金融深化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證研究

1、金融深化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系實(shí)證研究摘要：本文運(yùn)用我國(guó)1978-2011年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，對(duì) 金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，得出結(jié)論：1. 從短期來(lái)看，我國(guó)的金融深化推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；2.從長(zhǎng)期 來(lái)看，金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在互為因果、相互促進(jìn)的 關(guān)系。關(guān)鍵詞：金融深化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)計(jì)量檢驗(yàn)一、引言現(xiàn)代社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要特征是金融和經(jīng)濟(jì)的關(guān) 系日益密切，金融在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的地位逐步提高。經(jīng)濟(jì)和金 融的不斷融合使貨幣化經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟(jì)金融化趨勢(shì)?？陀^上 經(jīng)濟(jì)金融化要求通過(guò)金融深化來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。20世紀(jì)70年代初，美國(guó)學(xué)者麥金農(nóng)和他的同事肖指出: 經(jīng)濟(jì)與金融息息相關(guān)，金融深化與金融抑制分別對(duì)經(jīng)濟(jì)起著

2、 促進(jìn)、抑制的作用；發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)落后的癥結(jié)在于金融抑 制，鼓勵(lì)推行金融深化戰(zhàn)略。本文結(jié)合我國(guó)1978-2011年間 的經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融發(fā)展的多元線性 回歸模型，對(duì)二者進(jìn)行實(shí)證分析，從而得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與金融 發(fā)展間的相互關(guān)系，為金融發(fā)展提供相關(guān)實(shí)證分析基礎(chǔ)。二、實(shí)證分析(-)指標(biāo)選取和建模在金融發(fā)展理論中，經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出許多指標(biāo)來(lái)衡量一個(gè) 國(guó)家是處于金融深化還是金融抑制的狀態(tài)。本文選取實(shí)際國(guó) 內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率（y）、金融深化指標(biāo)（包括麥金農(nóng)指標(biāo) （m2/gdp和金融相關(guān)率fir）和通貨膨脹率假設(shè)以y、m分別表示實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)率、金 融深化指標(biāo)（由m2/gdp和fir表

3、示）和通貨膨脹率，則經(jīng) 濟(jì)增長(zhǎng)和金融深化之間的關(guān)系模型可表示為如下兩式：上式中和是方程系數(shù)。其中，變量m和y的系數(shù)分別表 示在考慮了通貨膨脹影響下，金融深化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響及 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)金融深化的影響程度；t表示時(shí)間；i表示滯后 階數(shù)；是白噪聲誤差項(xiàng)。對(duì)各個(gè)變量取對(duì)數(shù)是為了防止出現(xiàn) 異方差。根據(jù)1978-2012年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和中國(guó)金融年鑒 的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過(guò)整理計(jì)算得出1979-2011年這31年中的 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率y、貨幣化程度（m2/gdp）、金融相關(guān)比率fir和 通貨膨脹率的數(shù)據(jù)。其后，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢 驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)。（二）實(shí)證檢驗(yàn)1.單位根檢驗(yàn)在使用非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸分析

4、時(shí)，會(huì)造成虛假回歸。 并且，當(dāng)變量存在單位根，即是非平穩(wěn)序列時(shí)，傳統(tǒng)的統(tǒng)計(jì) 量，如t值、f值和dw值等將會(huì)出現(xiàn)偏差。因此，為保證 回歸結(jié)果的無(wú)偏、有效和最佳，我們可以依據(jù)表1中的數(shù)據(jù), 利用adf單位根檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)樣本數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征。adf 平穩(wěn)性檢驗(yàn)是基于以下回歸方程：由表1中的檢驗(yàn)結(jié)果可知：(1) ln (m2/gdp)、lnfir和 ln的時(shí)間序列的adf統(tǒng)計(jì)量大于5%的顯著水平下的臨界值, 所以接受原假設(shè)，這四個(gè)時(shí)間序列均含有單位根，是非平穩(wěn) 序列。(2) lny、ln (m2/gdp)、lnfir和ln的一階差分序列 的adf值均小于5%顯著水平下的臨界值，它們?cè)谝浑A差分之 后均

5、是平穩(wěn)序列。(3)協(xié)整是指兩個(gè)，或者兩個(gè)以上同階單 整的非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合是平穩(wěn)序列。由于lny、ln (m2/gdp)、lnfir和ln都是一階單整序列,所以lny、ln (m2/gdp)和ln, lny、lnfir和ln之間可能存在協(xié)整關(guān)系。 下面，我們需要對(duì)它們進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。2. 協(xié)整檢驗(yàn)常用于檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系的方法是主要 有兩種：兩個(gè)變量的eg檢驗(yàn)和多個(gè)變量的johansen檢驗(yàn)。 本文的檢驗(yàn)是多變量之間的檢驗(yàn)，因此采用johansen檢驗(yàn) 法對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。johansen檢驗(yàn)方法的步驟主要有：先計(jì)算回歸方程的跡 統(tǒng)計(jì)量，然后與不存在協(xié)整關(guān)系、存在一個(gè)以及存

6、在兩個(gè)協(xié) 整關(guān)系這三種假設(shè)前提下的johanson臨界值進(jìn)行比較。若 回歸方程的跡統(tǒng)計(jì)值大于假設(shè)條件下的johanson臨界分布 值，則拒絕其前提假設(shè)；反之，則接受該假設(shè)。我們根據(jù)表 1數(shù)據(jù)，利用eviews6. 0軟件進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如下表所 不o表2相關(guān)變量協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果由表2中的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：(l)lny和ln(m2/gdp)> ln之間協(xié)整檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量均大于三個(gè)假設(shè)在5%的顯著水 平下臨界值，因此存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣化 程度、通貨膨脹率這三個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)關(guān)系(2) lny和lnfir. ln協(xié)整檢驗(yàn)的跡統(tǒng)計(jì)量均大于表中三個(gè) 假設(shè)在5%的顯著水平下

7、臨界值，因此同樣存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系, 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融相關(guān)比率、通貨膨脹率存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì) 關(guān)系。(3)若變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則這些變量至少存在 一個(gè)方向的格蘭杰因果關(guān)系。下面，我們對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融 深化之間的因果關(guān)系做進(jìn)一步探討。3. 格蘭杰因果檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融深化之間是否存在因果關(guān)系，若存在因 果關(guān)系，那誰(shuí)是因，誰(shuí)是果？通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，我們得出的結(jié) 論是變量之間至少存在一個(gè)方向的格蘭杰因果關(guān)系?，F(xiàn)在我 們可以通過(guò)采用格蘭杰因果檢驗(yàn)方法得出經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融 深化之間的因果關(guān)系。格蘭杰檢驗(yàn)的基本思想是“過(guò)去可以預(yù)測(cè)現(xiàn)在”。我們 可以對(duì)原模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，但是，為了驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增 長(zhǎng)與金融深化的

8、確切關(guān)系，我們可以對(duì)以上兩個(gè)模型構(gòu)建以 下多變量誤差糾正模型，然后再對(duì)兩者進(jìn)行格蘭杰因果檢 驗(yàn)。上式中，ec項(xiàng)表示上一期變量偏離均衡水平的誤差，是 協(xié)整回歸所得的殘差。它代表變量之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系的 誤差糾正項(xiàng)；t表示時(shí)間；i表示滯后階數(shù)；u是白噪聲誤差 項(xiàng)。得出的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示。表3 granger檢驗(yàn)結(jié)果從表3中我們可以得出，(1)以短期的格蘭杰因果檢驗(yàn) 結(jié)果來(lái)看，因?yàn)楣烙?jì)的f值在5%的水平上顯著，貨幣化程度 m2/gdp是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率y的格蘭杰原因；相反，由于f值在統(tǒng) 計(jì)上不顯著，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率卻不是貨幣化程度的格蘭杰原因。 因此，可以說(shuō)我國(guó)的貨幣化過(guò)程推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。另一方面

9、, 金融相關(guān)率fir是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率y的格蘭杰原因，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng) 率不是金融相關(guān)率的格蘭杰原因。(2)從長(zhǎng)期的格蘭杰因果 檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，貨幣化程度m2/gdp和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率y的 之間存在互為格蘭杰因果關(guān)系。同樣，金融相關(guān)率fir和經(jīng) 濟(jì)增長(zhǎng)率y的之間也存在互為格蘭杰因果關(guān)系。因此，短期 來(lái)看，我國(guó)的金融相關(guān)比率帶動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在長(zhǎng)期中，兩 者之間則是互為因果、相互影響的關(guān)系。三、結(jié)論改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)一直保持著快速、穩(wěn)定的發(fā) 展，1979-2011年我國(guó)實(shí)際gdp的年增長(zhǎng)率達(dá)到9. 5%,金融 深化程度不斷提高，1979年我國(guó)的貨幣化程度39. 8%, 2011 年這一比例達(dá)到180. 1%,增長(zhǎng)近5倍。隨著經(jīng)濟(jì)體制改革進(jìn) 程的加快，金融市場(chǎng)的作用逐漸顯現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)體中的貨幣化程 度不斷提高。本文構(gòu)建了誤差糾正模型對(duì)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)， 從數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，我國(guó)實(shí)行的漸進(jìn)式金融體制改革 具有一定的經(jīng)濟(jì)成效，從短期來(lái)看，我國(guó)的金融深化推動(dòng)了 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；從長(zhǎng)期來(lái)看，金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在互為 因果、相互促進(jìn)的關(guān)系。參考文獻(xiàn)：1 談儒勇.中國(guó)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證研究 j.經(jīng)濟(jì)研究,1999 (10).2 蒙蔭莉.金融深化、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與城市化的效應(yīng)分析 j.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003 (