陳宇

（遼寧大學(xué)國際關(guān)系學(xué)院，遼寧沈陽110036）

俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究——基于1992-2012年數(shù)據(jù)的實證分析

陳宇

（遼寧大學(xué)國際關(guān)系學(xué)院，遼寧沈陽110036）

選取三個指標(biāo)分別代理俄羅斯金融發(fā)展這一變量，然后在理論分析的基礎(chǔ)上建立了計量模型，運(yùn)用時間序列回歸分析和Grange因果檢驗的計量方法，對俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行實證分析，同時還采用衡量股票市場和銀行兩個方面發(fā)展水平的指標(biāo)重新代理金融發(fā)展，進(jìn)一步作了穩(wěn)健性檢驗。研究表明：俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的線性關(guān)系，金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的Grange原因，同時也是投資的Grange原因，說明金融發(fā)展很有可能推動了投資活動，進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而在這一過程中，銀行可能發(fā)揮了更大的作用。

俄羅斯金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長；回歸分析；Granger因果檢驗

一、問題的提出

俄羅斯經(jīng)濟(jì)的市場化進(jìn)程中包含了一系列金融改革，其主要內(nèi)容：中央銀行的獨(dú)立、商業(yè)銀行的私有化、建立股票和債券市場、利率市場化、經(jīng)常項目下盧布可自由兌換等，是俄羅斯金融發(fā)展的具體體現(xiàn)。

俄羅斯金融發(fā)展過程曲折復(fù)雜，盡管僅從俄羅斯金融市場體系的建立和金融逐步深化來看，俄羅斯的金融發(fā)展取得了一定成就，但這種金融發(fā)展的成敗得失如何，迄今還缺乏明確的判斷標(biāo)準(zhǔn)。從經(jīng)濟(jì)市場化轉(zhuǎn)型的動機(jī)出發(fā)，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的目的是解決計劃經(jīng)濟(jì)的資源配置低效率問題，而市場經(jīng)濟(jì)配置資源的一個重要機(jī)制正是金融機(jī)制。金融發(fā)展是否成功，可能有金融深化程度、金融穩(wěn)定性等衡量標(biāo)準(zhǔn)，但其中一個更能說明問題的標(biāo)準(zhǔn)是它是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。Patrick.H. T（1966）［1］的研究表明，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，金融發(fā)展導(dǎo)致實際產(chǎn)出增加，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)趨于成熟時，經(jīng)濟(jì)增長反而拉動金融發(fā)展，這一結(jié)論已經(jīng)得到普遍證實。那么，這一結(jié)論在俄羅斯能否得到驗證，需要理論和實證的分析。

轉(zhuǎn)軌至今，俄羅斯經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了大起大落，20世紀(jì)90年代的轉(zhuǎn)型性經(jīng)濟(jì)危機(jī)和進(jìn)入21世紀(jì)后的資源依賴型經(jīng)濟(jì)增長中，金融發(fā)展的影響很難被孤立出來。2008年金融危機(jī)以來俄羅斯經(jīng)濟(jì)的艱難復(fù)蘇和目前的停滯狀態(tài)，倒可以從反面證明俄羅斯金融發(fā)展的滯后。總的來看，由于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的復(fù)雜性，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系可能并非線性，我們很難從表面上看出俄羅斯金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用。

那么，俄羅斯轉(zhuǎn)型以來金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在某種關(guān)系？本文試圖在前人研究成果的基礎(chǔ)上，建立自己的分析邏輯和計量模型，對俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長這一命題進(jìn)行驗證。

二、文獻(xiàn)回顧與評述

Berglof和Botton（2001）［2］采用金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)、流通中的貨幣和給家庭企業(yè)的貸款來衡量金融發(fā)展，認(rèn)為從1994年至1999年，俄羅斯銀行提供的私人部門信貸占GDP的比重逐漸增加，這表明俄羅斯金融發(fā)展迅速，但是俄羅斯經(jīng)濟(jì)卻停滯不前，可見金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長沒有明顯關(guān)系，金融對制造業(yè)轉(zhuǎn)型起到的作用很小，甚至在某些情況下，金融自由化可能削弱實體經(jīng)濟(jì)增長；TuuliKoivu（2002）［3］采用貸款和存款利率之間的差額、私人信貸總額/GDP衡量金融（銀行）發(fā)展，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)方法對1992-2002年轉(zhuǎn)型國家（包括俄羅斯）金融（銀行）發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，結(jié)果顯示第一個指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長負(fù)相關(guān)，第二個指標(biāo)的上升沒有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；Ulrich ThieBen（2004）［4］采用6個指標(biāo)（廣義貨幣/GDP、商業(yè)銀行相對于央行的重要性、非金融私人部門信貸/信貸總額、非金融私人部門信貸/GDP、債券總額/ GDP、股票市值/GDP）描述了1993-2002年俄羅斯金融發(fā)展?fàn)顩r，運(yùn)用增長回歸估計（和跨國比較）方法模擬1998年金融危機(jī)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，作者認(rèn)為銀行對于很多項目的評估、執(zhí)行與監(jiān)管都過于樂觀，而危機(jī)之后并沒有對相關(guān)的銀行結(jié)構(gòu)問題進(jìn)行改革，這會對長期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生很大的負(fù)面影響，并且政府對這些問題的忽視會加大這些負(fù)面影響，結(jié)果就是1998年至2002年金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用下降了約1%，如果俄羅斯金融十分強(qiáng)大，其對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用會達(dá)到2.2-7%。莊毓敏（2001，2004）［5］［6］從總量和結(jié)構(gòu)角度對俄羅斯銀行體系和實體經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了分析，作者認(rèn)為俄羅斯銀行體系規(guī)模小，結(jié)構(gòu)不合理，與非金融企業(yè)的發(fā)展不對稱，所以無法滿足非金融企業(yè)的大量信貸需求，因此銀行業(yè)對經(jīng)濟(jì)增長起不到促進(jìn)作用；Erelyn Moser、Thorsten Nestmann（2007）［7］認(rèn)為雖然人力資本與進(jìn)一步開放對外貿(mào)易可以維持俄羅斯進(jìn)一步經(jīng)濟(jì)增長，但是金融部門在俄羅斯經(jīng)濟(jì)增長中將扮演更重要的角色。更深層次發(fā)展的金融市場可以提高全要素生產(chǎn)率，從而減少經(jīng)濟(jì)增長對能源的依賴；余南平、潘登（2008）［8］通過分析俄羅斯金融行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，認(rèn)為俄羅斯更深層次的金融市場深化和金融效率的提高，可以帶動全社會生產(chǎn)率的提高，并可能有助于經(jīng)濟(jì)增長的多樣化，這對經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展將起到更加持久的作用；Berglof、Lehmann（2009）［9］認(rèn)為在20世紀(jì)90年代，金融機(jī)構(gòu)與金融市場主要向政府提供貸款、彌補(bǔ)政府赤字，而從2000年開始，受益于存款大幅增長，銀行開始擴(kuò)大家庭和企業(yè)的私人信貸份額，特別是通過貿(mào)易賬戶的資金流入以及通過資本賬戶轉(zhuǎn)化的快速貨幣擴(kuò)張，使私人信貸也由大型企業(yè)逐漸轉(zhuǎn)向中小企業(yè)。但是，私人信貸和股票型投資大都在能源、運(yùn)輸和公用事業(yè)三個方面，投資于制造業(yè)的規(guī)模較小，所以金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長發(fā)揮的作用有限；Nuno Carlos LEITO（2010）［10］采用私人信貸/GDP、存款銀行的資產(chǎn)衡量金融發(fā)展，運(yùn)用動態(tài)和靜態(tài)兩種面板數(shù)據(jù)的計量方法對1980-2006年31個國家（包括俄羅斯）的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析，結(jié)果表明金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；Daniel Berkowitz、Mark Hoekstra、Koen Schoors（2012）［11］采用四個指標(biāo)（由貸款人區(qū)域衡量的人均貸款額，由借款人區(qū)域衡量的人均貸款額，區(qū)域性銀行的集中程度和貸款利率）衡量區(qū)域性銀行發(fā)展水平，從區(qū)域性銀行的角度對21世紀(jì)初金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了實證分析，結(jié)果表明，區(qū)域性銀行的增加使貸款總額由14%上升至26%，但對投資和人均收入沒有影響，相反，私有銀行集中程度高的區(qū)域反而顯著降低該區(qū)域的投資和經(jīng)濟(jì)增長；ShigekiOno（2012）［12］采用M2/GDP、私人和非金融公共部門信貸總額/GDP衡量俄羅斯金融發(fā)展，運(yùn)用VAR計量方法對1999-2008年俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行實證分析，結(jié)論表明第一指標(biāo)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長則拉動第二指標(biāo)。

上述理論分析文獻(xiàn)沒有實證檢驗，所以說服力不強(qiáng)，實證分析文獻(xiàn)由于選取指標(biāo)以及樣本區(qū)間不同，所以結(jié)論存在差別，而且沒有作穩(wěn)健性分析，特別是沒有分析金融發(fā)展如何影響經(jīng)濟(jì)增長。本文的出發(fā)點(diǎn)即是選取多個指標(biāo)全面衡量俄羅斯金融發(fā)展，判斷俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長（避免指標(biāo)不同則結(jié)論不同）、金融發(fā)展如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長以及銀行與股票市場誰可能發(fā)揮更大的作用。

三、理論基礎(chǔ)、計量模型與指標(biāo)描述

Marco Pagano（1993）［13］使用一個簡單的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型—AK模型分析了金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制。在AK模型的穩(wěn)態(tài)水平下，經(jīng)濟(jì)增長率（g）是資本的社會邊際生產(chǎn)率（A）、儲蓄中轉(zhuǎn)化為投資的份額（φ）和私人儲蓄率（s）三者乘積的一個線性函數(shù)（δ為資本折舊率）：g=Aφs-δ

對該式兩邊同時取對數(shù)，得到如下方程：

lng=lnA+（lnφ+lns）

在穩(wěn)態(tài)水平下，金融發(fā)展通過兩種方式提高經(jīng)濟(jì)增長率：第一，改善資源配置，從而可以提高A，此為金融發(fā)展通過技術(shù)進(jìn)步這一路徑來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。這主要是基于以下兩個事實：其一是金融中介可以以相對較低的成本搜集信息，評估可替代的投資項目，從而使資金流入到高收益的項目，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，其二是金融中介通過分擔(dān)風(fēng)險，可以引導(dǎo)個體投資高風(fēng)險、但是卻有高收益的項目；第二，動員儲蓄、減少“漏損”，從而可以提高φ，此為通過資本積累這一路徑來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。這主要是基于以下兩個事實：其一是提高私人儲蓄率s增加投資，其二是銀行中介吸收存款后，并未將其全部轉(zhuǎn)化為投資，未轉(zhuǎn)化部分稱為“漏損”，這些“漏損”主要包括銀行中介提供服務(wù)而收取的傭金、稅負(fù)以及監(jiān)管費(fèi)用等，如果金融發(fā)展減少這些“漏損”、則會將更多的儲蓄轉(zhuǎn)化為投資。本文即主要驗證俄羅斯金融發(fā)展是否推動投資活動，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

借鑒G·Feder（1982）［14］的研究思路，把金融發(fā)展作為一項“投入”用于生產(chǎn)過程，我們得到包含金融發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)：

Y=f（A，F(xiàn)，K，H，I）

其中Y代表總的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，F(xiàn)代表俄羅斯金融發(fā)展，K代表資本投入，H代表人力資本投入，I代表制度。參照溫濤、冉光和、熊德平（2005）［15］的作法，取m=表示最高技術(shù)水平下的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)能力，此時經(jīng)濟(jì)面臨恒定的規(guī)模收益：

Y=mf（F，K，H，I）

對上式兩邊取全微分，整理得到下式：

參照一般文獻(xiàn)作法，Y采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）代理，K采用投資（INVEST）代理，同時為了使數(shù)據(jù)平穩(wěn)，我們都對變量取了對數(shù)，因此本文設(shè)定的計量模型如下：

lnGDP=α1lnF+α2lnINVEST+α3lnH+α4lnI+Зt

我們選取三個指標(biāo)代理金融發(fā)展（F），分別是：金融規(guī)模（FIR）：FIR=金融資產(chǎn)總額/GDP，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，金融資產(chǎn)總額=M2+股票總市值+保費(fèi)總額+私人信貸總額；金融效率（FE）：金融效率是指金融機(jī)構(gòu)和金融市場配置金融資源的效率，參考Martin ihák，AsliDemirgü-Kunt，Erik Feyen，Ross Levine（2013）［16］，金融效率為將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率，即：FE=私人信貸總額/總儲蓄，這一指標(biāo)除了能夠反映金融效率以外，同樣也可以反映銀行發(fā)展水平；金融結(jié)構(gòu)（FS）：不同國家的金融體系存在不同的金融結(jié)構(gòu)，所選取的指標(biāo)應(yīng)該反映本國金融體系實際情況。在俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型開始，政府成立了金融市場（包括股票市場和債券市場等），意圖充分發(fā)揮金融市場的作用，為契合這一意圖以及考察俄羅斯金融市場的作用，本文認(rèn)為：FS=證券類資產(chǎn)總額/金融資產(chǎn)總額，這可以反映金融資產(chǎn)中證券類資產(chǎn)對經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)，根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性，證券資產(chǎn)總額=股票總市值+保費(fèi)總額。以上指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來自世界銀行數(shù)據(jù)庫，保費(fèi)來自sigma。

投資（INVEST）的衡量投資的指標(biāo)采用固定資本形成總額，人力資本（H）的衡量指標(biāo)為高等教育入學(xué)率，數(shù)據(jù)來自世界銀行數(shù)據(jù)庫。制度（I）由Daniel Kaufman、ArtKraay、Mastruzzi（2013）［17］編制的制度質(zhì)量指標(biāo)體系來衡量，該體系包括六個指標(biāo)：言論自由與問責(zé)制、政治穩(wěn)定性、政府有效性、監(jiān)管質(zhì)量、法律法規(guī)、控制腐敗，該體系被EBRD和IMF多次引用，具有較高的認(rèn)可度。指標(biāo)取值范圍由低到高為-2.5～+2.5，本文的IQ為六個指標(biāo)的簡單算術(shù)平均，原始值為負(fù)，為計算方便調(diào)整為0～5。本文所使用的指標(biāo)都以2005年不變價格美元來衡量，單位為十億，從而消除了通貨膨脹因素的影響，Зt是擾動項。

四、實證結(jié)果分析

1.單位根檢驗

對于時間序列分析，我們首先要進(jìn)行單位根檢驗，以判斷該時間序列是否為平穩(wěn)的時間序列。如果該時間序列是平穩(wěn)時間序列，我們才可以對其進(jìn)行回歸分析。如果該時間序列是非平穩(wěn)時間序列，則我們需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理，判斷該時間序列是否為同階單整，然后我們再對該時間序列進(jìn)行協(xié)整分析，以判斷該時間序列所包含的變量之間是否具有長期均衡關(guān)系。

我們首先采用ADF檢驗法對每一個變量進(jìn)行單位根檢驗，以判斷該時間序列的平穩(wěn)性。顯示結(jié)果見表1。我們注意到所有自變量的初始指標(biāo)都是水平不穩(wěn)定的，而經(jīng)過一階差分后（lnH取二階差分），所有自變量都同時完全消除了單位根成為平穩(wěn)時間序列，參考洪占卿、郭峰（2012）年的作法，我們可以認(rèn)為該時間序列為同階單整。

表1　時間序列單位根檢驗

2.協(xié)整分析

鑒于本文采用三個指標(biāo)來衡量俄羅斯金融發(fā)展，因此我們在全部選取其它變量的同時，分別選取每一個金融發(fā)展指標(biāo)來代理金融發(fā)展這一變量，然后依次進(jìn)行Johansen協(xié)整分析，結(jié)果如表2所示。

表2　協(xié)整檢驗結(jié)果（樣本區(qū)間：1992-2012）

由表2可知，無論我們采用哪個一個指標(biāo)代理俄羅斯金融發(fā)展，協(xié)整檢驗結(jié)果都表明，存在超過1個以上線性無關(guān)的協(xié)整向量。這說明俄羅斯金融發(fā)展、投資、人力資本，制度以及國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長期均衡關(guān)系。

3.回歸分析

鑒于以上協(xié)整檢驗結(jié)果表明各變量之間存在長期均衡關(guān)系，因此我們可以利用相關(guān)時間序列回歸方法估計此長期均衡關(guān)系。我們首先運(yùn)用普通最小二乘法（OLS）對三個方程進(jìn)行回歸估計，并且利用BG方法和White方法分別對回歸結(jié)果進(jìn)行了自相關(guān)與異方差檢驗，結(jié)果表明各變量之間不存在自相關(guān)與異方差，這說明OLS估計值是有效且無偏的。但是宏觀經(jīng)濟(jì)理論表明當(dāng)期國內(nèi)生產(chǎn)總值一定對下一期的投資額度產(chǎn)生影響，因此我們選擇滯后期一的國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）作為工具變量，運(yùn)用二階段最小二乘法（2SLS）再一次對三個方程進(jìn)行回歸估計，并且我們對OLS和2SLS的估計結(jié)果作了Hausman檢驗，檢驗結(jié)果表明解釋變量中的確存在內(nèi)生性，這表明OLS的估計結(jié)果不具有一致性，而2SLS的估計值則是一致估計量。同時，過度識別檢驗結(jié)果表明工具變量是外生的，與擾動項不相關(guān)，而弱工具變量檢驗結(jié)果表明工具變量對內(nèi)生變量有較好的解釋力，因此這兩個檢驗結(jié)果表明我們選擇的工具變量是合適的。為了更進(jìn)一步對估計結(jié)果進(jìn)行驗證，我們?nèi)匀贿x擇滯后期一的國內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）作為工具變量，運(yùn)用最優(yōu)廣義矩估計（GMM）再一次進(jìn)行回歸估計，所有回歸估計結(jié)果都列在表3中。

由表3可知，首先，單純從計量方法的選擇方面，我們注意到運(yùn)用2SLS所得到的估計方程是最理想的回歸估計結(jié)果，因為統(tǒng)計P值為0.000，這表明回歸方程4、5、6中所包含的變量之間存在非常顯著的線性關(guān)系，而調(diào)整后R2都在99%以上，說明估計方程4、5、6的擬合程度很高，自變量幾乎可以全部對因變量的變化進(jìn)行解釋。同時，我們注意到無論我們運(yùn)用哪一種回歸方法，在所得到的全部估計方程1-9中，所有解釋變量系數(shù)的符號都是一致的，數(shù)值大小也沒有太大差別，所以這充分表明了我們的估計結(jié)果具有很強(qiáng)的可信性與說服力。

表3　時間序列數(shù)據(jù)系統(tǒng)回歸結(jié)果（樣本區(qū)間：1992-2012）

其次，在估計方程4、5、6中，每一個自變量系數(shù)的檢驗P值至少在5%顯著水平上是顯著的，說明自變量的系數(shù)是比較顯著的，可以在一定程度上解釋該自變量對因變量的作用大小。投資與人力資本的系數(shù)為正數(shù)，說明投資與人力資本都對俄羅斯的經(jīng)濟(jì)增長起到積極作用，這與宏觀經(jīng)濟(jì)理論及俄羅斯經(jīng)濟(jì)事實一致。而制度的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說明制度對俄羅斯的經(jīng)濟(jì)增長起到消極作用，這與很多文獻(xiàn)的結(jié)論相一致。

再次，在估計方程4、5、6中，俄羅斯金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融效率的系數(shù)均為正數(shù)，這說明在我們選擇的樣本區(qū)間內(nèi)，俄羅斯金融發(fā)展對本國的經(jīng)濟(jì)增長起到積極作用；另外，因為金融結(jié)構(gòu)與金融效率分別代理了俄羅斯股票市場與俄羅斯銀行業(yè)，所以也同時表明俄羅斯股票市場和銀行都對本國的經(jīng)濟(jì)增長起到積極作用；但是在其它自變量不變的條件下，在每一個回歸方法得出的估計方程中，金融效率的系數(shù)都略大于金融結(jié)構(gòu)的系數(shù)，這說明，對于俄羅斯經(jīng)濟(jì)增長而言，俄羅斯銀行的作用可能略大于俄羅斯股票市場的作用；可是就所有自變量整體而言，俄羅斯金融發(fā)展的系數(shù)值都明顯偏小，說明俄羅斯金融發(fā)展沒有成為本國經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)因素。

4.Granger因果檢驗

回歸分析有力地驗證了俄羅斯金融發(fā)展對本國經(jīng)濟(jì)增長的積極作用，但是不足以說明金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長以及是否通過推動投資活動來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。為此，本文對相關(guān)變量進(jìn)行Granger因果檢驗，其檢驗結(jié)果如表4所示。

表4　Granger因果檢驗

由表4可知，俄羅斯金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的一個Granger原因，即俄羅斯金融發(fā)展很大程度上可能促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，而金融效率與經(jīng)濟(jì)增長互為Granger原因，說明俄羅斯金融效率的提高很大程度上可能促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，同時經(jīng)濟(jì)增長很大程度上也可能提高了金融效率。同時我們注意到，金融發(fā)展（金融規(guī)模的擴(kuò)大和金融效率的提高）是投資的一個Granger原因，而投資很顯然促進(jìn)了本國的經(jīng)濟(jì)增長，這就說明俄羅斯金融發(fā)展的確推動了投資活動，進(jìn)而促進(jìn)了本國的經(jīng)濟(jì)增長。因為投資活動可以帶來資本積累，同時也可能帶來技術(shù)進(jìn)步，所以俄羅斯金融發(fā)展究竟是通過哪一條路徑促進(jìn)了本國的經(jīng)濟(jì)增長，是我們進(jìn)一步要研究的問題。

5.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗以上結(jié)論的準(zhǔn)確性，本部分選用新的指標(biāo)衡量俄羅斯金融發(fā)展，再一次運(yùn)用2SLS進(jìn)行回歸分析。參考Ross Levine（1990），股票市場我們選取衡量其流動性水平的指標(biāo)為交易比率：STY=股票交易額/GDP，銀行業(yè)我們選取衡量其競爭水平的指標(biāo)為利息差（衡量金融抑制程度）：IRD=貸款利率-存款利率（百分比）。根據(jù)理論，利息差越小，則φ越大，繼而可能會促進(jìn)長期經(jīng)濟(jì)增長，因此我們預(yù)測IRD的系數(shù)應(yīng)該為負(fù)數(shù)。為減少誤差，我們同樣對這兩個指標(biāo)進(jìn)行對數(shù)化處理。考慮篇幅原因單位根檢驗與協(xié)整分析并未列在正文當(dāng)中，只列出回歸結(jié)果和Granger因果檢驗，結(jié)果見表5和表6。

表5　時間序列2SLS回歸結(jié)果（樣本區(qū)間：1992-2012）

表6　Granger因果檢驗

由表5可知，回歸方程9、10同樣表明俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在明顯的線性關(guān)系，而且兩個方程同樣有很高的擬合程度。特別是與其它回歸方程相比，自變量系數(shù)的符號沒有改變、數(shù)值大小差別不大，說明俄羅斯金融發(fā)展的確對本國的經(jīng)濟(jì)增長起到積極作用。由表6可知，俄羅斯金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的一個Granger原因，同時也是投資的一個Granger原因，說明俄羅斯金融發(fā)展推動了投資活動，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。同時系數(shù)比較也說明銀行業(yè)可能比股票市場發(fā)揮了更大的作用，但金融發(fā)展沒有成為經(jīng)濟(jì)增長的主要因素?？傊?，通過穩(wěn)健性檢驗，我們的結(jié)論再一次得到證實。

五、結(jié)論與啟示

本文采用1992-2012年俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中的數(shù)據(jù)，把金融發(fā)展變量與其它變量組合在一起，運(yùn)用時間序列的回歸方法和Granger因果檢驗對俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了實證分析。研究表明：第一，俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌以來（1992-2012），俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在明顯的線性關(guān)系；第二，俄羅斯金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長；第三，俄羅斯金融發(fā)展通過推動投資活動，從而促進(jìn)了本國的經(jīng)濟(jì)增長，而在促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)增長的過程中，銀行業(yè)可能比股票市場發(fā)揮了更大的作用。

但是我們也注意到，俄羅斯金融發(fā)展尚未成為經(jīng)濟(jì)增長的主導(dǎo)因素，這給俄羅斯金融發(fā)展留有巨大空間。金融發(fā)展的方向應(yīng)該是如何更好地利于企業(yè)融資（特別是中小企業(yè)、非能源以及原材料企業(yè)）、更加充分發(fā)揮股票市場對中小企業(yè)融資的作用，特別是把金融行業(yè)的發(fā)展上升到產(chǎn)業(yè)層面上來，同時考慮金融行業(yè)的監(jiān)管與發(fā)展，這樣才能充分發(fā)揮俄羅斯金融體系配置資源的重要作用，才能夠更好地促進(jìn)本國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長。

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【責(zé)任編輯李菁】

G02

A

1674-5450（2015）02-0065-04

2014-10-25

陳宇，男，遼寧阜新人，遼寧大學(xué)世界經(jīng)濟(jì)博士研究生，遼寧石油化工大學(xué)講師。