金融發展與經濟增長關系的實證分析

[摘 要] 從政策層面看，透視我國金融與實體經濟的關系有著極其重要的的現實意義。在已有的研究成果的基礎上，本文從結構主義的經濟增長模型出發，采用普通最小二乘的計量經濟方法，對中國金融發展與經濟增長之間的關系進行重新檢驗，得出結論：金融發展對經濟增長有顯著促進作用，并有進一步發展空間。

[關鍵詞] 金融發展 經濟增長 實證研究

從戈德史密斯(1969)關于金融發展對經濟增長具有推進作用的統計發現以來，關于金融發展與經濟增長關聯性問題的研究在理論和實證上都有了很大進展。關于我國金融與經濟增長關聯性問題，國內學者已有過一些研究結論。學術界對我國的金融發展與經濟增長關系的認識并不一致。金融發展與經濟增長之間的因果關系具有重要的政策含義，這一點對于發展中國家尤其重要:如果是金融發展促進經濟增長，發展中國家就應該優先考慮改革其金融體系，進而通過優先發展金融來促進其經濟增長;如果是經濟增長帶動金融發展，則應該將重心放在經濟增長方面。在改革開放以來我國年均近9%的速度增長過程中，金融發展與經濟增長之間是怎樣的關系?供給導致還是需求拉上?正是基于這樣的疑問，從實證上更深人地對金融的作用加以識別并從中透視出我國金融與實體經濟的關系是極其重要的。談儒勇認為中國股票市場和經濟增長存在不顯著的負相關。龐曉波和趙玉龍考察了1980年～2000年的動態數據，發現我國金融發展與經濟增長的因果性較弱，這意味著我國金融發展未能跟上經濟發展的需要，因此改善金融服務，提高金融效率將會推進我國的經濟增長。以上研究多基于上世紀八九十年代的數據得出了金融發展和經濟增長無明顯的因果關系，或相關性較弱的結論。本文截取1990年～2006年的相關數據，從結構主義的經濟增長模型出發，采用普通最小二乘的計量經濟方法，對金融發展與經濟增長的關系問題進行實證分析。

一、模型與方法

在結構主義的經濟增長模型中，通常包括一些輔助性解釋變量，如經濟制度、對外開放、金融發展等。本文將金融發展作為一個獨立影響因素引入，根據總量生產函數構造模型如下:

其中，y為國內生產總值的增長率，k為國內資本存量的增長率， I為勞動力的增長率，h為人力資本，finance為金融發展： t表示各年。α為模型中遺漏的體現個體差異的變量的影響，假定其不隨時間變化:ε是誤差項。由于模型既包括了時序數據和截面數據，直接用普通最小二乘法估計模型，可能會存在自相關性和異方差性，所以本文將檢驗其自相關性，異方差性及多重共線性，并采用廣義最小二乘法(GLS)解決問題。

二、指標與數據

最能充分反應一國或地區的經濟增長能力的指標就是國內生產總值的增長率。本文采用實際人均GDP增長率作為衡量經濟增長的指標，取值為扣除價格影響因素的實際人均國內生產總值的環比增長率。國際上通常采用戈氏利麥氏兩種指標來衡量金融發展水平。戈氏和麥氏兩種指標都是從總體上去衡量一國的金融發展程度的。在此引用之，將貨幣存量(M2)與國民生產總值的比作為衡量中國各地區金融發展程度的指標。本文模型中用到的其他指標包括資本存量、勞動力的增長率、人力資本。勞動力的增長率用從業人數的年增長率來表示。人力資本是人們花費在教育、健康、訓練、移民和信息等方面的開支所形成的資本。在本文的實證分析中，出于數據的可靠性和方便性，以中央財政支出中文教衛體事業費占總財政支出的比重來表示。在經濟增長模型中，還有一個不可忽視的因素是技術水平，而初始的技術水平是一個難以度量的變量。事實上無論技術開發與推廣是否花費較高的成本，從較長的一段時間來看，技術進步率是大致相同的。而對技術進步的種種假設或限制在PanelData模型中只是表現為不同地區的回歸方程的截距項或斜率的差異。在本文中分解為截距項和誤差項。本文所使用的數據來源于國家統計局統計數據（1990年～2005）及2006年統計公報。

三、實證分析

用最小二乘法作回歸，并分別檢驗異方差性，自相關性及多重共線性

1.直接OLS

yt=-49.86377+0.134999kt+43.92106It+190.3635ht+

14.37911financet

t=(-2.843168)(0.745759)(1.417603)(2.296129)(3.870960)

R2=0.593394R2=0.457859DW=1.490262F=4.378152

F檢驗。F=4.378152，樣本容量n=17，解釋變量k=4，n-k-1=12。F值與臨界值Fα（k，n-k-1）比較。給定顯著性水平α=0.05，

F＞F0.05（4，12），說明模型總體是顯著的。

t檢驗。給定顯著性水平α=0.05，查自由度為12的t分布表，得臨界值tα/2(12)=2.1788.解釋變量K、I、H、FINANCE的t值分別為0.745759、1.417603、2.296129、3.870960，與臨界值比較說明人力資本H和金融發展FINANCE對國內生產總值Y的影響顯著。

2.異方差性檢驗

懷特檢驗：

nR2=15.61452，nR2漸進地服從自由度為14的χ2分布。給定顯著性水平α=0.05，χ0.052（14）=23.685。nR2＜χ2α（14），故隨機誤差項不存在異方差。

ARCH檢驗。

R2=0.172852，n=17，p=2，(n-p)R2=2.59278.(n-p)R2服從自由度為2的χ2分布。給定顯著性水平α=0.05，(n-p)R2＜χ0.052（2），表明模型中不存在異方差性。

3.自相關性檢驗

D-W檢驗。由OLS的輸出結果得DW=1.490262，給定顯著性水平α=0.05，查D-W統計表，n=17，k=4，得下限臨界值dL=0.90和上限臨界值dU=1.71，得dL＜DW＜dU，表明不能確定存在自相關。

4.多重共線性檢驗

相關系數檢驗法。相關系數矩陣如下：由相關系數矩陣得，K與H之間的相關系數為0.840490， K與FINANCE的相關系數為-0.797082，H與FINANCE的相關系數為-0.827708，表明這幾個解釋變量之間的相關性較高。

修正。由直接最小二乘的結果看出，K的參數t值并不顯著，又與H，FINANCE存在多重共線性，故考慮刪除解釋變量K。刪除解釋變量后的回歸結果為：

yt= -53.84270+ 56.12190It+ 228.8488ht+ 13.70346financet

t=( -3.279260) (2.170400) (3.588675)(3.870595)

R2=0.574549R2=0.476369 DW=1.43071134669 F= 5.851947

刪除解釋變量K后，模型的統計檢驗均有較大改善。

五、對實證分析的理論解釋及政策建議

90年代以后，特別是中后期，中國逐步擺脫了短缺經濟，由賣方市場轉向買方市場，由供給導向型向需求拉動轉變。從以上擬合結果我們可以得到如下一些主要的結論:

1.從回歸結果看，金融發展對我國的經濟增長有積極作用，且推動作用十分顯著，表現為t檢驗的結果較高（3.870595）。此時的金融發展日益凸顯出其對于經濟增長的推動與促進。

2.金融發展對經濟增長有正的影響，但是，金融發展對經濟增長的積極作用還沒有完全發揮其應有的水平。從這個意義上說，中國仍然需要繼續加大金融改革的力度，消除所有制歧視，使國有經濟和非國有經濟在融資過程中處于平等地位，使非國有經濟的投資需要得到充分地滿足，從而，最大地發揮非國有經濟的巨大潛力和對經濟增長的巨大推動力。

3.作為解釋變量的國內資本存量的增長率k對經濟增長的影響作用并不顯著，將其刪除后，模型的統計檢驗有較大改善。中國也應對此采取相應對策，以避免影響經濟增長，甚至引發金融危機。

參考文獻:

[1]談儒勇:中國金融發展和經濟增長關系的實證研究[J].經濟研究， 1999 (10): 53～61

[2]龐曉波趙玉龍:我國金融發展與經濟增長的弱相關性及其啟示[J].數量經濟技術經濟研究， 2003 (9): 47～51

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