山東省金融發展與經濟增長的相互關系研究①

白銳鋒

(山東大學威海分校商學院，山東威海 264209)

山東省金融發展與經濟增長的相互關系研究①

白銳鋒

(山東大學威海分校商學院，山東威海 264209)

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，這對于發展中國家尤其重要。本文基于內生性增長理論，采用協整方法實證檢驗山東省金融發展與經濟增長之間的相互關系。研究表明，山東省金融發展與經濟增長之間有密切聯系，包括金融發展的規模擴張、結構調整和效率變化;實體經濟的擴張增加了對金融服務的需求，從而導致金融產業的發展;山東省金融發展沒有引起更高水平經濟增長率的主要原因是山東省金融配置資源渠道不順暢。

金融發展;內生增長;格蘭杰因果檢驗

一、引言

關于金融發展與經濟增長之間的關系，無論是理論依據還是實證檢驗一直都存在著比較尖銳的爭論。在理論分析方面，King和Levine(1993)從金融功能角度入手研究金融發展對經濟增長的影響并在金融功能計量上取得了新突破，令人信服地證明了金融功能的確對決定長期經濟增長率的全要素生產率具有顯著貢獻。①King，R.G.and Levine，R.Financial and Growth:Schumpeter Might Be Right.Quarterly Journal of Economics，August，1993:717 －737.Robinson(1952)和Kuznets(1955)對金融發展在經濟增長中起重要作用的觀點持懷疑態度，他們認為金融發展的重要性或者過于強調或者認為經濟增長對金融服務的需求導致了金融的發展。以Lucas(1988)為代表的一些經濟學家也認為，經濟學家們過分強調了金融因素在經濟增長中的作用，經濟發展會創造對金融服務的需求，這種需求導致金融部門的發展，是經濟增長帶動金融發展而不是金融發展促進經濟增長。②Lucas E.On the Mechanics of economic development［J］.Journal of Monetary Economics，1998，22(1):3 － 42.瓊·羅賓遜反對熊彼特關于金融部門引導產業部門并激發技術創新行為和企業家精神的論斷，強調經濟發展為某種特定形式的金融安排創造了需求，而金融體系只是對這些需求作出反應，從而否認了金融體系對經濟增長的積極作用。在實證檢驗方面，關于金融發展與經濟增長之間因果關系的研究結論也存在較大差別。Goldsmith(1969)的跨國研究結果表明，金融發展規模與經濟增長密切相關。Arestis(2001)的研究結果卻顯示金融發展促進經濟增長決不具有普遍性;Luintel和Khan(1999)則通過時間序列分析方法研究了金融發展和經濟增長的長期因果關系，發現金融發展與經濟增長存在著雙向的因果關系。Christoponlous和Tsionas則發現，發展與經濟增長之間并不存在因果關系的。③參見林勇、祿興能:《經濟增長與金融發展:來自中國的時間序列經驗證據》，《廣西財經學院學報》2009年第5期。

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，這對于發展中國家尤其重要。因為，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。正是基于這樣的政策含義，國內部分學者對此問題進行了大量研究:如曹嘯和吳軍(2002)采用格蘭杰因果檢驗法對金融中介發展與經濟增長之間的因果關系進行補充檢驗，結果顯示金融發展是經濟增長的重要原因;周立和王子明通過分地區方法對中國金融發展與經濟增長關系進行檢驗，結果顯示各地區金融發展與經濟增長強相關，金融市場化與經濟增長相關性十分顯著;李廣眾和陳平(2002)的研究表明，金融中介發展規模與經濟增長之間不存在任何方向的因果關系，金融中介效率與經濟增長存在雙向因果關系;梁琪、膝建州(2006)的研究結果顯示，我國金融發展與經濟增長間存在著由經濟增長到金融發展的單向因果關系。

上述文獻表明，由于研究角度、研究方法和數據選擇等方面存在的差異，學者們得出的結論也有明顯的分歧。本文基于內生性增長理論，采用協整方法實證檢驗山東省金融發展與經濟增長之間的相互關系。

二、理論研究方法:內生性增長理論和協整理論

(一)金融發展與內生性增長理論的關系

近年來，學術界對金融發展與經濟增長關系研究的重新興起，主要來源于內生增長理論的思想啟發和技術支持。內生增長理論認為，增加資本投資是金融發展促進經濟增長的一條基本途徑。本文將金融發展和經濟增長兩個變量置于整體經濟系統中予以分析檢驗其相互關系，即基于以下四種視角進行實證檢驗研究:一是供給拉動性觀點——金融發展對經濟增長具有正向效應(提升資本積累效率并依次提高資本的邊際生產率、提高儲蓄率進而帶動投資率、增加儲蓄規模和改進投資效率、金融發展將拉動更高的經濟增長);二是金融發展追從經濟增長的需求引致性觀點——實體經濟的擴張增加了對金融服務的需求，從而導致金融產業的發展;三是金融發展和經濟增長兩變量互為因果——金融發展和經濟增長之間存在雙向因果聯系;四是金融發展和經濟增長之間不存在因果聯系——經濟學家常常過度強調金融因素在經濟發展中作用。

(二)協整理論分析框架

協整理論的基本思想是，如果兩個或兩個以上的時間序列變量是非平穩的，但它們的某種線性組合卻表現出平穩性，則這些變量之間存在長期穩定關系，即協整關系。在經濟學意義上，這種協整關系的存在便可以通過其他變量的變化來影響另一變量水平值的變化。若變量間沒有協整關系，則不存在通過其他變量來影響另一變量的基礎。其基本步驟如下:

1.單位根檢驗。若變量yt的一階差分是平穩的，則稱變量yt有單位根，檢驗變量是否平穩的過程稱為單位根檢驗。本文使用ADF檢驗來觀察變量的平穩性，進行如下回歸:

并作假設檢驗:H0∶α2=0;HA∶α2＜0

如果接受檢驗H0，而拒絕HA，則說明序列yt存在單位根，因而yt是非平穩的;否則說明序列yt不存在單位根，yt是平穩時間序列。方程式中加入k個滯后項是為了使殘差項為白噪聲。對于非平穩變量，還需檢驗其一階差分的平穩性。如果變量的一階差分是平穩的，則稱此變量為I(1)。所有變量的一階差分平穩是變量之間存在協整關系的必要條件。

2.協整檢驗。

由若干個服從單位根過程的變量組成的系統，若這些變量的某一線性組合是穩定的，稱這一穩定的線性組合為協整關系。當兩個序列均為非平穩的時間序列時，用這兩個變量所進行的回歸分析將有可能導致偽回歸現象。此外，對經濟變量進行協整檢驗是為了揭示時間序列變量之間的長期穩定的關系。協整檢驗主要有兩種方法:一是基于協整回歸殘差的ADF檢驗(EG兩步法檢驗);二是基于VAR的協整系統檢驗。本文采用第二種方法進行協整檢驗。首先將向量單位根過程寫成向量自回歸(VAR)形式，然后對其進行差分變換，最后在誤差項的正態性假設下對協整向量進行極大似然估計。為進一步說明，本文考慮非約束的VAR模型:

其中，Γt=I－(A1－ …Ak)，(k=1，2，…，m －1).A=I－(A1－… －Am) 。系數矩陣 A 稱為影響矩陣，它包含了以數據向量形式表示的變量之間的長期關系的信息。在VAR模型的似然比檢驗法中，其協整向量的個數是由矩陣Π的秩R決定的。當R=0，矩陣為零，原方程式為一階差分的VAR模型;當R=n，則向量過程xt是平穩的;當0＜R＜n，則存在R個協整向量，有R個協整組合。其中，模型最優滯后期數的選擇，由無約束的VAR殘差分析得到。

3.格蘭杰因果檢驗。

根據Granger的定義，xt為yt的原因是指如果利用xt的過去比不用它時可更好地預測yt。考慮二元變量情形，若xt、yt為穩定的隨機序列，則二元變量的格蘭杰因果關系檢驗模型為:

其中:c1、c2為常數項，u1t和 u2t是白噪聲差項，且對所有 t有 E(u1t)E(u1t，u2t)=0，p和 q分別為 xt和 yt的最優滯后階數。從理論上知，要檢驗xt與yt的因果關系，從統計意義上來說，就是要檢驗βj=0和δj=0(j=1，2，…q)，若 βj=δj=0(j=1，2，…q)，則表明 xt與 yt相互獨立;若 βj=0 但 δj≠0(j=1，2，…q)，則存在 xt到yt的因果關系，但不存在yt到xt的因果關系;若δj=0但βj≠0(j=1，2，…q)，則存在yt到xt的因果關系，但不存在xt到yt的因果關系;若βj≠0且δj≠0(j=1，2，…q)，則存在到xt到yt和yt到xt的雙向因果關系。

三、對山東省金融發展與經濟增長關系的實證檢驗

(一)指標選擇與數據說明

與多數經驗分析一樣，本文選擇人均國內生產總值增長率作為衡量經濟增長的指標變量(用gr表示)。金融發展通常定義為以金融中介所提供的服務在數量、質量和效率等方面提高為標志的一個進程，單一指標無法衡量金融發展。對于金融發展我們從規模擴張和效率變化兩個方面進行考察。另外，考慮到近年來我國資本市場雖然發展很快，但金融系統仍然是銀行主導而不是市場主導的，所以運用以銀行為基礎的金融發展指標更適合分析金融發展與經濟增長之間的因果關系。具體選擇三個指標:一是金融發展規模指標——用金融相關率指標(用Rr來表示)，等于山東省金融資產總量/GDP，金融資產總量用儲蓄總額加上金融機構貸款余額表示，暫不考慮債券余額和股票市值部分;二是儲蓄率(用Sr表示)，等于城鄉居民儲蓄存款/GDP，此指標排除了公司存款，是因為公司存款很容易受中央政府信貸政策的影響，居民存款是基于居民自己的決定，比貸款受到中央政府政策的影響要小一些，所以采用這個指標來衡量中國金融中介的發展;三是金融發展的效率指標(用Er來表示)，等于貸款與存款總量與之比，應該說Er描述的是金融中介將儲蓄轉化為貸款的效率，屬于金融中介效率。本文分析的樣本數據為1985年到2008年的年度數據，共有24組樣本觀察數據，數據均來源于《山東統計年鑒》(中國統計出版社，2009年)。由于對數據取對數可以消除其異方差性且不改變時序數據的性質和它們之間的協整關系，①張曉峒:《Eviews使用指南與案例》，北京:機械工業出版社，2007年版，第85－87頁。因此本文對各個變量取對數，得到對數化之后的時間序列數據Lngr、LnRr、LnSr和 LnEr。

(二)檢驗過程及分析

1.平穩性檢驗。為避免非平穩時間序列出現虛假回歸而造成結論無效和協整檢驗的無效性，應首先對上述序列數據的平穩性進行檢驗。本文運用stata軟件對人均國內生產總值、金融相關率、儲蓄率、金融發展的效率進行單位根檢驗。具體輸出結果見表1。表1的檢驗結果表明，所有序列均為非平穩序列，而一階差分序列均為平穩序列，即Lngr、LnRr、LnSr和LnEr均為一階單整序列I(1)。

表1 各變量ADF單位根檢驗結果

2.協整檢驗和格蘭杰因果檢驗。

人均國內生產總值gr、金融相關率Rr、儲蓄率Sr、金融發展的效率Er均為一階單整序列I(1)。因此，對這些非平穩的經濟變量可以進行協整方法進行協整檢驗分析。利用stata軟件計算得出檢驗結果見表2。由表2的協整檢驗結果可知，gr和Rr、gr和Sr、gr和Er這三組變量都存在協整關系，金融相關率、儲蓄率、金融發展效率與經濟增長之間存在長期相關關系。也就是說，無論是從規模擴張、結構調整還是從效率變化來考察，山東省金融發展與經濟增長之間都存在長期相關關系。但它們是否能構成因果關系，我們還需要用格蘭杰因果檢驗方法做進一步檢驗。通過stata軟件計算的出檢驗結果見表3。

表2 協整檢驗結果

表3 Granger檢驗結果

從表3中的數字可以看出樣本數據的檢驗結果，除了“人均國內生產總值不是金融效率的格蘭杰原因”和“人均國內生產總值不是綜合金融發展水平的格蘭杰原因”的零假設被拒絕以外，其余的格蘭杰因果關系均不能被拒絕，即人均國內生產總值增長是金融效率變化的格蘭杰原因、人均國內生產總值gr是綜合金融發展水平的格蘭杰原因，人均國內生產總值經濟增長率gdp和金融相關率、儲蓄率之間不存在格蘭杰因果關系。

四、結論與建議

第一，協整關系檢驗結果顯示，金融相關率、金融發展效率和儲蓄率與人均國內生產總值增長率之間存在顯著的長期穩定的關系，表明山東省金融發展與經濟增長之間有密切聯系，其聯系是全方位的，包括金融發展的規模擴張、結構調整和效率變化。改革現存的經濟發展體制和金融體系，都會對金融發展和經濟增長產生積極的影響。

第二，格蘭杰因果關系檢驗結果顯示，只有人均國內生產總值經濟增長率gr是金融發展效率的格蘭杰原因和人均國內生產總值是綜合金融發展水平的格蘭杰原因，人均國內生產總值經濟增長率gr和金融相關率、儲蓄率之間不存在格蘭杰因果關系，但是人均國內生產總值gr是綜合金融發展水平的的格蘭杰原因。所以，檢驗數字顯示出一個較為模糊的結論。但這與實際情況比較符合。山東省一直是改革開放和外向型經濟較為發達的地區，經濟連續保持較高的增長速度，經濟總量位居全國前列。隨著山東省經濟的發展，金融市場不斷發展和完善，綜合金融發展水平不斷提升。

第三，從經濟增長到金融發展的單一因果關系說明，金融發展追從經濟增長的需求引致性觀點更加符合山東的現實——實體經濟的擴張增加了對金融服務的需求，從而導致金融產業的發展。對于各地區來說，金融發展和經濟增長之間的因果關系是很重要的。因為，不同的因果關系方向意味著不同的政策含義。因此，應把更多的注意力放在其他增強經濟增長的政策上，即應該強調促進實體經濟增長的長遠策略。

第四，為什么山東省金融發展并沒有引起更高水平的經濟增長率呢?造成這一現象的主要原因可以歸結為山東省金融配置資源渠道的不順暢。雖然山東省銀行部門有很大的規模，但仍是四大國有商業銀行為主，并且把大部分的金融資源分配給效率低下的國有企業部門 (山東省國有企業占經濟的比重相當高)，政府對于金融系統的影響力常常導致對經濟增長起主要作用的非國有部門得不到更有利的金融支持。因此，山東省大部分有效率的民營企業不得不尋求其它融資渠道，而不是通過國有銀行信貸來作為擴展商業活動的資金來源。這樣，以銀行為主導的金融體系就失去了在配置資源中應有的作用。

(責任編輯:欒曉平E－mail:luanxiaoping@163.com)

F830

A

1003－4145［2011］03－0170—04

2010－11－15

白銳鋒(1963－)，男，山東大學威海分校商學院副教授，天津財經大學博士研究生。