较为显著和稳健的正向关系。也有一部分学者持相反的观点，他们认为金融发展附属于经济增长，金融发展只是被动地对经济发展作出反应：经济增长带来的收入增加促使人们需要更多的金融服务，由此推动了金融发展（王晋斌，2007）［6］，这就是 Patrick（1966）［1］所提出的“需求遵从”（Demand-following）论。持这种观点的学者还有 Robinson（1952）、Lucas（1988）和 Stern（1989）［7］［8］［9］等。一部分学者通过实证研究认为，纯粹的“供给主导”论或“需求遵从”论并不符合实际，金融发展和经济增长之间的关系可能是双向的，即金融发展可能促进经济增长，反之亦然。如 Shan，Morris和 Sun（2001）［10］对 9个 OECD 国家以及中国的研究显示，约一半的国家的金融发展与经济增长之间存在双向关系。

近年来国内学者对金融发展与经济增长之间关系的研究成果很丰富，王晋斌（2007）［6］的研究表明：在金融控制强的区域，金融发展对经济增长没有显著的促进作用，而是一种负面作用；在金融控制弱的区域，金融发展与经济增长之间可能表现出一种“中性”的作用。武志（2010）［11］对我国金融发展与经济增长间关系进行经验研究，同时将发展经济学的观点与金融发展、经济增长间的“供给主导”和“需求遵从”理论假说进行综合分析，提出了一种新的理论假说：虽然金融增长能够促进经济增长，但金融发展的内在质却只能由经济增长所致。一些学者采用面板数据模型对这一问题进行了研究，如杨胜刚和朱红（2007）［12］运用中部六省的省级数据，对中部地区金融发展与经济增长总量、产业结构优化以及城镇化水平之间的长期关系和短期关系进行了研究。结果显示，中部金融发展与经济增长具有长期的均衡关系，金融发展能够为中部崛起提供有力的支持，但在短期无明显关系。赵勇和雷达（2010）［13］认为，经济增长方式在由投资推动向生产率主导的转变过程中存在着门槛效应，而金融发展水平的提高可以通过降低增长方式转变的门槛值来推动经济增长的集约式转变。何诚颖等（2013）［14］利用省际面板数据分析了金融发展与中国经济增长源泉之间的关系，其研究结果表明，贷款规模并没有对我国经济增长起到推动作用，反而起到了抑制作用。

纵观已有研究成果，一个明显的不足就是在度量金融发展时无一例外地将股票市场和债券市场排除在研究范围外。康继军等（2005）［15］指出，金融制度可区分为直接金融和间接金融两个部分①。正如王晋斌（2007）［6］指出，由于省略了股票市场发展与经济增长之间关系研究，无法从整个资本市场来判断中国金融发展与经济增长之间的关系。本文首次将直接金融和间接金融纳入研究视野，并控制政府支出、固定资产投资、进出口和人力资本对经济增长的影响，引入VAR模型的分析框架，以期更准确地分析金融发展对经济增长的影响。

二、变量与数据的选取

（一）经济增长

同国内外学者一样，本文用经济增长来表示我国实体经济发展。关于经济增长的度量，国内外学者使用很多不同的指标，如Levine and Zervos（1998）［16］采用人均实际GDP、资本积累、生产力进步和私人储蓄作为经济增长指标；武志（2010）［11］采用国内实际总产出和人均实际收入表示，等等。本文采用GDP增长率来衡量我国的经济增长，用gr表示。

（二）金融发展

本文将从金融发展规模、金融发展效率、股票市场和债券市场的发展来衡量我国金融发展。关于金融发展规模的衡量，国内外学者使用的指标有：M2/GDP、商业银行和其他存款货币机构对私有部门贷款/GDP、金融相关比（FIR）②、国有银行存贷款/GDP和贷款/GDP、国有银行存款/GDP、全部金融机构存贷款总额/GDP，如 Levine and Zervos（1998）、康继军等（2005）、武志（2010）、王晋斌（2007）、赵勇和雷达（2010）、杨胜刚和朱红（2007）、何诚颖等（2013）［16］［15］［11］［6］［13］［12］［14］。但是，如果考虑到国有银行存在大量的闲置储蓄，存贷款/GDP指标只能作为潜在的衡量金融发展水平的指标，因为大量的存款资金并没有形成真实信贷以及形成固定资产等投资，这样的衡量指标得到的结果会带来金融发展水平的“幻觉”，从而使这一指标衡量的金融发展水平不具有“实际”的可信性（王晋斌，2007）［6］。基于此，本文仅采用全部金融机构贷款余额/GDP来衡量真实金融发展水平，用dkb表示。

金融发展效率的衡量指标一般采用贷款/存款，即存贷比，如赵勇和雷达（2010）、王春丽和宋连方（2011）［13］［17］。而关于存贷比的含义解释，两者完全相反，前者认为，长期以来，中国银行贷款的发放常常是与特定的政策目标结合在一起的，地区信贷配额制度成为中央银行在不同地区间调配资金的重要手段。因此，存贷比的降低反映了中央银行对信贷市场的较少干预和较高的金融效率。而后者的解释完全相反，即存贷比越高，效率越高。本文认为前者的解释较为符合我国的实际情况，并以cdb来表示。

本文以 Levine and Zervos（1998）［16］所定义的上市公司总市值/GDP 指标来衡量股票市场的大小，用szb表示。债券市场的发展采用债券③余额/GDP来衡量其大小，用zqb表示。

（三）控制变量

由于影响经济增长的因素很多，因此从理论上来说，控制变量也很多。在实证研究中，学者们对控制变量的选择是存在一些差异的，但也有很多共同的地方。如杨胜刚和朱红（2007）、何诚颖等（2013）［12］［14］采用政府财政支出/GDP反映政府行为对经济增长的贡献；王晋斌（2007）、杨胜刚和朱红（2007）［6］［12］采用固定资产投资/GDP反映实物投资状况；王晋斌 （2007）、杨胜刚和朱红（2007）、赵勇和雷达（2010）［6］［12］［13］采用进出口总额/GDP 表示对外开放程度；杨胜刚和朱红（2007）、赵勇和雷达（2010）［12］［13］采用普通高校在校人数/总人口反映人力资本的发展状况。因此，本文也选取政府财政支出/GDP、固定资产投资/GDP、进出口总额/GDP和普通高校在校人数/总人口作为控制变量，分别用czb、tzb、jckb 和 rlb 来表示。

本文所有数据来自《新中国60年统计资料汇编》、WIND数据库和中国宏观经济信息网。

三、实证研究

本文采用的是VAR模型分析框架，包括单位根检验、协整检验、向量误差修正模型（VECM）的构建、长短期格兰杰因果关系检验、脉冲响应和方差分解等内容。

（一）单位根检验

检验时间序列平稳性的标准方法是单位根检验。目前有DF（Dickey-Fuller）检验、PP（Philips-Perron）检验、ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验、PP（Philips-Perron） 检验、KPSS （Kwiatkowski-Philips-Schmidt-Shin） 检验、ERS（Elliot-Rothenberg-Stock Point-Optimal）检验、NP（Ng-Perron）检验，常用的是前3种，本文选用PP（Philips-Perron）检验。

表1 PP检验结果

从上表可知，除了szb和czb分别在显著性水平为1%和10%下存在单位根外，其他序列在显著性水平为5%下均为非平稳序列，而经过一阶差分后的序列皆平稳，这说明原始序列是I（1）序列。

（二）协整检验

既然原始序列均为I（1）序列，则可进一步检验这些变量间是否存在长期稳定的协整关系。通常，检验变量间是否存在协整关系有两种方法：一种是EG两步法；一种是Johansen检验法。前一种方法通常用在2个变量间的协整关系检验中，由于本文涉及到5个变量，故采用后一种方法。应用该方法一个关键是确定差分项的滞后阶数，本文选取1④，检验的结果如表2和表3所示。

表2 迹统计量检验结果

表3 最大特征根统计量检验结果

从上表可知，两种检验结果都表明，在显著性水平为5%下，这些变量间至少存在1个，而至多存在2个协整关系，本文着重研究第一个协整关系，如下式所示。

上式中ECMt为误差修正项，小括号内是回归系数的标准差，中括号内是T统计量值。显然在显著性水平为1%下，回归系数都能通过显著性检验，而且通过PP单位根检验知ECMt序列平稳，这表明上述协整关系成立，即金融发展变量与经济增长间存在稳定的长期均衡关系。

从式（1）可知，dkb、cdb和szb的回归系数为负，只有zqb的回归系数为正，这表明金融发展规模和股市发展对经济增长没有起到正向作用，反而是抑制作用，这个结论与国内外一些学者的实证结果是一致的。根据何诚颖等（2013）［14］的分析，这种抑制作用的产生是由于贷款规模影响到了经济增长的两个源泉所致的：第一，贷款规模直接导致了我国TFP⑤增长率的下滑。根据王晋斌（2007）的分析，我国所实行的金融控制政策并没有真正发挥出金融部门的五个功能，至少在有效配置社会资本、进行公司治理和风险管理方面难以做到，这直接影响到了企业的正常运行以及研发创新等活动，导致了我国TFP积累能力的下降，因而抑制了经济增长；第二，贷款规模对城镇居民储蓄率起抑制作用。我国工业化的发展特点是以城镇为主的地理集聚发展，贷款规模对城镇居民储蓄率的抑制作用直接使得资金补充能力下降，进而影响到了经济增长。他同时指出，储蓄率的影响远不及TFP对经济的影响。因此，正是由于现有的金融控制政策抑制了我国TFP的增长，使得TFP对经济的巨大促进作用无法发挥出来，而与其他要素无直接关联。

另一方面，协整关系表明，金融发展效率的提高和债券市场的发展则有利于经济增长。这暗含着金融体制改革的一个目标是要提高金融体系的运行效率，大力发展债券市场，提高直接融资比重。

（三）误差修正模型（VECM）的建立

为了研究经济增长与金融发展变量间的短期和长期的格兰杰因果关系，本文在控制了政府支出、固定资产投资、进出口和人力资本对经济增长的影响后，建立了向量误差修正模型，表达式如下：

其中 Yt是 k 维非平稳序列，本文 Yt=（gr，dkb，cdb，szb，zqb）′，△Yt是 Yt的一阶差分，P为VAR模型中的滞后阶数，α为调整系数，ECMt为误差修正项，Xt是 d 维外生变量，本文 Xt=（czb，tzb，jckb，rlb）′。

表4 向量误差修正模型结果

由表4可知，误差项的回归系数都为负，这说明存在反向修正机制，即当经济增长与金融发展变量间的关系偏离长期均衡时，这种偏离会在下期得到修正，遗憾的是这些回归系数并没有通过显著性检验。这意味着这些金融变量不是经济增长的长期格兰杰原因，这可能是因为我国还是发展中国家，正处于新兴加转轨时期，各方面的体制机制还不成熟、不完善，特别是我国的金融市场相比于发达国家还处于较低的发展水平，还没有形成金融发展促进经济增长的长效机制；在以△gr为因变量的误差修正方程中，dkb和szb的回归系数为正，且在5%显著性水平下通过了显著性检验，而其他的误差修正方程中的所有系数都未通过显著性检验。这表明：贷款规模和股市的波动会造成经济增长的波动，只存在贷款规模和股市是经济增长的单向短期格兰杰原因，其他变量间并不构成相互的短期格兰杰原因。这和我国的实际也是基本吻合的：每当我国经济增长下滑时，政府总是会实施较为宽松的货币政策，而金融发展效率的提高是一个长期过程，因此短时期内无法通过提高金融发展效率来促进实体经济发展。

值得注意的是，本文选取的4个控制变量在5%水平下均显著，这进一步说明本文选取的控制变量是合适的。长期以来，我国的经济增长是依靠大量固定资产投资和增加出口实现的，整体上看中国采取的仍然是一种投资推动的外延式增长方式，全要素生产率在经济增长中的贡献相对较小，经济增长中的资本深化特征明显（赵勇和雷达，2010）［13］。另一方面，为了使经济保持平稳较快发展，我国政府长期以来实行积极的财政政策，特别是2008年金融危机以来，为了保增长，我国政府推行了4万亿的投资计划，有效地抵御了金融危机对我国经济的冲击，取得了良好的短期效果。然而，人力资本并没有促进经济增长，这可能是因为我国还没有建立畅通的人才流动机制，人才浪费和人才缺失的现象大量存在，人力资本并没有成为提高全要素生产率的因素，因而没有促进经济增长。

（四）脉冲响应函数

为了研究金融发展指标的冲击对经济增长的影响，本部分采用脉冲响应函数分析方法，结果如图1、图2、图3和图4所示。

图1 gr对dkb的响应

图2 gr对cdb的响应

从图1可知，当dkb受到一个标准差的正向冲击后，对gr的影响在第3期达到最大，为0.834%，此后上下波动，这说明dkb对gr的影响是不稳定的；从图2可知，当cdb受到一个标准差的正向冲击后，对gr的影响在第3期达到最大，为-2.25%，此后影响幅度有所减小，但始终为负值，这充分说明金融发展效率的提高对经济增长具有促进作用，这同从协整方程得到的结论是一致的。

图3 gr对szb的响应

图4 gr对zqb的响应

从图3可知，当szb受到一个标准差的正向冲击后，对gr的影响在第3期达到最大，为-1.31%，此后上下波动，但负影响幅度大于正影响幅度，这印证了之前协整方程中的股票市场发展不利于经济增长的结论；从图4可知，当zqb受到一个标准差的正向冲击后，对gr的影响在前3期为正，从第4期开始为负，并在第5期达到最大，为-0.62%，此后上下波动，这说明zqb对gr的影响是不稳定的。

综合4个图形，有一个明显的共同特点：金融发展变量的冲击对经济增长的影响是长期的，短期内没有收敛的迹象。

（五）方差分解

方差分解是为了研究各个解释变量对被解释变量的贡献程度。以下是金融发展规模、金融发展效率、股票市场和债券市场的发展对经济增长的贡献程度。

表5 方差分解结果

从上表可知，从方差的角度看，dkb和szb对gr的贡献相对较大，但还处于很低的水平，并且从前面的分析可知这种贡献是负向的；cdb和zqb对gr的贡献很小，但从前面的分析可知这种贡献是正向的。

四、结论及政策建议

本文基于VAR模型的分析框架，研究了金融发展促进我国实体经济发展的效果，通过协整关系检验、误差修正模型的建立、脉冲响应和方差分解等一系列实证分析，得出了以下几点主要结论：

第一，金融发展规模、金融发展效率、股票市场发展、债券市场发展与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系；金融发展规模和股票市场发展抑制了经济增长，而金融发展效率和债券市场发展则促进了经济增长。

第二，金融发展规模、金融发展效率、股票市场发展、债券市场发展不是经济增长的长期格兰杰原因；只有金融发展规模和股票市场发展是经济增长的单向短期格兰杰原因。另外，短期的经济增长还得益于政府财政支出、固定资产投资和进出口，政府这只“有形的手”干预经济的痕迹明显。

第三，金融发展变量的冲击对经济增长的影响是长期的，短期内没有收敛的迹象。

第四，金融发展规模和股票市场发展对经济增长的贡献相对较大，但还处于较低水平；金融发展效率和债券市场发展对经济增长的贡献相对较小。

基于以上结论，为了使我国金融发展更好地服务于实体经济，本文提出以下几点政策建议：

第一，深化金融体制改革，提高金融体系的运行效率。我国的金融市场是在政府主导下建立和发展起来的，实行的是一种金融控制政策而不是金融抑制政策，中国的内生金融发展转化为经济增长推动力的机制尚存障碍。我们要努力打破国有商业银行的垄断地位，扩大金融业对内对外开放，在加强监管前提下，允许具备条件的民间资本依法发起设立中小型银行等金融机构。同时，应当积极为金融中介等金融机构创造内生金融发展的环境，提高金融中介的运行效率，畅通金融发展与经济增长之间的传导机制。

第二，大力发展股票市场和债券市场，提高直接融资比重。党的十八届三中全会指出，要健全多层次资本市场体系，推进股票发行注册制改革，多渠道推动股权融资，发展并规范债券市场，提高直接融资比重。证监会要继续探索股票发行制度改革，逐步实现从审核制向注册制的转变，要从事前审核转变到事中、事后监管，对欲上市企业不做价值判断，而将其交由市场完成，支持符合条件的企业上市融资，从而推动实体经济发展；另一方面，融资难一直是我国众多企业面临的问题，特别是对于中小企业来说，资金短缺一直是制约其发展的瓶颈。这些企业大部分不具备上市融资条件，解决其融资问题的一个重要途径便是债券市场。因此，要大力发展债券市场，支持企业运用债务融资工具，发行中小企业集合债券。

第三，加快转变经济发展方式。要牢牢把握扩大内需这一战略基点，加快建立扩大消费需求长效机制，释放居民消费潜力，保持投资合理增长，扩大国内市场规模。出口、投资和消费是拉动我国经济增长的“三驾马车”，但长期以来出口和投资对经济增长的贡献一直很高。我国要实现经济平稳持续健康发展，主要还是要靠内需，特别是要拉动居民的消费，而不再是靠大规模的投资拉动。

注释：

① 就直接金融而言，资金的需求者首先在市场中发行股票、有价证券或其他的金融工具，而资金供给者在市场中通过购买资金需求者所发行的有价证券来贷出资金，这种资金的转移过程即为直接金融。间接金融则为资金的供给者将其闲置资金存入银行、信用合作社以及其他的储蓄机构，即金融中介，而资金的需求方再向金融中介借入资金，这种资金融通的方式即为间接金融。

② FIR=（M2+L+S）/GDP，其中M2为广义货币供应量，L为各类贷款（包括向政府提供的贷款），S为有价证券（包括政府债券、企业债券、金融债券、保险费以及股票市值）。

③ 包括国债、政策性金融债和企业债。

④ 滞后阶数的选取可通过VAR模型的最优滞后阶数确定，而VAR模型的最优滞后阶数通常选取AIC值最小时所对应的滞后阶数。经过反复试验，当滞后阶数为2时，VAR模型的AIC值达到最小，为-22.96，因此，检验协整关系时滞后阶数选取1是合适的。由于VAR模型并不是根据经济理论构建的，且其系数没有任何的经济意义，为了节省篇幅，本文未列示VAR模型的估计结果。

⑤ TFP（Total Factor Productivity），全要素生产率。

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［2］ Goldsmith，R.Financial Structure and Development［M］.New Haven:Yale University Press，1969.

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［4］ Shaw E.Financial Deepening in Economic Development ［R］.New York:Oxford University Press，1973.

［5］ King，R.，Levine，R.Finance and Growth:Schumpeter Might be Right［J］.Quarterly Journal of Economics，1993，108（3）：717-737.

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［14］ 何诚颖，徐向阳，陈锐，陈建青.金融发展、TFP 抑制与增长源泉［J］.经济学家，2013，5：75-85.

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