朱慶武

(寧夏大學 經(jīng)濟管理學院，銀川 750021)

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金融深化與經(jīng)濟增長的因果關系檢驗
——基于我國的實證分析

朱慶武

(寧夏大學 經(jīng)濟管理學院，銀川 750021)

摘要：選擇1993-2014年間的相關數(shù)據(jù)對我國金融深化與經(jīng)濟增長的因果關系進行分析，對金融深化的三個指標與經(jīng)濟增長率作基于VAR模型的Granger因果檢驗，結果發(fā)現(xiàn)：金融相關率與經(jīng)濟增長率在短期內(nèi)呈現(xiàn)負的相關關系，從長期來看金融相關率的發(fā)展有利于經(jīng)濟增長率的提高。貨幣化率與經(jīng)濟增長率之間存在正相關關系，但貨幣化程度的影響力在長期內(nèi)是逐漸減弱的。實際利率對經(jīng)濟增長的影響作用不明顯，不存在因果關系。

關鍵詞：金融深化；經(jīng)濟增長；Granger因果檢驗

西方經(jīng)濟理論關于金融深化與經(jīng)濟增長之間的關系有兩種觀點：一是認為金融深化能促進經(jīng)濟增長；二是認為金融深化是經(jīng)濟增長的伴生物。我國從1992年開始進行市場經(jīng)濟制度改革，1993年國務院頒布《關于金融體制改革的決定》，開始金融體制改革：規(guī)范證券市場，實現(xiàn)匯率并軌，進行銀行體系的股份制改革，發(fā)展和完善股票市場。這使得金融工具呈現(xiàn)多樣化，金融市場逐漸完善。與此同時，我國經(jīng)濟也實現(xiàn)了穩(wěn)定增長。那么，自金融體制改革以來，我國的金融深化與經(jīng)濟增長之間是否存在因果關系呢？把握好二者之間的相互關系對我國進一步加強金融體制的改革具有重要的指導意義。

一、文獻回顧

金融發(fā)展理論主要研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，其理論演進主要包括金融結構論、金融深化論、金融約束論、實證金融發(fā)展理論以及金融資源論。上世紀50年代至60年代，許多發(fā)達國家利用降低利率的手段刺激經(jīng)濟發(fā)展，但是這種手段對于發(fā)展中國家并不起作用，許多學者試圖找到適合發(fā)展中國家的金融發(fā)展理論。羅納德·T·麥金農(nóng)和愛德華·S·肖研究了金融和經(jīng)濟之間的相互影響以及各種金融中介在資金流動循環(huán)中的重要作用[1-2]。1966年休·T·帕特里克在《欠發(fā)達國家的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長》中指出，考慮金融和經(jīng)濟的相互影響作用要從需求和供給的角度考慮，他的研究成果推動了金融深化理論的形成。1973年麥金農(nóng)和肖在已有的研究基礎上提出了金融深化理論，稱為麥金農(nóng)-肖金融抑制和金融深化模型(M-S模型)，此模型反映了金融深化和金融抑制對經(jīng)濟發(fā)展的影響。金融深化理論被提出后許多國外學者對其進行了檢驗，不斷修正和完善該理論。King和Levine通過對80個國家1960-1989年間的經(jīng)濟增長和金融中介數(shù)據(jù)分析后指出，金融深化指標和經(jīng)濟增長指標之間在l%的水平下顯著正相關[3]。Demirguc-Kunt和Maksimovic則通過研究分析了近30個國家1980-1991年間公司層面的數(shù)據(jù)，認為債券市場和股票市場越發(fā)達、銀行信貸規(guī)模越高、法律體系越完善，公司外部融資的可得性越高，成本越低[4]。

我國學者對金融深化與經(jīng)濟增長之間的關系也進行了大量的研究。孟猛對二者之間的因果關系進行實證分析后認為，短期內(nèi)金融深化不會促進經(jīng)濟的增長，而長期金融深化程度的提高會促進經(jīng)濟增長速度的加快[5]。盧峰和姚洋運用中國29個省1991-2001年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融深化對經(jīng)濟增長的促進作用僅表現(xiàn)在沿海地區(qū)[6]。張軍和金煜根據(jù)中國29個省1987-2001年的面板數(shù)據(jù)檢驗發(fā)現(xiàn)，改革開放以來的金融改革對生產(chǎn)率具有顯著的正向影響，且具有地區(qū)差異性[7]。熊紅軼和張先峰使用我國1978-2004年間的數(shù)據(jù)，運用協(xié)整分析技術和格蘭杰因果檢驗實證分析我國金融深化與經(jīng)濟增長之間的關系后認為，金融深化一方面促進了金融的發(fā)展，同時也加劇了金融體系的脆弱性[8]。朱承亮、岳宏志和李婷運用柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的隨機前沿分析模型研究發(fā)現(xiàn)，金融機構的存款業(yè)務和貸款業(yè)務對效率提高有抑制作用，然而整體上金融發(fā)展對效率的提高具有較大的促進作用[9]。周凱和劉帥通過收集2000-2010年中國31個省份規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的動態(tài)面板數(shù)據(jù)研究指出，中國金融資源集聚對經(jīng)濟增長的促進作用比較顯著[10]。楊漢明和劉廣瑞以上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)，兩類股權代理成本與公司過度投資呈正相關關系，金融發(fā)展能夠減弱第一類股權代理成本與公司過度投資的正相關關系[11]。

學者們對金融深化與經(jīng)濟增長之間關系的研究大多是運用面板數(shù)據(jù)從某一個角度進行實證檢驗，少有綜合運用金融深化多個指標進行短期和長期的實證分析。本文試圖從金融深化理論的模型入手，選擇相應的金融深化指標，運用相關數(shù)據(jù)，采用Johansen協(xié)整檢驗和基于VAR模型的Granger因果檢驗，對我國金融深化與經(jīng)濟增長之間是否存在因果關系進行實證研究。

二、實證分析

基于數(shù)據(jù)的可得性和考慮到廣義貨幣量(M2)統(tǒng)計口徑的一致性，本文選擇1993年到2014年的相關數(shù)據(jù)作為研究樣本，采用貨幣化率(M2/GDP，記為 M)、金融相關率(FIR)、實際利率(R)三個指標來衡量金融深化程度[12-14]；經(jīng)濟增長指標選用經(jīng)濟增長率(RGDP)。數(shù)據(jù)來源于各年度《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《中國人民銀行統(tǒng)計季報》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及中國人民銀行統(tǒng)計網(wǎng)站。

貨幣化率(M2/GDP)表示經(jīng)濟貨幣化程度，即在全部經(jīng)濟活動中以貨幣衡量的交易活動所占的比重，體現(xiàn)了一國金融深化的程度，比值越大，說明經(jīng)濟貨幣化的程度越高。1993-2014年我國貨幣化率的變化趨勢如圖1所示。

圖1　1993-2014年貨幣化率的變化趨勢

金融相關率(FIR)是指一定時期內(nèi)社會金融活動總量與經(jīng)濟活動總量的比值，反映通過金融工具來促進經(jīng)濟活動的水平。金融相關率等于金融資產(chǎn)總量除以 GDP。金融資產(chǎn)總量包括M2、股票市價總值、債券余額三個組成部分。1993-2014年我國金融相關率的變化趨勢如圖2所示。

圖2　1993-2014年金融相關率的變化趨勢

實際利率R選取的是1993-2014年我國1年期實際儲蓄存款利率，其計算公式是：實際利率=(名義利率-通貨膨脹率)/(1+通貨膨脹率)。通貨膨脹率采用 CPI增長率。圖3是1993-2014年我國實際利率的變化趨勢。

圖3　1993-2014年實際利率的變化趨勢

從1993-2014年三個金融深化指標的變化情況來看，我國的金融深化總體上呈現(xiàn)不斷發(fā)展的趨勢，金融發(fā)展取得了很好的成效。

接下來對金融深化與我國經(jīng)濟增長之間的關系進行檢驗。由圖1和圖2可知該時間序列是非平穩(wěn)的，但可能會造成偽回歸，為保證回歸結果的無偏性和準確性，首先應對各經(jīng)濟變量的平穩(wěn)性進行ADF檢驗。

假設被檢驗序列包含常數(shù)項和趨勢變量，在回歸方程右邊加入因變量yt的滯后差分項 ΔyT來控制高階序列相關：

(1)

式中，α是常數(shù)，δt是線性趨勢函數(shù)，u是平穩(wěn)序列。擴展定義檢驗：

運用 EViews對原假設H0：η=0進行參數(shù)檢驗，檢驗結果如表1所示。

表1　時間序列平穩(wěn)性檢驗

注：表中的 ADF檢驗值、臨界值和 Prob.都是在5%的顯著性水平下的數(shù)值。

由檢驗結果可知，時間序列RGDP，F(xiàn)IR，M，R在水平數(shù)據(jù)的檢驗下，ADF的統(tǒng)計值都大于5%顯著水平下的臨界值，為非平穩(wěn)序列，不能直接進行回歸分析。而在一階差分后，dRGDP，dFIR，dM以及 dR在5%的顯著水平下是平穩(wěn)的；原時間序列是一階單整I(1)，RGDP，F(xiàn)IR，M，R是非平穩(wěn)的，而通過對這些時間序列的趨勢變化圖像觀察，它們的線性組合序列有可能是平穩(wěn)的，如果因變量能被自變量的線性組合所解釋，兩者之間就存在穩(wěn)定的均衡關系。協(xié)整的目的就是決定一組非平穩(wěn)的時間序列的線性組合是否具有協(xié)整關系，以及其線性回歸方程設定是否合理。因此，對差分序列進行基于回歸系數(shù)的 Johansen協(xié)整檢驗。

首先建立一個 VAR(p)模型：

(2)

式中α為調(diào)整參數(shù)矩陣，β為協(xié)整向量矩陣。協(xié)整檢驗結果如表2，表3所示。

表2　協(xié)整檢驗(Trace檢驗)

Trace test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

*denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis(1999) p-values

根據(jù)協(xié)整檢驗的原理，在5%顯著性水平下，若趨勢統(tǒng)計值小于臨界值，原假設不能被拒絕，變量之間不存在協(xié)整關系；若趨勢統(tǒng)計值大于臨界值，原假設被拒絕，說明變量之間存在協(xié)整關系，即變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。由檢驗的結果來看d RGDP，d FIR，d M，d R之間是存在協(xié)整關系的，即存在穩(wěn)定的均衡關系。

表3　協(xié)整檢驗(最大特征值檢驗)

Max-eigenvalue test indicates 2 cointegrating eqn(s) at the 0.05 level

*denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level

**MacKinnon-Haug-Michelis(1999) p-values

d RGDP，d FIR，d M，d R之間存在協(xié)整關系，但要它們之間是否存在因果關系，則需要進行Granger因果檢驗。在上述構建的VAR(p)模型基礎上運用EViews6軟件進行檢驗，結果如表4所示。

表4中，P值為不能拒絕原假設的概率，P值越小，原假設被拒絕的概率就越大。假定當P值足夠小，小于5%時，原假設被拒絕，兩個變量之間存在Granger原因。那么，由表4可知：d FIR，d M對于d RGDP的P值都小于5%，是d RGDP的Granger原因，存在顯著的因果關系；同時d RGDP對d FIR和d M；d FIR對d RGDP和d M；d M對d RGDP和d FIR的P值也都小于5%，因此這三個變量之間互為Granger原因，彼此都存在顯著的因果關系，即我國的經(jīng)濟增長率與貨幣化率、金融相關率存在互為因果的關系，經(jīng)濟增長率的提高能夠促進貨幣化率、金融相關率的發(fā)展，同時貨幣化率、金融相關率的發(fā)展反過來又能促進經(jīng)濟的增長。

對于原假設：d R不能Granger引起d RGDP，d FIR和d M的P值分別為63.01%，32.30%，77.81%，可見d R不是d RGDP，d FIR和d M的Granger原因，說明實際利率的變動與我國經(jīng)濟增長之間并不存在因果關系，在我國金融深化發(fā)展中實際利率與貨幣化率、金融相關率也不存在因果關系。d RGDP和d FIR不能Granger引起d R的P值分別為40.62%和10.12%，說明我國經(jīng)濟增長、金融相關率與實際利率之間不存在因果關系，但貨幣化率與實際利率之間卻存在著因果關系。

表4　Granger因果檢驗

dRGDP，dFIR，dM和dR四個變量的綜合影響程度存在顯著的Granger因果關系。dFIR，dM，dR能同時Granger引起dRGDP；dRGDP，dM，dR不能同時Granger引起 dFIR；dRGDP，dFIR，dM不能同時Granger引起dR。

根據(jù)估計的結果，分別可以得到以下的方程式：

dRGDP=0.368 802×RGDP(-1)-1.187 479×FIR(-1)-6.063 571×M(-1)，

(3)

dFIR=0.228 043×RGDP(-1)-0.326 316×FIR(-1)+3.931 188×M(-1)，

(4)

dM=0.018 369×RGDP(-1)+0.194 413×M(-1)，

(5)

dR=12.744 31×M(-1)-0.262 928×R(-1)。

(6)

時間序列模型分析影響關系可以考慮擾動項的影響是如何傳播到各個變量的，為了更好地觀察金融深化指標對經(jīng)濟增長影響的動態(tài)關系，本文運用脈沖響應函數(shù)進一步考察各金融深化指標對經(jīng)濟增長的影響過程和方向，檢驗結果如圖4，圖5所示。

圖4，圖5中，縱軸表示經(jīng)濟增長率RGDP，橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)，實線表示脈沖響應函數(shù)，代表了金融深化指標的變動對RGDP沖擊的反應，虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。從圖4可以看出，前4期金融相關率的正沖擊會給RGDP造成負的影響，在第4期達到最小值；從第4期開始金融相關率的正沖擊則給RGDP造成正的影響，雖然影響的力度不大，但影響的時間較長。從圖5可以看出，在前2期內(nèi)，貨幣化率的正沖擊會給RGDP帶來較大的正的影響，在第2期達到最高值，此后各期雖然貨幣化率的沖擊能夠帶來經(jīng)濟增長率的較小回升，但總體呈現(xiàn)下降趨勢，并且沖擊力逐漸減弱。

圖4　dFIR對dRGDP的沖擊圖

圖5　dM對dRGDP的沖擊圖

三、結論

本文利用金融深化的三個指標與經(jīng)濟增長率來檢驗我國金融深化與經(jīng)濟增長間的因果關系，所得如下結論：

(1)金融相關率與經(jīng)濟增長率在短期內(nèi)呈現(xiàn)負的相關關系，但在長期內(nèi)金融相關率的發(fā)展有利于經(jīng)濟增長率的提高。因此，我國金融的發(fā)展在長期內(nèi)必須重視提高金融相關率，發(fā)展壯大以及不斷完善金融市場，豐富金融工具，擴大金融資產(chǎn)。

(2)貨幣化率與經(jīng)濟增長率之間存在正的相關關系，但貨幣化程度的影響力在長期內(nèi)是逐漸減弱的。貨幣化率的提高反映了經(jīng)濟體系中資金在儲蓄和投資轉化過程中的流動情況，貨幣化率越高越能夠擴大實際的產(chǎn)出和收入，促進經(jīng)濟的發(fā)展。

(3)實際利率對經(jīng)濟增長的影響作用不明顯，二者之間不存在因果關系。這主要與我國金融體系中國有銀行的壟斷相關。由于市場缺乏競爭的利率配置，許多銀行貸款流向收益較少的企業(yè)，使得貸款資金的使用效率較低，這表明金融資源的配置不合理，造成利率的傳導機制失效。所以，我國金融的發(fā)展必須要對金融資源進行有效配置，創(chuàng)建有效的金融市場機制，使利率傳導機制發(fā)揮作用。

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(責任編校：李秀榮)

On the Causal Relationship Between Financial Deepening and Economic Growth：an Empirical Analysis Based on China

ZHU Qing-wu

(School of Economics and Management，Ningxia University，Yinchuan 750021，China)

Abstract：The author of this paper has analyzed the data about financial deepening and economic growth during the period of 1993-2014 in China，and conducted the Granger causality test of the three indicators of financial deepening and economic growth，based on the VAR model.The results show that there is a negative correlation between financial interrelations ratio and economic growth rate in the short term，but in the long term the development of financial interrelation ratio contributes to economic growth，that there is a positive correlation between the currency rate and economic growth but in the long run the influence of monetization is decreasing；and that the influence of real interest rates on economic growth is not obvious，with no causal relationship.

Key Words：financial deepening；economic growth；Granger causality test

作者簡介：朱慶武(1991-)，男，白族，云南保山人，碩士研究生，主要從事經(jīng)濟增長理論與政策研究。

中圖分類號：F830

文獻標志碼：A

文章編號：1672-349X(2016)01-0085-05

DOI：10.16160/j.cnki.tsxyxb.2016.01.016