【摘要】依據(jù)我國1952～2015年的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文通過利用滾動因果的方法來研究金融深化與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。通過實證研究發(fā)現(xiàn)我國的金融深化與經(jīng)濟增長并沒有形成相互促進的因果關系，目前雙方只是單向因果關系：即金融深化促進經(jīng)濟增長而經(jīng)濟的增長并未反過來促進金融深化。

【關鍵詞】金融深化 經(jīng)濟增長 動態(tài) 滾動因果

一、前言

Goldsmith[1]在《金融結構與經(jīng)濟發(fā)展》一書中對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系進行了開創(chuàng)性研究，與此同時Shaw[2]與Mckinnon[3]在文章中通過研究金融深化論和金融壓抑論闡述了一國金融深化與該國經(jīng)濟發(fā)展之間存在一種互相刺激、互相制約的關系，從而使這一領域越來越多的受到更多學者的關注。但是長期以來，關于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系，實證研究和理論研究都存在一定的爭議。國內外學者對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間關系各持己見，總的來說可以歸納為兩方面：一方面的文獻是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間沒有相關關系；另一方面的文獻是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在相關關系，盡管不同學者通過研究的出的結論不盡相同，但可以肯定的是，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著緊密聯(lián)系。本文根據(jù)我國實際情況，建立數(shù)學模型來研究金融深化與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。

二、文獻綜述

我國學者在消化國外先進理論成果的同時，積極探索中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的相互關系。孟猛通過實證分析后認為二者之間的因果關系是：金融深化短期內不會促進經(jīng)濟的增長但在長期會提高經(jīng)濟增長[4]。盧峰和姚洋運用我國29個省1991～2001年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在金融壓抑的經(jīng)濟體中，僅沿海地區(qū)金融深化對經(jīng)濟增長具有促進作用[5]。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，且由于沿海和內地的金融深化模式存在差異因此其作用也具有地區(qū)差異性[6]。熊紅軼和張先峰運用協(xié)整分析技術和格蘭杰因果檢驗實證分析我國1978～2004年間的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)金融深化一方面促進了金融的發(fā)展，而另一方面則加劇了金融體系的脆弱性[7]。朱承亮、岳宏志和李婷通過運用柯布—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)務對我國經(jīng)濟的發(fā)展具有促進作用而貸款業(yè)務對經(jīng)濟效率提高卻有抑制作用，但是從整體上看金融發(fā)展對經(jīng)濟效率的提高仍然具有較大的促進作用[8]。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)的靜態(tài)角度來進行實證檢驗，少有研究金融深化與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。本文試圖從動態(tài)的角度對我國金融深化與經(jīng)濟增長之間是否存在相關關系進行實證研究。

三、數(shù)據(jù)說明與模型

按照戈德史密斯[1]的定義，金融深化意味著金融資產(chǎn)相對于社會總產(chǎn)出的比重上升，貨幣化指標（M2/GDP）是對金融深化衡量的一個指標。由于其定義相對明晰，而且統(tǒng)計數(shù)據(jù)也相對完整，因此，我們用貨幣化程度（M2/GDP）作為衡量我國金融深化的指標。而經(jīng)濟發(fā)展水平的變化，我們用人均GDP來進行衡量。本文選擇的樣本數(shù)據(jù)年限為1952～2015年，這些計量檢驗的數(shù)據(jù)主要來自相關統(tǒng)計年鑒，并進行整理與計算得出，同時為了消除所有數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性給研究結果引致的異方差性，本文將所用數(shù)據(jù)都取對數(shù)。

四、實證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

本文首先對變量金融深化（簡寫M2GDP）和經(jīng)濟增長（簡寫RGDPPC）進行平穩(wěn)性檢驗。本文首先運用了ADF和PP檢驗單位根的穩(wěn)定性，通過檢驗結果發(fā)現(xiàn)，由于樣本期內經(jīng)濟增長波動太小，在水平數(shù)據(jù)的檢驗下時間序列M2GDP和RGDPPC ADF和PP的統(tǒng)計值都大于1%顯著水平下的臨界值，因此這是非平穩(wěn)序列，不能直接進行回歸分析。為此我們進一步檢驗相關變量一階差分前后的ADF和PP檢驗結果發(fā)現(xiàn)，差分后更為平穩(wěn)，因此序列M2GDP和RGDPPC遵循Ⅰ（1）過程。

（二）參數(shù)穩(wěn)定性檢驗

為了研究金融深化與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系，本文利用二元VAR模型，通過滾動窗口的格蘭杰因果檢驗研究不同時間段內金融深化與經(jīng)濟增長之間的動態(tài)關系。首先對全樣本的數(shù)據(jù)構建一個二元VAR模型，根據(jù)AIC信息準則，我們選擇最優(yōu)滯后期1，窗寬12。由于我國經(jīng)濟環(huán)境的變化，M2/GDP與人均GDP之間可能存在結構性變化，這種結構性變化容易導致VAR模型參數(shù)不穩(wěn)定，進而會隨著樣本區(qū)間發(fā)生變化影響結果的變化。因此，我們還需要對參數(shù)的穩(wěn)定性進行檢驗，從而來判斷兩個變量之間是否存在結構性變化，以及上述全樣本檢驗結果是否存在誤差。

我們首先觀察兩個變量短期參數(shù)的穩(wěn)定性。我們設定P值計算過程中Bootstrap循環(huán)次數(shù)為2000。M2/GDP和人均GDP等式及VAR模型的短期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗結果如表1所示。

由檢驗結果可知，SupF和AveF的P值接近零，說明檢驗結果拒絕原假設，即變量參數(shù)短期不穩(wěn)定，而ExpF和Nyblom-Hansen的P值大于零，說明檢驗結果顯示參數(shù)在短期內具有穩(wěn)定性。但通過對比我們發(fā)現(xiàn)，從整體而言，金融深化與經(jīng)濟發(fā)展的短期參數(shù)仍具有較強的不穩(wěn)定性。這也就意味著，金融深化與經(jīng)濟增長之間的相互影響在短期內具有結構性變化。接下來進行長期內參數(shù)穩(wěn)定性的檢驗，M2/GDP與人均GDP長期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗結果如表2所示：

由表中檢驗結果可知，AveF、ExpF、NyblomHansen的P值均大于零，表明參數(shù)具有長期穩(wěn)定性，僅SupF的P值為零，說明檢驗拒絕原假設。因此，在長期內參數(shù)較為穩(wěn)定，即金融深化與經(jīng)濟增長之間的相互影響在長期內不具有結構性變化。

（三）滾動窗口檢驗

通過上述短期和長期的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗我們發(fā)現(xiàn)金融深化與經(jīng)濟增長之間存在短期結構性變化而在長期則不存在相關問題。為了克服結構化對兩個變量因果關系之間的相互影響，本文使用了滾動窗口技術來進一步研究這個問題。運用滾動窗口方法研究的關鍵是設定固定窗口的寬度。Balcilar[9]等認為窗口期越大其估計的有效性越高，但也會帶來另一個負面影響就是相應的結果會發(fā)生較大的誤差；而窗口期變小，則會帶來上述的相反效果。因此在綜合考慮估計的自由度需求和結構性變化特性后，本文最終把固定窗口寬度設定為12（相當于全樣本的18.75%）。同時為了提高檢驗估計量的準確性，在每個子窗口樣本中我們運用殘差自舉法，自舉循環(huán)次數(shù)設定為1000。

左圖中報告的是滾動窗口檢驗的Bootstrap-p值。其原假設為M2/GDP非人均GDP的格蘭杰原因。從結果中可知，1971年到1979年，1993年到2001年，2007到2008年，2010年到2011年中的p值小于0.1，即在這些時期的子樣本中M2/GDP對人均GDP存在影響，即金融深化對經(jīng)濟發(fā)展存在影響。說明我國的貨幣化過程對經(jīng)濟增長產(chǎn)生一定影響。

右圖中報告的是滾動窗口檢驗的Bootstrap-p值。其原假設為人均GDP非M2/GDP的格蘭杰原因。從結果中可知，只有1971年到1984年之間的p值小于0.1，即在這些時期的子樣本中人均GDP對M2/GDP存在影響，即在這段時間產(chǎn)生了經(jīng)濟發(fā)展對金融深化的影響。從而我們可以看出，經(jīng)濟發(fā)展對金融深化的影響是短暫的，而在長期并不存在顯著地影響。

滾動因果檢驗的估計系數(shù)能夠更加清晰地衡量金融深化（M2/GDP）和人均GDP之間的影響方向和影響程度。圖2顯示了滾動因果檢驗估計系數(shù)的均值和上下界，陰影部分為對應圖1中存在格蘭杰因果關系顯著的時期。從左圖我們可以看出在1971年到1979年和2007到2008年這段時間，金融深化即本文代表貨幣化程度指標M2/GDP對經(jīng)濟增長具有顯著負作用。本文認為這是由于在這兩個時間段，世界分別發(fā)生大規(guī)模的經(jīng)濟危機，我國為緩解危機而進行救市計劃，如我國在2008年到2010年持續(xù)進行4萬億的投資，從而拉高貨幣化指標M2/GDP的數(shù)值，但是鑒于當時經(jīng)濟環(huán)境的惡劣，并沒有帶來快速的經(jīng)濟增長，因此兩者存在一種負相關關系。而從右圖中我們可以看出，1971年到1984年之間經(jīng)濟增長對貨幣化程度具有顯著正效應，這是由于我國在1978年實施改革開放，因此經(jīng)濟得到快速增加，從而刺激經(jīng)濟增長，同事也帶來貨幣化程度的提高，但這是短暫的，在后期的經(jīng)濟發(fā)展中并未出現(xiàn)相應的貨幣化的提高。由此我們可以看出，我國的金融深化推動了經(jīng)濟的發(fā)展，金融深化處于供給導向的金融發(fā)展模式，而經(jīng)濟的增長并未反過來促進金融深化，金融深化和經(jīng)濟增長的相互促進的循環(huán)機制尚未建立。

五、結論

本文主要運用了全樣本因果檢驗和滾動窗口檢驗方法，對金融深化與經(jīng)濟增長間相互影響的問題進行了深入研究。實證研究結果表明：（1）金融深化與經(jīng)濟增長間的影響在短期內具有結構性變化但是在長期內不存在結構性變化，因此應該采用動態(tài)視角來研究兩者之間的相關關系。（2）通過上述實證檢驗發(fā)現(xiàn)，金融深化對經(jīng)濟增長的影響具有不確定性，金融深化單方面促進經(jīng)濟增長，但是經(jīng)濟發(fā)展并沒有刺激金融深化的發(fā)展?；谏鲜龇治隹梢园l(fā)現(xiàn)，這與我國處于經(jīng)濟發(fā)展時期， 經(jīng)濟發(fā)展還沒有成熟的特征是相符的。因此，我國要加快經(jīng)濟發(fā)展，加速金融深化，從而使金融深化成為經(jīng)濟發(fā)展的推動力量，反過來也讓經(jīng)濟發(fā)展促進金融的發(fā)展，最終實現(xiàn)二者的相互促進關系。

參考文獻

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[5]盧峰，姚洋.金融壓抑下的法治、金融發(fā)展和經(jīng)濟增長[J].中國社會科學，2004（1）：42-55.

[6]張軍，金煜.中國的金融深化和生產(chǎn)率關系的再檢驗[J].經(jīng)濟研究，2005（11）：34-45.

[7]熊紅軼，張先鋒.中國金融深化與經(jīng)濟增長的因果關系檢驗[J].工業(yè)技術經(jīng)濟，2006（8）：117-121.

[8]朱承亮，岳宏志，李婷.中國經(jīng)濟增長效率及其影響因素的實證研究：1985-2007年[J].數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2009（9）：53-62.

[9]M.Balcilar，Z.A.Ozdemir & Y.Arslanturk，“Economic Growth and Energy Consumption Causal Nexus Viewed through a Bootstrap Rolling Window，”Energy Economics，Vol.32，No.6（2010），pp.1398-1410.

作者簡介：尹永臣（1990-），男，漢，山東青島，中國海洋大學經(jīng)濟學院，碩士研究生。