郭范勇

（重慶工商大學，重慶　430067）

?

重慶市金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實證研究

郭范勇

（重慶工商大學，重慶430067）

摘要：本文基于資本對經(jīng)濟增長的促進作用，將資本分為實體資本存量和金融資本，再利用重慶市1997年至2013年金融和經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)，通過格蘭杰因果關系檢驗、VAR模型估計以及脈沖響應函數(shù)對經(jīng)濟增長和金融發(fā)展的關系進行了實證分析。結果表明：重慶市的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響不顯著；而經(jīng)濟增長對金融發(fā)展有顯著的促進作用，說明重慶目前還處于金融系統(tǒng)運行效率偏低的階段。

關鍵詞：VAR模型；脈沖響應函數(shù)；金融發(fā)展；經(jīng)濟增長

一、文獻綜述

經(jīng)濟增長是經(jīng)濟學發(fā)展過程中最為重要的一個問題。以斯密、李嘉圖以及穆勒等為代表的古典經(jīng)濟家認為貨幣供給是具有充分彈性的，貨幣是經(jīng)濟運行過程中的“面紗”，即使短期也是不會影響到經(jīng)濟增長的。然而，1929年至1933年的全球大蕭條徹底動搖了古典宏觀經(jīng)濟學的統(tǒng)治地位。經(jīng)歷長時期的掙扎，凱恩斯推出了一本革命性巨著，即《通論》（Keynes，1936）。在《通論》中，凱恩斯對薩伊定律和貨幣中性理論發(fā)起了挑戰(zhàn)。同時，宏觀經(jīng)濟學也開始從需求的角度分析了經(jīng)濟增長的問題。此后，對金融與經(jīng)濟增長關系的研究便如雨后春筍般的出現(xiàn)。Schumpeter （1939）在從理論體系方面分析了金融對經(jīng)濟增長的促進作用。Gurley和Shaw（1955，1956）強調金融中介通過動員儲蓄和提供信貸為投資提供所需資金，從而促進經(jīng)濟的發(fā)展。Mchinnon and Shaw（1973）根據(jù)發(fā)展中國家的金融體系，提出了“金融抑制論”，他們認為政府過多干預金融不利于經(jīng)濟發(fā)展，而放開利率管制和匯率管制有利于經(jīng)濟發(fā)展。Patrick（1966）研究了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關系，同時將兩者之間的關系分為“需求遵從”和“供給引導”兩種類型，并且認為在經(jīng)濟增長的初期主要是供給引導起主要作用。在實證研究方面，Goldsmith（1969）構造了金融深化指標，即金融相關率（FIR，financial interrelation ratio），并對35個國家的數(shù)據(jù)進行了實證分析，得出了金融發(fā)展與經(jīng)濟增長是正相關的。在此之后，King和Levine （1993）通過實證分析得出在長期內金融發(fā)展水平與長期經(jīng)濟增長有顯著正相關關系。

國內學者根據(jù)我國自身的經(jīng)濟狀況，對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系也做了一些理論和實證方面的研究。談儒勇（1999）從宏觀整體上研究金融與經(jīng)濟增長間的關系，并基于1993到1998年中國季度數(shù)據(jù)對中國金融支持和經(jīng)濟增長進行相關分析，得出金融中介與經(jīng)濟增長之間存在顯著正相關，而股票市場對經(jīng)濟增長的促進作用有限。武志（2010）在實證的基礎上，提出了一種新的理論假設：雖然金融增長能夠促進經(jīng)濟增長，但金融發(fā)展的內在本質卻只能由經(jīng)濟增長所引致。也有學者基于中國各地區(qū)經(jīng)濟增長和金融結構的不同，開始研究地區(qū)層面金融與經(jīng)濟增長間的關系。如冉光和（2006）基于東部和西部省級數(shù)據(jù)，運用面板數(shù)據(jù)單位根和協(xié)整方法，得出了中國東部和西部省市的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長具有明顯的地區(qū)空間差異。此外，還有一些學者對金融發(fā)展與局部區(qū)域經(jīng)濟關系做了實證研究。如李杰（2012）運用動態(tài)計量經(jīng)濟學的方法，實證得出，海南省的金融發(fā)展對當?shù)亟?jīng)濟增長有一定的促進作用。

目前，研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間關系的文章集中在金融本身與經(jīng)濟增長的關系，分析過程中忽略了其他重要的因素（如勞動力和真實資本投入）。此外，近幾年來重慶市的經(jīng)濟和金融都有較為快速的增長，且研究重慶金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的文章不多。因此，以重慶地區(qū)為研究對象，運用經(jīng)濟計量模型，梳理清楚金融發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展的關系有一定的理論價值和實用價值。

二、模型構建和數(shù)據(jù)收集

1、模型構建

假設1：在C-D生產(chǎn)函數(shù)的基礎上，技術進步中性，將資本要素分為實體資本Kr和金融資本Kf。

假設2：由于重慶市直轄以來，常住人口變動很?。磺覟榱藛为毢饬拷鹑谫Y本形成以及與之相關的真實資本要素對產(chǎn)出增長的影響，我們假設人口對經(jīng)濟沒有影響。所以，假設生產(chǎn)函數(shù)為：

式中，Y代表經(jīng)濟總產(chǎn)出，Kr代表真實資本投入，Kf代表金融資本形成水平。

對Y=f（Kr，Kf）兩邊取全微分可得：

再對Kf=h（Kc，Ks，Ki）兩邊取全微分可得：

式中，Kc為間接融資資本；Ks為直接融資資本；Ki為保險規(guī)模。

將dKf帶入上一個微分方程，可得：

將（?f/?Kr）、（?f/?Kc）、（?f/?Ki）、（?f/?Ks）視為不同的系數(shù)，最終可以建立以下模型：

式中，μ為隨機擾動項。

2、數(shù)據(jù)收集與處理

本文采用重慶市1997年至2014年的數(shù)據(jù)（以1997年直轄后數(shù)據(jù)為樣本）。對于實物資本存量的計算仍然采用Goldsmith于1950年開創(chuàng)的永續(xù)盤存法（Perpetual Inventory Method），其基本公式是：Kt=（1-σ）Kt-1+It。

其中，Kt為第t年的資本存量，It為第t年的固定資產(chǎn)投資，σ為原有資本存量的折舊率。由于缺失的年份較多，因此統(tǒng)一采用6%的折舊率。所有數(shù)據(jù)來自《重慶市統(tǒng)計年鑒》。

三、實證分析

1、單位根檢驗

由于選取的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，直接進行回歸分析可能會造成“偽回歸”問題。而將時間數(shù)據(jù)進行自然對數(shù)轉化，可以在不改變原數(shù)據(jù)協(xié)整關系的情況下，使趨勢線性化，消除時間序列中異方差現(xiàn)象。因此，對時間序列數(shù)據(jù)對數(shù)轉換并進行ADF單位根檢驗，檢驗結果見表1。

表1　ADF單位根檢驗結果

由表1可知，在5%和10%置信水平條件下，lnY、lnKr、lnKc、lnKs、lnKi均為非平穩(wěn)時間序列；但是其一階差分在5%或者10%的置信水平條件下都變成了平穩(wěn)的時間序列。

2、協(xié)整檢驗

通過ADF單位根檢驗可知，所有樣本時間序列一階差分后都平穩(wěn)了，即變量是同階單整，滿足協(xié)整檢驗的前提。下面采用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整檢驗，即通過對回歸方程的殘差進行單位根檢驗，來判斷線性回歸方程設定是否合理、穩(wěn)定。如果殘差序列是平穩(wěn)的，說明回歸方程的因變量和解釋變量之間存在穩(wěn)定的均衡關系。對估計得到的殘差序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表2所示。

表2　殘差ADF單位根檢驗結果

由表2可知，殘差序列在10%的置信度條件下是平穩(wěn)的，可以認為各變量之間存在協(xié)整關系，即經(jīng)濟增長與各種資本變量之間有長期穩(wěn)定的均衡關系。

3、誤差修正模型估計

經(jīng)濟增長同各資本變量之間存在長期均衡關系，但如果從短期來看，可能會出現(xiàn)誤差，對此可利用誤差修正模型來對模型進行更加精確的估計。模型估計結果為：

由上述誤差修正模型估計結果可知，真實資本的變動對經(jīng)濟增長的影響是非常顯著的。Kc、Ks和Ki變動對經(jīng)濟增長影響不顯著。并且由誤差修正項的系數(shù)可以看出，當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以0.47的力度作方向調整，將非均衡狀態(tài)恢復到均衡狀態(tài)。

4、Granger因果關系檢驗

由上述可知，重慶市的經(jīng)濟增長與各金融變量之間存在著長期的協(xié)整關系，但是這種協(xié)整關系是否構成變量之間的相互因果關系，還需要進一步通過格蘭杰因果關系檢驗進行分析。檢驗結果如表3所示。

表3　Granger因果檢驗結果

由表3的檢驗結果可以得出以下結論：第一，從真實資本存量與經(jīng)濟增長關系上看，真實資本存量規(guī)模的增加對經(jīng)濟增長有促進作用，而經(jīng)濟增長對真實資本存量的影響不明顯。第二，從直接融資和間接融資與經(jīng)濟增長關系上看，以信貸為代表的間接融資和以股票和債券為代表的直接融資對經(jīng)濟增長影響不顯著，反而是經(jīng)濟增長對信貸和股票的發(fā)展有很大的推動作用。第三，從保險同經(jīng)濟增長關系上看，它們之間的相互影響都不明顯。

5、動態(tài)關系分析

通過協(xié)整檢驗和誤差修正模型，得到了經(jīng)濟增長同金融規(guī)模間的長期均衡和短期修正效應，可以再利用VAR模型和脈沖響應函數(shù)對他們的動態(tài)關系進行分析。在基于格蘭杰因果檢驗的基礎上，對直接融資資本KS和間接融資資本KC同經(jīng)濟增長間的動態(tài)關系進行動態(tài)關系分析。

（1）lnKS和lnKC分別同lnY之間的VAR模型估計。建立滯后兩期的VAR模型，如下所示：

利用Eveiws對樣本數(shù)據(jù)回歸以后，可得到以下結果：

從式（8）、式（9）回歸的結果來看，滯后1期和滯后2期的直接融資資本和間接融資資本對經(jīng)濟增長的影響都是不顯著的；相反，經(jīng)濟增長對直接與間接融資資本都更為明顯。這與格蘭杰因果檢驗的結果是一致的。

（2）對lnKS和lnKC分別同lnY間的脈沖響應函數(shù)進行分析。對樣本數(shù)據(jù)進行運算后，結果如圖1—4所示。

圖1至圖4均為廣義脈沖響應函數(shù)曲線，橫軸代表滯后階數(shù)，縱軸代表lnKS和lnKC分別同lnY間的脈沖響應程度。

從圖1和圖2對比，發(fā)現(xiàn)lnY對lnKC脈沖的響應與lnKC對lnY脈沖的響應均滯后0.5期，到第3期后達到穩(wěn)定狀態(tài)，此后幾乎保持這種平穩(wěn)狀態(tài)。說明間接融資資本能在一定程度上促進后期的經(jīng)濟增長；同時經(jīng)濟增長也能引起后期的信貸資本的增長。但是，從響應程度來看，經(jīng)濟增長對于以信貸為主的間接融資資本會更為顯著，這也同前面格蘭杰因果檢驗和VAR模型估計結果相一致。

圖3表示lnKS對lnY實施沖擊后，lnY的響應函數(shù)時間路徑。lnY對lnKS沖擊的響應幾乎為零，說明直接融資資本對經(jīng)濟增長的影響不顯著。

圖4表示lnY對lnKS實施沖擊后，lnKS的響應函數(shù)時間路徑。從圖中可以得出：lnKS對lnY沖擊的響應在滯后2期后達到平穩(wěn)狀態(tài)，說明經(jīng)濟增長對直接融資資本規(guī)模的增長有較為顯著的影響。

四、結論和建議

1、結論

實證結果表明：重慶地區(qū)經(jīng)濟增長與真實資本存量和各金融變量之間存在協(xié)整關系，即在長期內呈現(xiàn)均衡一致的關系。短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項將以一定的力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。從誤差修正模型估計結果、Granger因果關系檢驗以及動態(tài)分析的結果來看，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用是很有限的；相反，經(jīng)濟的快速增長對金融的發(fā)展有較強的促進作用。

圖1　lnY對lnKC脈沖的響應

圖2　lnKC對lnY脈沖的響應

圖3　lnY對lnKS脈沖的響應

圖4　lnKS對lnY脈沖的響應

2、建議

實證驗證結果與Patrick（1966）研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間因果關系的實證結果相同。這說明重慶經(jīng)濟過去十幾年一直處于經(jīng)濟增長的初期階段，即表現(xiàn)為經(jīng)濟增長促進金融發(fā)展的“供給引導”階段。如果金融發(fā)展是供給導向型的，那么改革金融體制、提高金融效率將有助于經(jīng)濟增長。

因此，首先應該對金融體制進行改革。理順政府與金融企業(yè)關系，推進金融主體的多元化發(fā)展；尊重金融主體的創(chuàng)新精神，探索金融制度創(chuàng)新模式。其次，應該加快利率市場化的步伐。價值規(guī)律是市場經(jīng)濟的基本經(jīng)濟規(guī)律，價格是最敏感、最有效的市場信息。信貸政策要逐步轉化為市場調控為主，更多地采取利率工具的價格手段。這樣才能提高信貸使用效率，合理配置信貸資源，增強間接融資對經(jīng)濟增長的促進作用。再次，針對重慶市直接融資資本對經(jīng)濟推動作用不顯著問題，應支持國家推進注冊制和上市公司退市制度。鼓勵本地區(qū)大企業(yè)發(fā)債融資；政府要提高地方國債的使用效率，進而提高股票融資和債券融資對企業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長促進作用。

參考文獻

[1]袁志剛、宋錚：高級宏觀經(jīng)濟學[M].上海：復旦大學出版社，2010.

[2]Joseph A.Schumpeter，A Theoretical，Historical，and Statistical Analysis of the Capitalist Process[J].The American Historical Review，vol.46，No.1.

[3]Gurley，John G and Edward S.Shaw，F(xiàn)inancial Aspects of Economic Development[J].American Economic Review，vol.45，No.4.

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

[5]Patrick，Hugh T.Financial Development and Economic Growth in the Underdeveloped Country [J].Economic Development andCultural Change，vol.14.

[6]Raymond W.Goldsmith，F(xiàn)inancial Structure and Development[J].The Journal of Finance，vol.25，No1.

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

[8]談儒勇：中國金融發(fā)展和經(jīng)濟增長關系的實證研究[J].經(jīng)濟研究，1999（10）.

[9]武志：金融發(fā)展與經(jīng)濟增長：來自中國的經(jīng)驗分析[J].金融研究，2010（5）.

[10]冉光和、李敬、熊德平、溫濤：中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的區(qū)域差異——基于東部和西部面板數(shù)據(jù)的檢驗和分析[J].中國軟科學，2006（2）.

[11]李杰、步國榮、李堅：海南金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系研究[J].當代經(jīng)濟，2012 （3）上.

（責任編輯：劉冰冰）