白杰+孟繁偉+李秀敏

摘 要：東亞地區(qū)金融發(fā)展和經(jīng)濟增長是否存在雙向的促進關(guān)系？采用Bootstrap面板格蘭杰檢驗方法定量研究這個問題。實證模型考慮了系數(shù)的異質(zhì)性和截面的相關(guān)性問題，同時通過將各國的Wald統(tǒng)計量與bootstrap模擬的臨界值比較，直接得出相應(yīng)的格蘭杰因果關(guān)系。結(jié)果顯示，東亞各國的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。盡管各國之間金融發(fā)展存在差異，但都對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了影響。此外，經(jīng)濟增長也從各方面對金融發(fā)展起到了支持和促進作用。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；經(jīng)濟增長；Bootstrap面板格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F113；F833 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2016）06-0036-08

一、引言

2007年爆發(fā)的亞洲金融危機對東亞國家經(jīng)濟發(fā)展造成了巨大的沖擊，盡管危機爆發(fā)前在金融業(yè)帶動下整個東亞地區(qū)的經(jīng)濟經(jīng)歷了快速增長。事實上，金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系已經(jīng)學(xué)界長期的關(guān)注和探討，但是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間的因果關(guān)系卻始終無法形成一致的結(jié)論。部分學(xué)者認(rèn)為金融發(fā)展可以有效促進經(jīng)濟增長，原因在于金融發(fā)展降低外部融資成本，提高資本配置效率（Merton和Bodie，1995[1]；Levine，1997[2]），尤其是金融市場的發(fā)展可以使一個國家的經(jīng)濟環(huán)境更有效率（Levine，1997[2]）。另一些學(xué)者指出不應(yīng)該過分強調(diào)金融因素在經(jīng)濟增長中的作用，認(rèn)為經(jīng)濟發(fā)展會創(chuàng)造對金融服務(wù)的需求，同時經(jīng)濟增長會使得金融企業(yè)提供更好的服務(wù)（Robinson，1952[3]；Lucas，1988[4]）。此外，部分研究表明，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長有一個雙向因果關(guān)系（Demetriades和Hussein，1996[5]）。也有部分實證研究支持了金融發(fā)展對經(jīng)濟增長并沒有明顯影響甚至是對經(jīng)濟產(chǎn)生負(fù)向影響（Christopoulos和Tsionas，2004[6]；Kemal et al，2007[7]）。

目前已有的研究多數(shù)是基于發(fā)達國家和發(fā)達國家間關(guān)系的探討，對于發(fā)展中國家和發(fā)展中國家間關(guān)系，尤其是針對亞洲國家的研究相對不足。Fase和Abma（2003）[8]指出亞洲國家不同于其他地區(qū)，從而在研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長時必須小心考慮其因果關(guān)系。事實上，隨著亞洲國家金融市場的逐步開放以及國外游資的大量涌入，在國內(nèi)經(jīng)濟迅速增長的同時國內(nèi)金融發(fā)展卻明顯滯后，造成諸多亞洲國家不良貸款量急劇上升，從而導(dǎo)致了1997年亞洲金融危機的爆發(fā)。但是，大多數(shù)學(xué)者研究仍然支持了亞洲經(jīng)濟發(fā)展與金融發(fā)展之間存在著密不可分的關(guān)系（Eichengreen和Luengnaruemitchai，2004[9]；Habibullah和Eng，2006[10]）。

本文通過對已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長因果關(guān)系的研究結(jié)果大多依賴于受檢驗的國家和時間區(qū)段，并未得到一致性的結(jié)論?？紤]到傳統(tǒng)方法的有限性，近年來學(xué)界更多的采用多國的面板數(shù)據(jù)對兩者的關(guān)系進行實證研究，然而在運用面板數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計時，極有可能產(chǎn)生有偏估計的問題（Levine，2005[11]）。而且，面板數(shù)據(jù)分析一般需要假設(shè)系數(shù)同質(zhì)性或者截面不相關(guān)，進而會導(dǎo)致錯誤的因果推斷（Bai和Kao，2006[12]）。Habibullah和Eng（2006）[13]運用GMM估計克服了由于解釋變量和被解釋變量間的因果關(guān)系引發(fā)的內(nèi)生性問題。然而，GMM方法的前提假設(shè)是系數(shù)的同質(zhì)性。Hurlin（2010）[14]提出了一種面板數(shù)據(jù)的因果檢驗方法，雖然考慮了系數(shù)的異質(zhì)性，但忽略了截面相關(guān)性問題。

本文為克服已有研究的不足，采用并擴展了Konya（2006）[15]提出的Bootstrap面板格蘭杰檢驗方法，分析了東亞國家的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的因果關(guān)系。該方法考慮了系數(shù)異質(zhì)性和截面相關(guān)性問題，提高了模型的解釋能力，研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。與本文非常近似的研究包括Hsueha et al（2013）[16]采用該方法對亞洲國家進行了檢驗。但是，Hsueha et al（2013）[16]研究所選取的樣本不具有代表性，結(jié)論在一定程度上存在偏差。事實上，在亞洲國家范圍內(nèi)，東亞經(jīng)濟的發(fā)展模式是長期富有爭議的問題，尤其是亞洲金融危機后東亞地區(qū)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系亟待進行更深層次的探討。

本文寫作內(nèi)容安排如下：第一部分是引言和文獻綜述；第二部分為實證分析模型構(gòu)建，本文主要基于Konya提出的Bootstrap面板格蘭杰檢驗方法進行擴展分析；第三部分為實證分析結(jié)論，主要包括了指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)來源、滯后階數(shù)選取以及格蘭杰檢驗等；第四部分為結(jié)論與政策啟示。

二、實證模型構(gòu)建

在考慮面板數(shù)據(jù)的因果關(guān)系時，需要考慮兩個問題：一是國家間數(shù)據(jù)的截面相關(guān)性，二是系數(shù)之間的同質(zhì)性。如果存在截面相關(guān)性，那么SUR比OLS方法更為有效（Zellner，1962）[17]。由于全球化和一體化進程的加深，國家之間存在傳遞效應(yīng)，因此有必要提前進行截面相關(guān)性檢驗。Breusch和Pagans（1980）[18]提出的LM檢驗是截面相關(guān)性實證研究中應(yīng)用最廣泛的一種檢驗方法，具體形式如式1所示：

λLM=T■■r2ij=■[trace（R′R）-M]（1）

式中R為M組T維OLS殘差的樣本相關(guān)系數(shù)矩陣。

另一個需要考慮的是系數(shù)之間的同質(zhì)性問題。Breitung（2005）[19]指出在系數(shù)同質(zhì)性的假設(shè)條件下，很難獲得由國家特定性質(zhì)導(dǎo)致的異質(zhì)性。本文采用F檢驗來檢驗系數(shù)β的同質(zhì)性，施加同質(zhì)性約束，即其假設(shè)為H0∶β1=β2=…=βM，備則假設(shè)H1∶非H0。

東亞國家宏觀變量面板數(shù)據(jù)因果關(guān)系有可能存在上述的兩個問題，因此本文采用了Konya提出的bootstrap面板格蘭杰因果檢驗方法，這一方法可以同時考慮截面相關(guān)性和系數(shù)的異質(zhì)性。具體來說，基于SUR模型可以考慮各個國家的相關(guān)性；同時在此基礎(chǔ)上構(gòu)造的各國的Wald統(tǒng)計量與所模擬的bootstrap臨界值相比較，可以得出各自的格蘭杰因果關(guān)系，因此不需要對所有國家進行聯(lián)合假設(shè)。而且該方法還不需要提前檢驗面板單位根和協(xié)整關(guān)系。

Konya提出的bootstrap面板格蘭杰因果檢驗方法改進表述如式2和3：

y1，t=α1，1■β1，1，iy1，t-l+■θ1，1，lxk，1，t-1+γ1，1t+ε1，1，t

y2，t=α1，2■β1，2，iy2，t-l+■θ1，2，lxk，2，t-1+γ1，2t+ε1，2，t（2）

……

yM，t=α1，M■β1，M，iyM，t-l+■θ1，M，lxk，M，t-1+γ1，2t+ε1，M，t

和

xk，1，t=α2，1+■β2，1，ly1，t-l+■θ2，1，lxk，1，t-1+γ2，1t+ε2，1，t

xk，2，t=α2，2+■β2，2，ly2，t-l+■θ2，2，l xk，2，t-1+γ2，2t+ε2，2，t（3）

……

xk，M，t=α2，N+■β2，M，lyM，t-l+■θ2，M，lxk，M，t-1+γ2，Mt+ε2，M，t

其中，y代表經(jīng)濟增長率（GDP增長率），xk代表金融發(fā)展變量。M代表面板的截面?zhèn)€數(shù)（i=1，2…M，國家個數(shù)），t代表時間長度（t=1，2…T），l是滯后期。Konya（2006）文章中選取滯后期數(shù)時，考慮到工作量的龐大，對式2和3分別各自選擇了一組滯后期數(shù)，并固定其期數(shù)，不隨著國家的變化而變化，而且對所有的金融發(fā)展變量采用相同的滯后期數(shù)，即只有兩組滯后期。本文在此基礎(chǔ)上對其進行改進，允許滯后期數(shù)隨金融發(fā)展變量的變化而變化，但仍固定其不隨著國家變化而變化，即共有十組滯后期。這樣在一定程度上降低了由于變量變化而導(dǎo)致的誤差。滯后期長度由AIC和SC準(zhǔn)則確定。

每個國家j的格蘭杰因果關(guān)系可能存在如下結(jié)果：（i）如果式2中θ1，j，l不全為0而式3中β2，j，l的全為0，那么存在金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的單向格蘭杰因果關(guān)系；（ii）如果式2中β2，j，l的不全為0而式3中θ1，j，l全為0，那么存在經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的單向格蘭杰因果關(guān)系；（iii）如果θ1，j，l和β2，j，l都不全為0，那么存在金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的雙向的格蘭杰關(guān)系。

臨界值構(gòu)造采用的Bootstrap是一種重新抽樣的方法，其關(guān)鍵在于如何抽取樣本。具體步驟如下：

第一步，在X對Y沒有單向格蘭杰因果關(guān)系的零假設(shè)條件下（例如添加約束θ1，j，l全為零）估計式2，然后獲得殘差：

eH0，i，t=yi，t-■1，i-■■1，i，lyi，t-l

其中，i=1，2，…，M；t=1，2，…，T（4）

從這些殘差中可以得到M×T[eH0，i，t]矩陣。

第二步，在這些殘差中重新取樣。為了保留式2中的同期截面相關(guān)結(jié)構(gòu)，因此在整個[eH0，i，t]矩陣中隨機抽取，而不是逐個國家抽取樣本。記新得到的bootstrap殘差為[e*H0，i，t]，其中t=1，2，…，T *，而且T *可以大于T。

第三步，利用式5重新生成bootstrap樣本Y：

y*i，t=■1，i-■■1，i，l y*i，t-l+e*H0，i，t

其中，t=1，2，…，T*（5）

第四步，用y*i，t代替yi，t，分別對式2進行無約束和有約束估計，得到Wald即為臨界值。

三、實證分析

（一）指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)來源

在評估經(jīng)濟增長和金融發(fā)展之間的關(guān)系時，最重要的問題是如何獲得令人滿意的測度金融發(fā)展的變量。現(xiàn)有的文獻研究已經(jīng)使用了各種各樣的指標(biāo)來代表金融發(fā)展，然而不同的指標(biāo)代表了金融系統(tǒng)的不同方面?？紤]到大多數(shù)東亞國家股票與債券市場不夠成熟，因此本文主要選取與銀行和其他金融機構(gòu)相關(guān)的變量來衡量金融發(fā)展。

基于貨幣總量的金融發(fā)展指標(biāo)應(yīng)用的最為廣泛。文獻中常用貨幣（M1）、準(zhǔn)貨幣（M3）、貨幣和準(zhǔn)貨幣（M2）與名義GDP的比率（Arestis和Demetriades，1997[20]；Sinha和Macri，2001[21]；Odhiambo，2009[22]）。這些指標(biāo)反映了經(jīng)濟體的貨幣化程度，衡量了金融部門的規(guī)模。在本文中分別記為M1/GDP，QM/GDP和M2/GDP。

另外的指標(biāo)還有銀行部門提供的國內(nèi)信貸（DC）與名義GDP的比率，記為DC/GDP。較高的DC意味著融資對銀行具有較高的依賴程度。換言之，較高的DC意味著較高的金融發(fā)展水平。但是，這一論斷必須建立在銀行不用持有政府債券或優(yōu)先部門的委托貸款等基礎(chǔ)上。然而，這對于發(fā)展中國家并不完全適合。為了彌補這一缺陷，本文選取了私營部門提供的國內(nèi)信貸（CPS）與名義GDP的比率作為衡量金融發(fā)展的指標(biāo)，記為CPS/GDP。DC/GDP越高，不僅意味著較高的國內(nèi)投資水平，而且意味著金融系統(tǒng)較為完善。那么金融系統(tǒng)就會對私營部門分配較多的信貸，從而參與到研究信貸公司，發(fā)揮公司控制，提供風(fēng)險管理，促成交易和儲蓄流通（Levine，2005[23]）。

綜上所述，本文選取的金融發(fā)展指標(biāo)包括：M1/GDP，QM/GDP，M2/GDP，DC/GDP和CPS/GDP。經(jīng)濟增長采用GDP增長率衡量。本文選取了中國、日本，韓國、新加坡、菲律賓，印度尼西亞，馬來西亞和泰國1978—2014年各指標(biāo)相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來源于世界銀行集團（World Bank Group）數(shù)據(jù)庫。

（二）滯后階數(shù)選取

前文已經(jīng)指出，在進行SUR方程系統(tǒng)估計之前，一個關(guān)鍵的步驟是確定方程的滯后階數(shù)，原因在于格蘭杰因果檢驗的結(jié)果依賴于方程滯后結(jié)構(gòu)。過多的或者過少的階數(shù)都會產(chǎn)生偏誤問題，如果滯后階數(shù)過多會降低自由度并增加估計系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤，導(dǎo)致估計結(jié)果的準(zhǔn)確度下降，相反，如果滯后階數(shù)過少可能會導(dǎo)致變量遺漏問題因而造成較大的偏差。考慮到本文的樣本數(shù)據(jù)長度，被解釋變量以及解釋變量的滯后不超過4階，在此基礎(chǔ)上通過AIC和SC信息準(zhǔn)則進行選取。本文SUR方程系統(tǒng)地滯后階數(shù)結(jié)果見表1。

（三）系數(shù)同質(zhì)性檢驗和截面相關(guān)性檢驗

實證模型部分指出，不同國家之間可能存在的相互影響會導(dǎo)致基于SUR模型的格蘭杰因果檢驗結(jié)論不同于傳統(tǒng)檢驗結(jié)論，因此進行國家之間的截面相關(guān)性檢驗是必要的。此外，考慮到不同國家構(gòu)成的方程系數(shù)回歸系數(shù)可能存在的差異，同樣需要進行回歸系數(shù)的同質(zhì)性檢驗。其中，截面相關(guān)性檢驗采用的時LM檢驗，而系數(shù)同質(zhì)性檢驗采用的是F檢驗。檢驗結(jié)果見表2。

表2中的LM統(tǒng)計量均在1%顯著性水平上拒絕了截面國家回歸方程之間不存在相關(guān)性的原假設(shè)，表明了不同截面國家之間存在相關(guān)性，即不同國家間的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在著相互影響的渠道或機制。同時，F(xiàn)檢驗結(jié)果顯示除DC/GDP與GDP系統(tǒng)外，其余系統(tǒng)均在1%顯著性水平上拒絕了每一個系統(tǒng)中國家回歸方程系數(shù)相同的原假設(shè)，即每個國家的回歸方程系數(shù)不全相同。因此，國家之間存在異質(zhì)性（heterogeneity），這表明不同國家之間金融發(fā)展指標(biāo)與經(jīng)濟增長的格蘭杰因果是存在差異的。所以，國家間截面相關(guān)性的存在和系數(shù)異質(zhì)性的存在證實了本文采用的實證模型的合理性。

（四）SUR-五*2個方程系統(tǒng)

表3至表7顯示了8個東亞截面國家5組金融發(fā)展變量與GDP增長率之間的關(guān)系，其中的Wald統(tǒng)計量與所構(gòu)造的bootstrap臨界值進行比較，從而檢驗金融發(fā)展變量與GDP增長率之間是否存在正向以及反向的格蘭杰因果關(guān)系。表8對表3至表7的檢驗結(jié)果進行總結(jié)。事實上，與傳統(tǒng)的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長研究相比，本文更清晰地表明在考慮了不同國家之間存在的相互影響條件下金融發(fā)展變量與GDP增長率之間的關(guān)系，為不同國家政府部門和中央銀行宏觀經(jīng)濟政策制定提供參考。

表3是8個東亞國家M1增長與GDP增長之間的格蘭杰因果關(guān)系。其中，中國、日本、新加坡的M1增長為GDP增長的格蘭杰原因，對于泰國、韓國而言，GPD增長是M1增長的格蘭杰原因。表4顯示的是8個東亞國家QM增長與GDP增長之間的格蘭杰因果關(guān)系，其中韓國的QM增長為GDP增長的格蘭杰原因，印度尼西亞的GDP增長為QM增長格蘭杰原因，對于中國來說，則存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。表5顯示的是M2增長與GDP增長之間的格蘭杰因果關(guān)系，其中菲律賓、新加坡的M2增長為GDP增長格蘭杰原因，馬來西亞、韓國的GDP增長為M2增長的格蘭杰原因，對于中國和印度尼西亞來說則存在雙向的因果關(guān)系。對于M1、QM、M2來說，盡管三者通常用來衡量一國金融深化程度，但是這些貨幣總量指標(biāo)往往作為基礎(chǔ)構(gòu)造，更多地代表了交易職能，往往難以反映金融體系連接儲蓄與投資的功能，這往往會導(dǎo)致經(jīng)濟欠發(fā)達國家會表現(xiàn)出較高的M/GDP數(shù)值。因此，對這M1、QM、M2增長與GDP增長的格蘭杰因果關(guān)系，除了通過統(tǒng)計檢驗所表現(xiàn)出的事實，結(jié)合其他金融發(fā)展指標(biāo)進行一個國家金融發(fā)展程度的分析是十分必要的。

表6為DC增長與GDP增長之間的格蘭杰因果關(guān)系。對于菲律賓、日本來說，DC增長是GDP增長格蘭杰原因，對于印度尼西亞來說，GDP增長是DC增長的格蘭杰原因，對于泰國、中國、韓國來說則存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。表7為CPS增長與GDP增長之間的格蘭杰因果關(guān)系。對于韓國來說，CPS增長為GDP增長的格蘭杰原因，對于馬來西亞、中國、印度尼西亞來說GDP增長為CPS增長的格蘭杰原因，對于泰國、菲律賓、日本、新加坡來說則存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系。事實上，發(fā)達國家的銀行信貸體系和非銀行信貸體系通常高度發(fā)達，而且兩種體系在發(fā)展中國家的逐步建立，所以DC、CPS增長與GDP增長的格蘭杰因果關(guān)系十分重要。

通過不同金融發(fā)展指標(biāo)與GDP增長之間的格蘭杰因果檢驗發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展是否為經(jīng)濟增長的格蘭杰原因依賴于每個截面國家所采用的金融發(fā)展指標(biāo)。通過表8可以看出，除馬來西亞外，其余7個東亞國家基本可以分為三種類型：①銀行金融體系發(fā)展為主的金融發(fā)展，例如中國、印度尼西亞；②私營部門信貸發(fā)展為主的金融發(fā)展，例如泰國；③銀行金融體系和私營部門同時發(fā)展的金融發(fā)展，例如日本、韓國、新加坡。以上三種基本類型的劃分與三種類型國家實際采用的刺激經(jīng)濟發(fā)展的宏觀經(jīng)濟政策措施相吻合。日本、韓國、新加坡作為發(fā)達國家，無論是銀行信貸部門還是非銀行金融發(fā)展均較為完善，銀行部門對于金融資源配置效率高，私營部門信貸以及股票、債券市場高度發(fā)展等共同作用促進了經(jīng)濟增長。對于泰國來說，私營部門信貸是其經(jīng)濟發(fā)展的格蘭杰原因，而銀行金融體系對經(jīng)濟發(fā)展的影響較弱，這部分是由于泰國銀行系統(tǒng)受到政治因素影響較大，即政府通過持有銀行股權(quán)，直接干預(yù)銀行業(yè)務(wù)從而導(dǎo)致銀行部門對經(jīng)濟貢獻較小。對于中國和印度尼西亞而言，以銀行信貸為主的間接融資在金融活動中居于主導(dǎo)地位，因而國有銀行在資源配置效率方面表現(xiàn)出相應(yīng)的優(yōu)勢，從而銀行信貸是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因；相反，由于國內(nèi)管理體制的不健全，私營部門信貸發(fā)展受到極大的限制使得其對經(jīng)濟增長的影響十分微弱，并未表現(xiàn)為經(jīng)濟增長的格蘭杰原因。

除了金融發(fā)展變量是否為經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，從表8中同樣可以歸納出8個東亞國家的經(jīng)濟增長是否為金融發(fā)展的格蘭杰原因，同樣可以劃分為三種類型：①經(jīng)濟發(fā)展促進銀行金融體系發(fā)展，例如韓國；②經(jīng)濟發(fā)展促進私營部門信貸發(fā)展，例如日本、新加坡；③經(jīng)濟發(fā)展促進銀行金融體系和私營部門同時發(fā)展，例如馬來西亞、泰國、菲律賓、中國、印度尼西亞。事實上，1997年亞洲金融危機爆發(fā)前，韓國采取政府主導(dǎo)型的產(chǎn)業(yè)金融制度，其運行機制呈現(xiàn)出“官職金融”的特征，金融危機后韓國強化金融機構(gòu)體制改革，其中銀行的改革是重要的組成部分，因而韓國經(jīng)濟增長是銀行金融體系發(fā)展的格蘭杰原因。對于日本、新加坡而言，無論是銀行業(yè)發(fā)展還是股票、債券等非銀行金融體系高度發(fā)展，因而經(jīng)濟增長主要促進了私營部門信貸的發(fā)展。對于東亞的發(fā)展中國家來說，經(jīng)濟增長不僅為銀行體系改革提供了基礎(chǔ)，同樣為私營部門信貸更好地發(fā)展提供了條件。

四、結(jié)論

通過對東亞8個代表性國家1978—2014年的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長數(shù)據(jù)進行分析。采用Bootstrap進行樣本采取計算臨界值，再運用SUR方法計算殘差的Wald值，通過兩者的比較，從而檢驗金融發(fā)展變量與經(jīng)濟增長之間是否存在正向以及反向的格蘭杰因果關(guān)系。

本文得出以下結(jié)論：

第一，金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的格蘭杰原因，盡管這種格蘭杰原因的存在可能是由于不同截面國家特定的金融發(fā)展情況所導(dǎo)致的，即不同國家不同的金融發(fā)展模式導(dǎo)致了經(jīng)濟增長，這種格蘭杰因果關(guān)系往往被視為支持供給拉動假說（supply-leading hypothesis）。金融機構(gòu)的產(chǎn)生以及金融資產(chǎn)和相關(guān)金融服務(wù)的產(chǎn)生，包括私營信貸部門的發(fā)展（CPS/GDP），不僅將傳統(tǒng)部門的金融資源轉(zhuǎn)移到現(xiàn)代部門，同時推動并刺激了這些現(xiàn)代部門的企業(yè)家創(chuàng)新，從而導(dǎo)致了經(jīng)濟的持續(xù)增長。

第二，經(jīng)濟增長同樣是金融發(fā)展的格蘭杰原因，盡管對于不同國家，經(jīng)濟增長促進金融發(fā)展的模式并不固定。這種格蘭杰因果關(guān)系通常認(rèn)為支持了需求推動假設(shè)（demanding-following hypothesis）。即經(jīng)濟發(fā)展水平的提升增加了居民的后入水平提高，進而銀行部門吸收儲蓄增加，銀行規(guī)模得以擴大，與此同時，私營部門信貸得到發(fā)展（CPS/GDP），以上兩種因素的共同作用導(dǎo)致了整個金融體系的發(fā)展。結(jié)果發(fā)現(xiàn)東亞各國的經(jīng)濟增長與金融發(fā)展存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。盡管各國之間的金融發(fā)展程度存在差異，但是都對經(jīng)濟增長產(chǎn)生了影響。而經(jīng)濟增長也從各方面對金融發(fā)展起到了支持和推動作用。

第三，從金融發(fā)展推動經(jīng)濟增長的角度來說，應(yīng)該通過進一步促進市場自由化發(fā)揮金融市場資源配置的核心作用，從需求追隨型和供給主導(dǎo)型兩方面提高金融資源的利用效率，以人為本的提高金融服務(wù)質(zhì)量，最終達到“融資成本低、投資收益高、資金流動快、機構(gòu)效率優(yōu)”。不僅如此，在金融擴張的同時，規(guī)范金融市場，加強金融監(jiān)管，推動金融創(chuàng)新，從金融市場的質(zhì)與量兩方面共同促進經(jīng)濟增長。

第四，從經(jīng)濟增長促進金融發(fā)展的角度來看，我國的經(jīng)濟增長必然會要求金融市場的再發(fā)展。鑒于目前我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系仍處于供給拉動型銀行體系與需求推動型資本市場的混合階段，這是中國經(jīng)濟成長過程的必然選擇。但隨著經(jīng)濟增長，金融市場的資本充裕度不斷上升必然會導(dǎo)致其轉(zhuǎn)變?yōu)楣┙o拉動型市場，從而完成經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的反向推動作用。

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