王 軍，王 昆

（中國石油大學(xué)（華東）經(jīng)濟管理學(xué)院，山東青島266580）

0 引言

金融部門作為現(xiàn)代經(jīng)濟的核心部門之一，對資源配置起著關(guān)鍵性作用。自我國改革開放以來，我國經(jīng)濟長期保持中高速增長。而經(jīng)濟的快速增長，尤其經(jīng)濟體量的大幅擴張和資金的快速積累，有利于為金融業(yè)發(fā)展創(chuàng)造有效的外部市場環(huán)境。在此經(jīng)濟背景下，探尋我國經(jīng)濟增長與金融發(fā)展之間的關(guān)聯(lián)作用關(guān)系，有利于進一步深化對我國金融要素與經(jīng)濟增長兩者之間關(guān)系的認識，增強金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的互動性，提升我國經(jīng)濟增長潛力。

關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系，學(xué)術(shù)界的觀點主要分為兩類。一是兩者之間存在單向關(guān)系，如Graff和Karmann（2004）[1]認為金融發(fā)展是實現(xiàn)經(jīng)濟增長的一個必要條件，其通過促進資本積累和提高分配效率以推動經(jīng)濟增長；二是以Padtrick（1966）[2]為代表，認為兩者之間存在雙向關(guān)系，金融與經(jīng)濟增長的雙向作用取決于一個經(jīng)濟體所處的發(fā)展階段。在發(fā)展初期，金融通過服務(wù)的供給擴張來刺激經(jīng)濟增長，而到了發(fā)展的高級階段，經(jīng)濟增長對金融發(fā)展產(chǎn)生引致性服務(wù)需求。

縱觀我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系研究的既有文獻[3-6]，研究視角集中為把金融發(fā)展拆分為金融發(fā)展規(guī)模、效率、市場結(jié)構(gòu)等不同要素，但是從整體金融發(fā)展來分析兩者之間關(guān)系的研究相對缺乏。基與此，本文首先測度我國1996—2015年的金融發(fā)展綜合水平（FCL），然后利用VAR模型來研究兩者之間的非對稱性關(guān)系，并分析導(dǎo)致這種結(jié)果的內(nèi)在原因。

1 金融綜合水平測度

參考既有文獻設(shè)計的金融發(fā)展評價指標(biāo)體系，本文從金融發(fā)展規(guī)模、效率和金融市場結(jié)構(gòu)這三個維度來對我國的金融發(fā)展綜合水平進行評價。金融發(fā)展規(guī)模指標(biāo)衡量，一般常用Goldsmith指標(biāo)（金融資產(chǎn)所占規(guī)模），以我國存貸款總額相對于整體經(jīng)濟的規(guī)模來度量。金融發(fā)展效率，利用貸款總額/存款總額來刻畫金融產(chǎn)業(yè)對社會資金的利用效率，其效率高低反映著金融資產(chǎn)對實體經(jīng)濟的有效支撐程度。金融市場結(jié)構(gòu)代表直接融資和間接融資兩者之間結(jié)構(gòu)的比例，我國直接融資市場發(fā)育程度，以股票交易總額/貸款總額來度量具有一定代表性。根據(jù)上述分析，構(gòu)建如表1所示的評價指標(biāo)體系。

表1 金融綜合水平評價指標(biāo)體系

設(shè)計的指標(biāo)數(shù)據(jù)結(jié)果如下頁表2所示，數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒。

熵值法、德爾菲法、AHP法、因子分析法、主成分分析法都是常用的綜合指標(biāo)測度方法，但是熵值法相較于德爾菲法和AHP在指標(biāo)權(quán)重設(shè)計上相對客觀。因為這兩種方法依賴于專家評分，主觀性較強，而因子分析法、主成分分析法適用于變量較多的情況。由于本文數(shù)據(jù)變量指標(biāo)較少，僅有三個，因此適宜采用熵值法進行綜合測算。熵是物理學(xué)中的一個重要概念，是對不確定狀況的度量。在信息論中，信息熵表示一個系統(tǒng)的有序程度，信息熵越大，系統(tǒng)有序程度越高，效用值越低。

表2 我國相關(guān)金融指標(biāo)數(shù)據(jù)

熵值法的計算步驟：首先對指標(biāo)數(shù)據(jù)進行變換，標(biāo)準(zhǔn)化處理，由于本文所設(shè)計的指標(biāo)都為正向指標(biāo)，其標(biāo)準(zhǔn)化變換方式如公式（1）所示；然后分別進行指標(biāo)值的權(quán)重計算，如公式（2）所示；指標(biāo)的熵值（信息熵）計算如公式（3）所示；指標(biāo)差異性系數(shù)（效用值)的計算如公式（4）所示；計算指標(biāo)權(quán)重如公式（5）所示。整個計算過程示意如下：

首先對原始數(shù)據(jù)進行平滑處理。任何數(shù)據(jù)都是由趨勢成分和波動成分組成。

采用HP濾波方法剔除其趨勢成分，得到其波動成分，作為新的變量。本文中m=19，n=3，根據(jù)上述步驟，處理結(jié)果如表3所示。

表3 熵值法輸出結(jié)果

利用公式（5）和表3的結(jié)果進行加權(quán)求和，得到我國金融綜合水平測度結(jié)果如表4所示。

表4 我國金融發(fā)展綜合水平

為了更為清晰直觀地反映上述的結(jié)果，把表4轉(zhuǎn)換為圖1，其中虛線代表金融的綜合發(fā)展水平，實線代表金融發(fā)展趨勢。

圖1 我國金融發(fā)展綜合水平

從表3看出，我國金融市場結(jié)構(gòu)對金融發(fā)展水平的貢獻度最大，其次是金融發(fā)展效率和規(guī)模。圖1表明，我國金融發(fā)展綜合水平形態(tài)呈現(xiàn)出極為平緩的“U”字型，并表現(xiàn)出一定的季節(jié)波動性和往復(fù)的周期性，主要是由于金融業(yè)是對于實體經(jīng)濟的一個補充，其發(fā)展在根本上受到我國整體經(jīng)濟形勢和財政貨幣政策因素的制約。單從2008—2015年金融綜合水平的變化來看，其變化方向與我國整體經(jīng)濟形勢是相一致的，由于我國相繼受到金融危機、歐債危機的沖擊，經(jīng)濟增速下滑，市場整體疲軟，我國采取強有力的“4萬億”經(jīng)濟刺激，實行較為寬松的財政貨幣政策，來減緩社會投資下滑，促進經(jīng)濟復(fù)蘇，而且伴隨著我國經(jīng)濟調(diào)整進入新常態(tài)，近年來經(jīng)濟增速保持中高速平穩(wěn)增長，這有利于促進我國金融綜合水平的提升。

2 實證分析

2.1 模型設(shè)定

VAR模型常用來分析多元時間序列分析中幾個變量的共同變動作用，因此采用VAR模型來研究金融發(fā)展水平（FCL）與經(jīng)濟增長（g）之間的具體關(guān)系，其中我國經(jīng)濟增長率（以上年為基期）的數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局網(wǎng)站。

VAR模型設(shè)定如下：

其中，t為樣本個數(shù)，p為滯后階數(shù)，Yt為2維內(nèi)生變量的列向量，由FCL、g這兩個變量組成，B為外生變量，α為待估的系數(shù)矩陣，εt為誤差向量。

2.2 單位根檢驗

單位根檢驗是對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，是后期進行協(xié)整檢驗和建立VAR模型的基礎(chǔ)。本文利用ADF檢驗法在99.5%的置信水平下對數(shù)據(jù)變量進行平穩(wěn)性分析。首先對經(jīng)濟增長率的原始數(shù)據(jù)取對數(shù)變換，數(shù)據(jù)處理軟件為Eviews8.0，輸出結(jié)果如表5所示。

表5 單位根檢驗結(jié)果

由表5可見，變量g原序列不平穩(wěn)，但是其一階差分是平穩(wěn)的，變量為一階單整的，F(xiàn)CL原序列是平穩(wěn)的，可以進行協(xié)整分析。

2.3 確定最優(yōu)滯后階數(shù)

滯后階數(shù)結(jié)果如表6所示。

表6 滯后階數(shù)結(jié)果

依據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，確定模型最優(yōu)滯后階數(shù)p=1,因此建立VAR（1）模型。

2.4 協(xié)整檢驗

采用Johansen極大似然估計法進行這兩個序列之間的協(xié)整關(guān)系分析。如果變量不平穩(wěn)，則變量間同階單整，而且變量之間的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這兩個變量是協(xié)整的。

表7 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

從表7中可以看出，在99.5%的置信水平下，變量金融綜合水平和經(jīng)濟增長率之間存在1個協(xié)整關(guān)系。

2.5 格蘭杰因果關(guān)系分析

為了避免偽回歸現(xiàn)象的發(fā)生，運用格蘭杰關(guān)系對這兩個變量之間的因果關(guān)系進行檢驗。檢驗結(jié)果如表8所示。

表8 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

由表8可知，在99.5%的置信水平下，經(jīng)濟增長率和金融綜合水平存在單向因果關(guān)系，經(jīng)濟增長可以帶動金融發(fā)展的綜合水平提升，但是金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用非常微弱。

2.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

首先對模型的穩(wěn)定性進行檢驗，軟件輸出結(jié)果如圖2所示。

VAR模型的所有單位根全部落在單位圓內(nèi)，因此模型是穩(wěn)定的，可以對VAR模型進行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

采用脈沖響應(yīng)函數(shù)法來反映VAR模型中兩變量之間的相互影響，也就是給每個自變量一個新息量的沖擊，來研究相應(yīng)因變量的變動效果。

圖2 模型穩(wěn)定性檢驗

圖3為隨時間變化的脈沖響應(yīng)圖，圖4為隨時間變化的方差分解圖，其中縱軸分別反映內(nèi)生變量對脈沖沖擊的反應(yīng)程度以及兩者之間的解釋能力，橫軸代表滯后階數(shù)，本文取10期。

圖3 金融綜合水平與經(jīng)濟增長的脈沖響應(yīng)圖

圖3(a)顯示，當(dāng)期給定經(jīng)濟增長率g一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，F(xiàn)CL在第1期就產(chǎn)生較弱的負效應(yīng)，在第2期跌落到最低點-0.05，然后在第3期逐漸反彈，收斂到第10期，但是始終未能突破0水平線，其慣性增長動力不強。圖4(a)顯示，金融發(fā)展受到經(jīng)濟增長因素影響的解釋能力較高，總體解釋度高達40%。

圖3(b)顯示，當(dāng)期給金融綜合水平FCL自身一個標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊時，經(jīng)濟增長立即產(chǎn)生較強的負效應(yīng)，在第2期跌落到-0.4附近，其負效應(yīng)強度是金融發(fā)展受到經(jīng)濟增長的8倍左右，在第3期之后逐漸收斂到0，而且圖4(b)顯示，經(jīng)濟增長受到金融發(fā)展因素影響的解釋能力非常低，總體解釋度還不足10%。

圖4 金融綜合水平與經(jīng)濟增比的方差分解圖

通過上述分析，可以看出：

（1）我國經(jīng)濟增長和金融發(fā)展存在著明顯的非對稱效應(yīng)。兩者之間存在單向關(guān)系，金融發(fā)展并沒有實質(zhì)性地推動我國經(jīng)濟增長。但是我國經(jīng)濟的長期快速增長對金融市場發(fā)展產(chǎn)生了一定的引致性服務(wù)需求，這要求我國進一步推動金融改革調(diào)整，與我國經(jīng)濟增長相配套，提升金融發(fā)展綜合水平，以滿足經(jīng)濟增長的需要。在經(jīng)濟發(fā)展過程中，我國建立并逐步完善股票市場、深化銀行體制改革，我國存貸款總量迅速增加等都是我國經(jīng)濟增長帶來的引致性需求效應(yīng)的集中體現(xiàn)。

（2）金融綜合水平在受到經(jīng)濟增長的沖擊時，在經(jīng)過較短的緩沖之后逐漸反彈收斂，而且負效應(yīng)較小，這意味著我國經(jīng)濟增長對金融發(fā)展產(chǎn)生了相應(yīng)的引致性服務(wù)需求。這推動了金融自身的不斷完善，從而促進經(jīng)濟增長，但是持續(xù)促進經(jīng)濟金融發(fā)展的慣性作用相對不強。而與之相對應(yīng)的，我國經(jīng)濟增長在受到金融發(fā)展沖擊時產(chǎn)生了較強的負效應(yīng)，而且其受金融發(fā)展因素影響的解釋度較低。這表明兩者之間并沒有直接的因果關(guān)系，說明我國金融發(fā)展對帶動經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)作用極其微弱，這可能與我國存在較為嚴重的“金融抑制”和傳統(tǒng)的要素驅(qū)動經(jīng)濟增長模式相關(guān)。

3 金融發(fā)展對經(jīng)濟增長無有效作用的內(nèi)在原因

我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在單向關(guān)系，但是金融發(fā)展為何未對經(jīng)濟增長產(chǎn)生有效帶動作用需要進一步探究。本文運用自回歸分布滯后（ARDL）模型對其內(nèi)在的原因進行分析。

把金融發(fā)展水平分解為金融發(fā)展規(guī)模、效率及市場結(jié)構(gòu)，將其作為自變量，把經(jīng)濟增長速度作為因變量，由于各個變量經(jīng)過一階差分變換后平穩(wěn)，因此構(gòu)建如下的ARDL模型：

分析軟件為Eviews 8.0，輸出結(jié)果如表9所示。

表9 ARDL模型回歸結(jié)果

其中，R-squared=0.9375，Adjusted R-squared=0.8977，F(xiàn)-statistic=23.5689，Prob(F-statistic)=0。

從表9可以看出，模型擬合優(yōu)度較高，調(diào)整后的相關(guān)系數(shù)在90%左右，模型整體顯著，而且各個變量在90%的置信水平下顯著。因此模型具有較高可信度。

從各個變量的系數(shù)來看，F(xiàn)IR、FIR（-1）都為正向關(guān)系，對經(jīng)濟增長起到促進作用，而FE、FE（-1)、FS（-1）都為負向關(guān)系，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生抑制作用。雖然金融規(guī)模對經(jīng)濟增長有正的貢獻度，但是金融發(fā)展效率、金融市場結(jié)構(gòu)抵消了金融規(guī)模對經(jīng)濟增長的帶動作用，因此導(dǎo)致我國金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用沒有得到實質(zhì)性的發(fā)揮。說明我國金融發(fā)展效率相對低下和金融市場結(jié)構(gòu)不合理已經(jīng)成為經(jīng)濟增長的一個重要阻礙。同時驗證了我國經(jīng)濟發(fā)展過程中存在較為嚴重的金融抑制現(xiàn)象，這與我國整體的金融市場環(huán)境密不可分。比如我國金融市場機制尚未健全，利率尚未實現(xiàn)市場化，導(dǎo)致企業(yè)的資金信貸的成本較高，降低了企業(yè)貸款和社會投資的積極性；以政府為主導(dǎo)的投資模式、我國國有銀行在整個金融市場結(jié)構(gòu)中居于支配地位，造成我國銀行在項目選擇上忽視項目的投資收益而是更多地受制于政府的管控，造成金融發(fā)展效率低下；股市的投機性成分太高，其市場價格偏離經(jīng)濟發(fā)展實際等，這些消極因素造成我國金融市場資源配置扭曲，傳導(dǎo)到實體經(jīng)濟，對實體經(jīng)濟產(chǎn)生一定的擠出效應(yīng)。因此破除我國存在的“金融抑制”，有效發(fā)揮金融對經(jīng)濟增長的支持作用才能更好實現(xiàn)我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的互動關(guān)聯(lián)。

4 結(jié)束語

當(dāng)前我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長兩者之間呈現(xiàn)單向關(guān)系，集中表現(xiàn)為經(jīng)濟增長對金融市場服務(wù)產(chǎn)生一定的引致性需求效應(yīng)，帶動金融市場創(chuàng)新，而金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的作用及其微小。這主要是由于我國存在較為嚴重的金融市場抑制，金融發(fā)展效率較為低下，金融市場結(jié)構(gòu)尚不能與我國經(jīng)濟增長相適應(yīng)。而伴隨我國經(jīng)濟增長動力的調(diào)整，改變傳統(tǒng)的要素驅(qū)動，這導(dǎo)致對金融市場產(chǎn)生較高層次的派生型需求。因此我國政府應(yīng)積極推動金融市場化改革，破除金融發(fā)展的制度性障礙，促進培育多元化綜合金融市場，鼓勵金融市場的供給端創(chuàng)新，逐漸推動利率市場化和完善銀行業(yè)競爭機制，規(guī)范金融市場，充分降低金融市場的交易成本和投機程度，以帶動實際經(jīng)濟增長。

參考文獻：

[1] Graff M,Karmann A.What Determines the Finance-growth Nexus？Empirical Evidence for Threshold Models[J].Journal of Economics,2006,(87).

[2] Patrick H T.Financial Development and Economic Growth in Unde?veloped Countries[J].Economic Development and Cultural Change,1966,(34).

[3] 楊友才.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長——基于我國金融發(fā)展門檻變量的分析[J].金融研究，2014，（2）.

[4] 張金清，陳卉.我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的適度性研究[J].社會科學(xué),2013，（5）.

[5] 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）.

[6] 馬軼群，史安娜.金融發(fā)展與經(jīng)濟增長:來自中國的經(jīng)驗分析[J].國際金融研究,2012，（11）.