郭 惠

（西安財經(jīng)學院研究生部,陜西 西安 710100）

上世紀八十年代，由羅默所建立的宏觀經(jīng)濟增長模型產(chǎn)生了 “內(nèi)生增長理論”，盧卡斯對該理論進行了進一步的完善，并將金融因素引入到了內(nèi)生增長理論體系中，試圖研究金融的發(fā)展以及金融發(fā)展經(jīng)濟增長的相互作用。該方面的研究主要包括了三個方面的問題：一是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相關性研究。如戈德斯密斯[1]使用金融相關比率和金融中介比率作為一國金融發(fā)展水平的衡量指標對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長進行了相關性分析；卡琳和梅耶[2]分析了多個國家金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相關關系。對發(fā)展中國家與發(fā)達國家進行比較，發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國家的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系緊密，而發(fā)達國家則沒有證據(jù)顯示不同類型的金融系統(tǒng)與經(jīng)濟增長之間有顯著的相關關系。我國學者周才云[3]對中國中部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相關關系進行研究，認為中部地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長顯著正相關和協(xié)整關系。二是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的因果分析研究。如我國學者曹嘯和吳軍[4]通過格蘭杰因果關系檢驗，分析了中國的金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；丁曉松[5]通過單位根和協(xié)整檢驗分析指出，金融發(fā)展對中國的經(jīng)濟增長有積極作用，但反過來作用不大；王琛[6]采用協(xié)整、誤差修正模型和格蘭杰因果檢驗分析，結果表明中國的金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長。三是金融微觀層面與經(jīng)濟增長關系的實證研究,得出了一些有意義的結論。

一 、數(shù)據(jù)選取與處理

本文的研究中選取了以下指標分別對經(jīng)濟增長與金融發(fā)展進行了度量：

（一）經(jīng)濟增長的指標

在已有研究成果中常采用國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況。本文中沿用此做法，為消除人口規(guī)模和通貨膨脹對計算結果的影響，文中用人均國內(nèi)生產(chǎn)總值來作為經(jīng)濟增長指標，并采用1992 年為基期的可比價計算所得的實際值，用RAG 表示。

（二）金融發(fā)展指標

1969 年,戈德史密斯在《金融結構與金融發(fā)展》中創(chuàng)造性地提出了一套衡量一國金融結構和金融發(fā)展存量和流量指標。麥金農(nóng)則以一國的貨幣存量(M2)與國民生產(chǎn)總值之比衡量一國金融發(fā)展水平。在前人研究的基礎上，本文用廣義貨幣M2 與GDP 的比率即M2/GDP 作為金融相關率指標，用FIR 表示。

（三）證券市場發(fā)展程度的指標

證券市場在整個金融市場體系中具有非常重要的地位，是現(xiàn)代金融體系的重要組成部分。文中用證券化比率與衡量證券市場發(fā)展程度。證券化率越高，意味著證券市場在國民經(jīng)濟中的地們越重要。證券化率指的是一國各類證券總市值與該國國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率，實際計算中證券總市值通常用股票總市值來代表，因此用股市總市值與GDP 的比值作為證券化比率指標，用DSM表示。

二、實證分析

（一）對經(jīng)濟序列的平穩(wěn)性檢驗

由于各變量的時間序列都呈現(xiàn)出強烈的上升趨勢。檢查序列平穩(wěn)性的標準方法是單位根檢驗。擴充的迪福-福勒（ADF）檢驗法是單位根檢驗中最常用的更具一般化的方法，其模型如下：

式中：tu 為白噪聲；Δ 為一階差分算子；t 為時間趨勢；p為滯后階數(shù)。ADF 檢驗模型通過滯后差分項來控制高階序列相關。

原假設為：H0：η=0，即序列存在單位根，非平穩(wěn)。如果序列經(jīng)過d 次差分后，具有平穩(wěn)性，則稱該序列為d 階單整序列，表示為：I（d）。

用EViews5.0 軟件分別對各變量及其一階差分序列進行ADF 檢驗,結果如表1 所示:

表1 變量的單位根平穩(wěn)性檢驗

2.檢驗類型(C,T,K)分別表示單位根檢驗方程中包含的常數(shù)項、趨勢項和滯后階數(shù).

從表1 可知，時間序列LRAG、LFIR 和LDSM 在10%的顯著性水平下都是非平穩(wěn)的，經(jīng)過一階差分后，變量在10%的顯著性水平下均通過顯著性檢驗。所以，上述變量屬于一階單整的時間序列，從而滿足協(xié)整檢驗的前提條件。

（二）協(xié)整檢驗

若非平穩(wěn)時間序列各變量之間存在協(xié)整關系，則對他們做回歸的結果仍是有效。

首先對變量LRAG、LFIR 和LDSM 進行回歸，為了消除殘差項序列相關,考慮帶殘差項的一階自回歸方程,用最小二乘法對模型進行估計，得到我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的長期均衡方程：

由模型的回歸結果可看出，模型的擬合優(yōu)度R2值很高，說明長期中，回歸方程能解釋金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的部分占99.89%；F 值較大,回歸方程的顯著性較強；由各變量的t 值可以看出，各指標的系數(shù)都是顯著的。

其次檢驗殘差序列是否平穩(wěn)，對回歸方程得到的殘差序列ut，進行單位根檢驗,以進一步求證變量是否存在協(xié)整關系。檢驗結果如下：

表2 殘差的單位根平穩(wěn)性檢驗

由表2 檢驗結果可知,在1%的顯著性水平下,拒絕原假設,殘差序列R 平穩(wěn)。因此, 協(xié)整關系成立，即金融發(fā)展、證券市場發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。從協(xié)整方程可以看出:金融發(fā)展每增加 1 個百分點,將導致經(jīng)濟增長下降0.277個百分點；證券市場發(fā)展每增加1 個百分點，將導致經(jīng)濟增長0.017個百分點。

（三）誤差修正模型(Error Correction Model ECM)

在確定變量之間存在協(xié)整關系后,可以構造誤差修正模型,以檢驗變量之間的相互調(diào)整速率及短期互動影響。對于（1，1）階自回歸分布滯后模型：

移項后得到：

誤碼差修正模型是將長期關系模型中的各變量以一階差分的形式重新構造，并將長期關系模型所產(chǎn)生的殘差序列ut作為解釋變量引入作為誤差修正項ECM，對變量間短期動態(tài)關系進行檢驗。

本文中反映金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間短期動態(tài)關系的誤差修正方程如下:

由于使用普通最小二乘法估計出的誤差修正模型存在變量不顯著的情況，并且可決系數(shù)較低。因此本文中使用加權最小二乘法來進行修正，權重為et=1/ut，修正后的回歸結果如下：

通過修正，各變量的系數(shù)在此10%的顯著性水平下均通過顯著性檢驗，與此同時，調(diào)整后的可決系數(shù)為0.9854，回歸方程的解釋力較強，方程顯著性檢驗的F 值也提高很多，回歸方程的顯著性更強。

回歸結果表明，短期內(nèi)，金融發(fā)展每增加1 個百分點,將導致經(jīng)濟增長下降0.480 個百分點；證券市場發(fā)展每增加1 個百分點，將導致經(jīng)濟增長0.017 個百分點。誤差修正項系數(shù)為負，符合反向修正機制，表明每年經(jīng)濟增長與長期均衡值的偏差中的48.0%被修正。誤差修正模型反映了經(jīng)濟增長受金融發(fā)展與證券市發(fā)展影響的短期波動規(guī)律。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

協(xié)整檢驗結果告訴我們，兩個變量之間存在著長期的均衡關系，但這種關系是否構成因果關系還有待進一步驗證。格蘭杰因果關系檢驗假定有關y 和x 每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中。它認為,如果x 的變化引起y 的變化,則x 的變化應該發(fā)生在y 的變化之前。檢驗的模型如下:

由于因果關系檢驗模型對滯后期的選擇較為敏感,可根據(jù)AIC 和SC 準則來確定滯后期。檢驗結果如表3：

表3 變量的格蘭杰因果關系檢驗

從上述檢驗結果可以看出:對于我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，在滯后2 階時，金融發(fā)展不是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，而經(jīng)濟增長是金融發(fā)展的格蘭杰原因。

三、研究結論

本文應用協(xié)整理論驗證了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關系，建立了誤差修正模型來反映金融發(fā)展、證券市場發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的短期動態(tài)關系，并通過格蘭杰檢驗對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間的因果關系進行了檢驗。

從長期均衡方程可看出，經(jīng)濟增長與金融發(fā)展呈負相關，負面效應為0.277，而與證券市場發(fā)展成正相關，正面效應為0.177。從反映短期動態(tài)關系的誤差修正模型也可得到同樣的結論。

格蘭杰因果關系表明，證券市場發(fā)展是經(jīng)濟增長的直接原因，而經(jīng)濟增長是金融發(fā)展的直接原因，經(jīng)濟發(fā)展促進了金融發(fā)展而不是相反。對于發(fā)展中國家來說，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的因果關系是很重要的，不同的因果關系方向意味著不同政策含義，因此應把更多的注意力放在其他增強經(jīng)濟增長的政策上，即應該強調(diào)促進實體經(jīng)濟增長的長遠策略。

[1]雷蒙德·W·戈德史密斯：《金融結構與金融發(fā)展》[M]，上海：上海三聯(lián)書店，1994 年，第78-86 頁.

[2]Carlin, W. and Mayer C., “Finance, Investment and Growth”, Journal of Financial Economics, 2003, 69(1), pp.191–226.

[3]周才云.《金融發(fā)展與經(jīng)濟增長:基于中部地區(qū)1990年～2006 年的實證研究》，《生產(chǎn)力研究》，2008 年6 月，第31-33 頁.

[4]曹嘯，吳軍.《我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的格蘭杰檢驗和特征分析》，《財貿(mào)經(jīng)濟》，2002 年5 月，第40-43 頁.

[5]丁曉松.《我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的協(xié)整分析》，《統(tǒng)計與決策》，2005 年1 月，第64-65 頁.

[6]王琛.《我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的實證分析》，《中共福建省委黨校學報》，2006 年2 月，第40-42 頁.