■姚耀軍，邵麗霞

金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)：長期均衡與短期動(dòng)態(tài)
——基于中國時(shí)間序列的證據(jù)

■姚耀軍，邵麗霞

促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長關(guān)乎經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的改善。金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)已被深入研究，但關(guān)注其經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定效應(yīng)的文獻(xiàn)不多。本文利用界限檢驗(yàn)法等時(shí)間序列計(jì)量技術(shù)進(jìn)行發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與金融發(fā)展存在負(fù)向的長期均衡關(guān)系。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)圍繞長期均衡關(guān)系進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)調(diào)整，但基于長期均衡關(guān)系的誤差修正機(jī)制并不足以讓經(jīng)濟(jì)波動(dòng)最終回落至均衡路徑。金融發(fā)展具有弱外生性，其短期動(dòng)態(tài)不會(huì)受到長期均衡關(guān)系的顯著影響。金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行穩(wěn)定性具有顯著預(yù)測作用。文章表明，金融發(fā)展有助于平抑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，可以兼顧促增長與保穩(wěn)定兩大政策目標(biāo)，對(duì)于提高中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)下的經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量具有重要意義。

金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；協(xié)整；界限檢驗(yàn)；誤差修正模型

一、引言

在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，促增長與保穩(wěn)定兩大政策目標(biāo)難以兼顧。針對(duì)這一兩難問題，Lucas（1987）認(rèn)為，與經(jīng)濟(jì)增速降低帶來的巨大福利損失相比，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生的福利成本損失微乎其微。自此以后，宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家基本形成共識(shí)——重要的是經(jīng)濟(jì)增長而不是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。這一共識(shí)深刻影響了金融發(fā)展研究，以至有關(guān)金融發(fā)展如何影響經(jīng)濟(jì)增長的文獻(xiàn)浩如煙海，但甚少有學(xué)者研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系（Wahid and Jalil，2010）。

Lucas論斷是否適用于中國宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)呢？陳彥斌（2005）指出，Lucas模型本身存在一定的不足，而中國經(jīng)濟(jì)較高的增長率與較大的波動(dòng)性將進(jìn)一步放大模型的缺陷，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增速降低的福利成本被嚴(yán)重高估，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的福利成本被嚴(yán)重低估。該項(xiàng)研究通過模型修正和數(shù)值模擬發(fā)現(xiàn)，兩種福利成本在中國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中大致相當(dāng)。因此，就中國宏觀經(jīng)濟(jì)而言，保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行與促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長同樣重要。

實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行政策目標(biāo)首先要求深刻理解經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的形成。大量研究主要從宏觀調(diào)控政策與經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)（包括體制結(jié)構(gòu)、所有制結(jié)構(gòu)與資源供給結(jié)構(gòu)等結(jié)構(gòu)性因素）兩大層面，探討中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的成因（劉樹成，2009），鮮有文獻(xiàn)考察金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定性的關(guān)系。直至最近幾年，研究動(dòng)態(tài)出現(xiàn)一些變化，基于金融發(fā)展視角研究中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的文獻(xiàn)開始陸續(xù)出現(xiàn)。

王翔等（2009）發(fā)現(xiàn)，通過優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，金融發(fā)展降低了經(jīng)濟(jì)增長對(duì)外生沖擊的敏感性；駱振心等（2009）識(shí)別了金融發(fā)展對(duì)貨幣沖擊的抑制效應(yīng)；Wahid and Jalil（2010）顯示金融發(fā)展降低了人均實(shí)際GDP的波動(dòng)；朱彤等（2011）發(fā)現(xiàn)，通過抵消外生沖擊對(duì)人均實(shí)際GDP固定資產(chǎn)投資的影響，金融發(fā)展降低了中國經(jīng)濟(jì)對(duì)外生沖擊的敏感性；鄢莉莉等（2012）基于DSGE模型表明，金融市場的發(fā)展將降低貸款沖擊和融資效率沖擊對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響；邵傳林等（2013）發(fā)現(xiàn)，金融市場化先抑制后加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，兩者呈U型關(guān)系；姚耀軍等（2013）認(rèn)為，盡管金融發(fā)展具有顯著的貨幣沖擊減震效應(yīng)，但總體而言中國還未邁入金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生平抑效應(yīng)的階段；張曉玫等（2014）表明，適宜的金融發(fā)展減緩產(chǎn)出缺口波動(dòng)、擴(kuò)大潛在產(chǎn)出波動(dòng)；孫力軍（2015）發(fā)現(xiàn)，通過跨期平滑效應(yīng)和信息生產(chǎn)效應(yīng)，均衡的金融發(fā)展平抑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，而非均衡的金融發(fā)展將產(chǎn)生資產(chǎn)泡沫效應(yīng)和金融加速器效應(yīng)，加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

總體來看，已有文獻(xiàn)主要利用省級(jí)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，提供了復(fù)雜甚至相互抵牾的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文受到Wahid and Jalil（2010）的啟發(fā)，基于中國1981～2015年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，試圖進(jìn)一步明確金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間的關(guān)系。在實(shí)證研究方法上，本文首先基于界限檢驗(yàn)法（Pesaran et al.，2001），對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)進(jìn)行協(xié)整（Cointegration）檢驗(yàn)，以識(shí)別兩者間的長期均衡關(guān)系；然后基于自回歸分布滯后（ARDL）模型估計(jì)協(xié)整參數(shù)并建立誤差修正模型（ECM），以考察長期均衡關(guān)系對(duì)短期動(dòng)態(tài)的影響。這些計(jì)量分析方法具有良好的小樣本性質(zhì)，特別適于分析中國改革開放以來的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

二、金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)測度

在一個(gè)銀行主導(dǎo)型金融體制中，M2/GDP、私人部門貸款/GDP等指標(biāo)常用來衡量金融發(fā)展，但這些指標(biāo)是否能夠較準(zhǔn)確地反映金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長中的作用，尚存疑問。例如，M2/GDP可能僅體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)貨幣化程度或者金融體系提供流動(dòng)性的能力，沒有體現(xiàn)金融服務(wù)的風(fēng)險(xiǎn)管理和資金配置功能，故不能反映金融發(fā)展的真實(shí)水平；就轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體而言，較高的M2/GDP通常源于金融工具的單一與不良信貸的累積，并不代表較高的金融發(fā)展水平。私人部門貸款/GDP的上升可能是信貸擴(kuò)張的結(jié)果，而高水平信貸擴(kuò)張常常預(yù)示了金融不穩(wěn)定甚至金融危機(jī)。另外，中國官方統(tǒng)計(jì)資料并未按照借款方的產(chǎn)權(quán)屬性對(duì)貸款進(jìn)行分類，因此我們也無法獲得有關(guān)私人部門貸款的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。作為權(quán)宜之計(jì)，很多實(shí)證文獻(xiàn)利用總貸款/GDP來代替私人部門貸款/GDP，但由于銀行貸款主要流向國有企業(yè)以致很多無效率投資獲得信貸支持，總貸款/GDP的上升可能恰好與金融發(fā)展的理論內(nèi)涵相悖。

無論是M2/GDP、私人部門貸款/GDP還是總貸款/GDP，本質(zhì)上均屬于利用GDP進(jìn)行平減后的總量指標(biāo)。總量指標(biāo)不能反映結(jié)構(gòu)性問題，一些中國經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)注意到這一點(diǎn)，轉(zhuǎn)而采用結(jié)構(gòu)性指標(biāo)來衡量金融發(fā)展，其中固定資產(chǎn)投資資金來源中的銀行貸款與財(cái)政撥款之比被廣泛采用，參見Guariglia and Poncet（2008）。中國固定資產(chǎn)投資的資金來源包括：國家預(yù)算內(nèi)資金、國內(nèi)貸款、外資、自籌和其他資金。與政府財(cái)政撥款不同，銀行貸款是一種更市場化因而更有效的資金配置方式。主要表現(xiàn)在，一方面，銀行貸款一般需償付利息，而且用途受限，因此借款方面臨較強(qiáng)的預(yù)算約束；另一方面，由于獎(jiǎng)金、津貼等貨幣收入往往與貸款違約風(fēng)險(xiǎn)掛鉤，信貸部門有激勵(lì)去收集和處理企業(yè)信息，從而那些財(cái)務(wù)狀況良好、生產(chǎn)效率高的企業(yè)更容易獲得信貸支持。根據(jù)上述分析，本文也利用固定資產(chǎn)投資中銀行貸款與財(cái)政撥款之比這一結(jié)構(gòu)性指標(biāo)來衡量中國金融發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)波動(dòng)在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)中有古典波動(dòng)與增長波動(dòng)之分。前者關(guān)注產(chǎn)出水平的波動(dòng)，后者關(guān)注產(chǎn)出增速的波動(dòng)。現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)出水平一般都是增長的，因此經(jīng)濟(jì)波動(dòng)主要表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長速度的高低起伏。本文利用非對(duì)稱CF濾波法首先識(shí)別出人均實(shí)際GDP增長率的周期成分（周期波動(dòng)頻率設(shè)定為2～8年），然后對(duì)其取平方并取對(duì)數(shù)，從而獲得經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

本文采用非對(duì)稱CF濾波法的理由是：第一，CF濾波屬于帶通（Band-pass）濾波。通過截留低頻率的趨勢成分與高頻率的隨機(jī)成分，帶通濾波讓處于一定頻率范圍的周期成分通過濾波器，而周期成分正是美國國家經(jīng)濟(jì)研究局（NBER）認(rèn)定經(jīng)濟(jì)周期的基礎(chǔ)，因此帶通濾波在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)文獻(xiàn)中獲得廣泛使用；第二，帶通濾波包括BK與CF兩種方法，但前者要求波動(dòng)具有對(duì)稱性，從而其適用范圍有限，而后者可以通過非對(duì)稱濾波避免這一局限，恰好適應(yīng)中國改革開放以來經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有明顯非對(duì)稱性這一事實(shí)（劉樹成等，2009）。

有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)通貨膨脹沖擊與經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放均顯著影響經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行（Wahid and Jalil，2010）。為了控制這些影響，本文的實(shí)證分析還引入了通貨膨脹率與經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放度兩大變量。由于CPI數(shù)據(jù)不完整，而且消費(fèi)在中國GDP所占份額不是太高，本文舍棄CPI指標(biāo)，采用GDP縮減指數(shù)來衡量通貨膨脹率，并用其平方值的對(duì)數(shù)來測度通貨膨脹沖擊。根據(jù)大多數(shù)經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)，本文用進(jìn)出口總額與名義GDP之比來衡量經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放度。所有基礎(chǔ)數(shù)據(jù)皆根據(jù)歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》整理。

三、實(shí)證模型設(shè)定與分析

本文設(shè)定各變量的均衡關(guān)系如式（1）所示：

VOL=β0+β1FD+β2OPEN+β3INF （1）

其中，VOL、FD、OPEN與INF分別代表經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度、金融發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放度與通貨膨脹沖擊。β表示一系列均衡參數(shù)，其中β1是本文最為關(guān)注的參數(shù)。根據(jù)姚耀軍等（2013）的文獻(xiàn)梳理，金融發(fā)展可以通過如下幾種機(jī)制對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生平抑作用：第一，金融發(fā)展緩解信貸市場信息摩擦、降低信貸融資對(duì)企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表狀況的依賴，抑制了金融加速器效應(yīng)。第二，在不完善的信貸市場中，有利（不利）沖擊通過降低（增加）長期投資的流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)，使得長期投資具有順周期性，成為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的肇因。而金融發(fā)展促進(jìn)信貸市場的完善，增強(qiáng)長期投資的逆周期性，有助于穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)。第三，金融發(fā)展增強(qiáng)了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)管理能力，使得不可逆的固定資產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)沖擊更加敏感，亦即，遭遇不利沖擊的企業(yè)能夠延遲投資，將資金轉(zhuǎn)化為儲(chǔ)蓄，而面臨有利沖擊的企業(yè)可以借助更多外部融資來增加投資。因此，當(dāng)不同企業(yè)面臨異質(zhì)性沖擊時(shí)，大數(shù)法則使得經(jīng)濟(jì)體系中固定資產(chǎn)投資總量的波動(dòng)趨于平緩?；谏鲜龇治?，我們預(yù)期β1為負(fù)。

（一）單位根與界限檢驗(yàn)

表1 單位根檢驗(yàn)

宏觀經(jīng)濟(jì)變量可能屬于單位根過程，致使基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)識(shí)別由式（1）所表示的長期均衡關(guān)系面臨偽回歸問題，而此時(shí)協(xié)整分析就成為一種有力的計(jì)量分析工具。最常用的協(xié)整分析方法是Engle-Granger兩步法和Johansen系統(tǒng)法，但這兩種方法要求所有的變量均是一階單整過程，而本文的單位根檢驗(yàn)表明（見表1），式（1）中的變量并不滿足此前提條件。根據(jù)四種統(tǒng)計(jì)量綜合判斷，變量VOL、FD與OPEN均屬于一階單整過程，而變量INF是平穩(wěn)過程。

鑒于式（1）中各變量的數(shù)據(jù)生成過程性質(zhì)，本文采用界限檢驗(yàn)法（Pesaran et al.，2001）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。與Engle-Granger兩步法和Johansen系統(tǒng)法不同，界限檢驗(yàn)僅要求被解釋變量是一階單整變量，而回歸元可以是一階單整過程或者平穩(wěn)變量。另外，由于對(duì)樣本容量不太敏感，該方法也適用于小樣本分析。界限檢驗(yàn)程序的第一步是估計(jì)如式（2）所示的條件誤差修正模型：

在這里，xt=（FDt，OPENt，INFt）′，πyy與π′yx.x是長期乘數(shù)（向量），π0是漂移項(xiàng)，p是滯后階數(shù)?！鱵t的滯后值、△xt的當(dāng)前值以及滯后值被用來捕捉短期動(dòng)態(tài)。為檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系是否存在，建立原假設(shè)H0：πyy=0；π′yx.x=0，并進(jìn)行F檢驗(yàn)。其檢驗(yàn)規(guī)則是，F(xiàn)值若高于臨界值上限，則不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)被拒絕；若低于臨界值下限，則不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)不能被拒絕；若落于臨界值界限之內(nèi)，則無法判斷。界限檢驗(yàn)結(jié)果顯示（見表2），無論模型是否包含趨勢，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度、金融發(fā)展水平、對(duì)外開放度與通貨膨脹沖擊四變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)均在1%顯著水平下被拒絕。

表2 界限檢驗(yàn)

（二）基于ARDL模型的協(xié)整參數(shù)估計(jì)

界限檢驗(yàn)已表明協(xié)整關(guān)系的存在，而接下來的任務(wù)就是估計(jì)協(xié)整參數(shù)。為減輕小樣本偏差，本文參照Pesaran and Shin（1999），基于ARDL模型來完成這一任務(wù)。假定ARDL模型的OLS估計(jì)結(jié)果如式（3）所示：

令VOLt=VOLt-1=…=VOLt-p=VOL，xt=xt-1=…=xt-p=x，再合并同類項(xiàng)，即可獲得協(xié)整關(guān)系的估計(jì)式。ARDL估計(jì)結(jié)果見表3。

表3ARDL模型估計(jì)

我們進(jìn)行了一系列模型診斷檢驗(yàn)：Jarque-Bera檢驗(yàn)顯示，Jarque-Bera值為3.673，伴隨概率為0.159，因此在通常的顯著水平下，殘差項(xiàng)服從正態(tài)分布的原假設(shè)不能被拒絕；自相關(guān)與偏自相關(guān)檢驗(yàn)顯示（見表4），殘差不存在序列相關(guān)；ARCH（1）檢驗(yàn)顯示，F(xiàn)值為0.7224，伴隨概率為0.129，因此在通常的顯著水平下，殘差項(xiàng)沒有ARCH（1）效應(yīng)；模型參數(shù)穩(wěn)定檢驗(yàn)顯示（見圖1），遞歸殘差累積和（CUSUM）與遞歸殘差平方累積（CUSUMSQ）均落于5%顯著水平下的臨界區(qū)域內(nèi)，故可判定ARDL模型的參數(shù)具有穩(wěn)定性。

一系列診斷檢驗(yàn)表明，ARDL模型設(shè)定是恰當(dāng)?shù)??；谠贏RDL模型，我們利用軟件PCGIVE10.0估計(jì)協(xié)整參數(shù)，結(jié)果見式（4）：

在這里，括號(hào)內(nèi)數(shù)值是t值，**與***分別表示在5%與1%顯著水平下顯著①Wald檢驗(yàn)顯示，協(xié)整估計(jì)參數(shù)具有聯(lián)合顯著性[Chi2（3）=84.3057，伴隨概率P=0.0000]。。式（4）表明，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)（VOL）與金融發(fā)展水平（FD）、對(duì)外開放度（OPEN）存在顯著的負(fù)向聯(lián)系，與通貨膨脹沖擊（INF）存在顯著的正向聯(lián)系。經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與金融發(fā)展負(fù)向關(guān)聯(lián)符合金融發(fā)展具有經(jīng)濟(jì)波動(dòng)平抑效應(yīng)的理論預(yù)期；經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與對(duì)外開放負(fù)向關(guān)聯(lián)表明，當(dāng)全球市場沖擊具有異質(zhì)性時(shí)，對(duì)外開放有利于分散經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)；經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與通貨膨脹沖擊正向關(guān)聯(lián)體現(xiàn)了價(jià)格沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的擾動(dòng)作用。

表4 自相關(guān)與偏自相關(guān)檢驗(yàn)

圖1 模型參數(shù)穩(wěn)定檢驗(yàn)

（三）誤差修正模型與Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

基于式（4）定義均衡誤差項(xiàng)ECM：

利用由式（5）所表示的均衡誤差項(xiàng)建立并估計(jì)兩個(gè)誤差修正模型，以反映經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和金融發(fā)展的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，所有估計(jì)結(jié)果見表5第三欄與第五欄?？梢园l(fā)現(xiàn)，在關(guān)于變量VOL的誤差修正模型中，ECMt-1具有顯著的估計(jì)系數(shù)，且其絕對(duì)值大于1，表明僅依靠誤差修正機(jī)制還不足以讓變量VOL回復(fù)至長期均衡關(guān)系之中，從而暗示經(jīng)濟(jì)波動(dòng)短期動(dòng)態(tài)的決定因素非常復(fù)雜；在關(guān)于變量FD的誤差修正模型中，ECMt-1不顯著，表明金融發(fā)展具有弱外生性（Weak exogeneity），亦即其不會(huì)圍繞變量間的長期均衡關(guān)系進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)調(diào)整。我們對(duì)此的解釋是，利用固定資產(chǎn)投資資金來源中的銀行貸款與財(cái)政撥款之比衡量的金融發(fā)展反映結(jié)構(gòu)變遷，屬于一個(gè)慢變量。

誤差修正模型的建立為進(jìn)一步檢驗(yàn)變量間的Granger因果關(guān)系提供了基礎(chǔ)。F檢驗(yàn)結(jié)果表明（見表5第四欄與第六欄），僅存在從金融發(fā)展到經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的單向Granger因果關(guān)系，亦即金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有預(yù)測作用，而經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)金融發(fā)展缺乏預(yù)測性。

表5 誤差修正模型與Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

四、結(jié)論性評(píng)價(jià)

隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，結(jié)構(gòu)性的經(jīng)濟(jì)下行壓力增加，如何促增長已成為政策界和學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點(diǎn)問題。然而，經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)注重的是經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量，而其又由增長速度與增長波動(dòng)兩方面所決定。因此，在提高經(jīng)濟(jì)增速的同時(shí)確保增速穩(wěn)定，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)的必然要求。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心。很多學(xué)者研究了中國金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，但鮮有文獻(xiàn)關(guān)注其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響，這由此形成了本文研究的動(dòng)機(jī)。

基于中國1981～2015年時(shí)間序列數(shù)據(jù)，本文利用界限檢驗(yàn)法發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、金融發(fā)展、對(duì)外開放和通貨膨脹沖擊間存在長期均衡關(guān)系?；贏RDL模型的協(xié)整參數(shù)估計(jì)表明，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與金融發(fā)展、對(duì)外開放存在顯著的負(fù)向聯(lián)系，與通貨膨脹沖擊存在顯著的正向聯(lián)系。通過建立誤差修正模型并進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，本文獲得兩個(gè)結(jié)論：第一，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)圍繞變量間的長期均衡關(guān)系進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)調(diào)整，但基于長期均衡關(guān)系的誤差修正機(jī)制并不能保證經(jīng)濟(jì)波動(dòng)最終回落至均衡路徑。因此，除了金融發(fā)展、對(duì)外開放和通貨膨脹沖擊三大因素之外，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)還受到其他重要因素的影響，這表明經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是一個(gè)非常復(fù)雜的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。第二，雖然金融發(fā)展水平具有弱外生性，其短期動(dòng)態(tài)不會(huì)受到變量間長期均衡關(guān)系的顯著影響，但金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的Granger原因，對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行穩(wěn)定性具有顯著的預(yù)測作用。

促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長同時(shí)確保經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定似乎是一個(gè)“魚與熊掌”的問題。然而，如果金融發(fā)展能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，那么本文的研究進(jìn)一步表明，金融發(fā)展還能兼顧實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的政策目標(biāo)。因此，金融發(fā)展可以帶來促增長與保穩(wěn)定的雙重紅利。當(dāng)然，金融發(fā)展絕非是簡單的貨幣深化與信貸擴(kuò)張過程。事實(shí)上，不受約束的貨幣化與信貸擴(kuò)張常常是金融不穩(wěn)定甚至金融危機(jī)的先兆，無論對(duì)經(jīng)濟(jì)增長還是對(duì)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定，都不無貽害。金融發(fā)展的要旨在于，在金融總量擴(kuò)張的同時(shí)，必須推動(dòng)金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，讓市場在金融資源配置中發(fā)揮決定性作用。

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F830.9

A

1006-169X（2017）09-0046-06

10.19622/j.cnki.cn36-1005/f.2017.09.006

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金課題（13YJA790138），并獲得浙江省人文社科重點(diǎn)研究基地（浙江工商大學(xué)應(yīng)用經(jīng)濟(jì)學(xué)）資助。

姚耀軍（1976-），湖北利川人，浙江工商大學(xué)金融學(xué)院教授，博士，研究方向?yàn)榻鹑诎l(fā)展；邵麗霞（1995-），浙江衢州人，浙江工商大學(xué)金融學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)樨泿陪y行。（浙江杭州 310018）