金融發展與經濟增長關系的實證研究——以四川為例

晉陽秋 郭春霞 黃甜甜

（西南民族大學，四川 成都 610041）

一、文獻綜述

國外研究：哥德史密斯在1969 年出版的《金融結構與金融發展》一書中指出經濟增長與金融發展是同步進行的，同時提出了衡量一個國家或地區金融發展水平的衡量指標，首次系統闡述了金融發展與經濟增長之間的相互關系，奠定了金融發展學科的基礎。愛德華!肖(1973)在哥德史密斯的基礎上發展了金融發展理論，提出金融深化理論與金融抑制理論，認為推行金融深化戰略有利于本國經濟的發展。而落后的金融系統會對本國經濟產生抑制作用。落后國家不應該過分依賴外國資本，必須通過本國金融體系的發展實現本國金融與經濟的相互促進發展。

進入90 年代，金和萊文（King and Levine 1993,1997）提出一系列衡量金融發展水平的指標，分析了80 個國家，從1960到1989 年的數據，用實證方法證明金融發展對經濟增長的積極作用。

國內研究：談儒勇（1999）較早地研究了我國金融發展與經濟增長之間的關系，他用1994 到1998 的季度數據，運用實證分析方法得出如下結論：金融中介體發展與經濟增長之間有很強的，顯著的正相關關系。而股票市場發展與經濟增長有不顯著負相關關系。周立、王子明（2002）對中國各個地區的金融發展和經濟增長做了比較研究，分析得出中國的金融發展狀況可以部分解釋地區經濟發展的不均衡問題。

二、變量和數據說明

本文以1978～2012 這35 年間的經濟數據為基礎。選取GDP作為衡量經濟增長的指標；選取FIR（金融相關度）作為衡量金融發展水平的指標。FIR=（S+L）/GDP，其中S 為金融機構存款余額，L 為金融機構貸款余額。數據來自于《新中國55 年統計匯編》 以及《四川省統計年鑒》。對選取的這兩個變量的數據進行自然對數變換，以使其趨勢線性化，并消除可能存在的異方差問題，變換后的變量序列分別記作lnfir 和lngdp，其一階差分序列記為Δlnfir 和Δlngdp。

三、協整檢驗

（一）平穩性檢驗

下表是用eviews6.0 分別對兩個序列lnfir 和lngdp 進行ADF 單位根檢驗的結果。

表1 時間序列的ADF 檢驗結果

結果顯示lnfir 和lngdp 均為一階單整序列。可以進一步進行協整分析。

（二）協整檢驗

采用E-G 兩部法，先確定協整方程為：

注：括號內為標準誤，方括號內為對應的t 統計量。后文表示方法參照此方程。

然后對殘差序列tε 進行ADF 單位根檢驗，其t 統計量為-3.030063，小于在5%顯著性水平下的臨界值-2.951125。故協整方程的殘差項是平穩的。所以變量lnfir 與變量lngdp 之間存在協整關系。由協整方程，我們可以得出結論，四川省的金融相關率與經濟增長之間存在長期均衡關系。GDP 每增長1 個百分點，FIR 就上升約0.18 個百分點。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

由協整檢驗結果可知，金融發展與經濟增長之間存在長期的均衡關系，但是這種均衡關系是否構成因果關系及因果關系的方向如何，還需要進一步的驗證。對lnfir 與lngdp 進行格蘭杰因果關系檢驗，確定最優之后結束為2。結果如下表2。

表2

上表結果顯示，在滯后期為2 時，金融發展與經濟增長虎威因果關系，滯后期為3 時，金融發展是經濟增長的原因而經濟增長不是金融發展的原因，第4 滯后期互為因果。第5 期與第3 期相反，金融發展不是經濟增長的原因而經濟增長是金融發展的原因。從第6 期以后，兩變量互相不為因果關系。總結以上結果，可以看出，四川省的經濟增長和金融發展在短期和中期是存在互為因故關系的。四川省的金融發展促進了經濟增長，而經濟增長也對金融發展產生促進作用，兩者是相互促進的。而從長期看，這一因果關系消失。

四、VAR 模型分析

（一）向量自回歸模型（VAR）

建立向量自回歸模型（VAR），以反映金融相關率變化與經濟增長之間的動態關系。使用信息準則法確定最優滯后階數。選擇滯后一階。

7）噴灑、負壓環保控制系統：運輸車卸料半封閉系統、臂架封閉系統、卸料點封閉系統，通過除臭劑機內自動噴灑、異味負壓收集實現布料過程的異味控制。

VAR 模型估計結果如下：

通過方程（1）可以看出Δlngdpt-1 對Δlnfirt 的影響較為顯著。Δlnfirt 受到其自身滯后項Δlnfirt-1 的影響也較顯著。通過方程（2）可以看出Δlngdpt 受到自身滯后項Δlngdpt-1 非常顯著的影響，受Δlnfirt-1 的影響也很顯著。下面通過脈沖響應函數和方差分解來仔細考察VAR 模型表達的意義。

（二）脈沖響應函數

VAR 模型的檢驗結果用以說明模型中哪些變量的變化對系統內的每一個變量的未來值有顯著影響。但是無法說明某個給定變量的變化對系統內其他變量產生的影響是正向的還是負向的，以及這一影響隨著時間的變化。我們可以通過考察VAR 模型中的脈沖響應函數和方差分解得到這些信息。

使用Eviews6.0 分析脈沖響應結果，首先分析lngdp 序列對lnfir 序列的影響， lngdp 對lnfir 的影響為負向且從第二期開始遞減，到第五期影響為零。我們可以大致分析這種影響路徑產生的原因是fir 在計算上直接與GDP 是成反比的，所以gdp 的沖擊對fir 的影響為負。但是這種影響不會持續太久，隨著時間推移，影響逐漸消失。

考察lnfir 序列對lngdp 序列的影響路徑， fir 對gdp 的影響在第一期為負數，到第二期為正數，然后逐漸衰減，到第五期幾乎為零。

最后考察金融相關率fir 和經濟增長gdp 對其自身一個單位標準差沖擊的反應路徑。可以看到無論是gdp 還是fir 都表現出遞減的正影響。中fir 的影響速度更快，從第一期顯著的正影響迅速變為第二期微弱的負影響，隨后在第三期衰減為零。而gdp 序列的影響一直為正，且衰減速度慢與fir，到第十期左右，影響為零。這說明：金融相關率和GDP 均與其自身滯后值有一定的正的關聯性，特別是受到近期滯后值的影響比較大。

（三）預測方差分解

從結果中可以看到金融相關率的變動主要是到自身變動影響，經濟增長的變動對其影響很小。第一期影響為0，而后逐漸增加到0.4%。而經濟增長的變動則受到金融相關度和其自身的貢獻都很顯著。在第一期金融發展水平的經濟增長的貢獻度最大，達到了近17%，到第7 衰減到11.3%，趨于穩定。

五、結論與建議

以上實證研究結果表明，四川省的經濟增長與金融相關率之間存在長期穩定的關系。金融發展與經濟呈現顯著的正向相關。從長期來看四川省金融發展和經濟增長互不為因果關系。從預測方差分解中可知，金融發展和經濟增長都較多的由自身前期變量解釋。特別是經濟增長的變化幾乎可以全部由自身變化來解釋。可以推測四川省的金融發展主要是由經濟增長以外的第三方因素推動的，比如說國家西部大開發戰略的政策性支持，以及四川省作為西南經濟強省和區域金融中心的地位。經濟增長的可能更多的源于歷史沿革（其省會成都自從三國時期以來便是西南地區的經濟文化中心）和國家政策支持（西部大開發戰略）。

基于上述的實證結果，結合四川省實際情況和國家政策背景。本文嘗試給出金融發展支持實體經濟的建議如下。

1.優化金融發展環境，完善金融法規政策，不斷健全金融擔保體系，凈化信用環境，加強金融風險防范和監管，暢通金融支持地方經濟增長的障礙。提升四川對國內外金融機構和業務的吸引力，匯聚國內外金融資源。

2.重視金融市場的發展，大力發展多樣化的金融服務，注重銀行類金融機構發展的同時，要重視證券保險信托及其他非銀行類金融業務的共同發展，完善多元化的金融市場體。

3.提高經濟吸附力。進一步發揮支柱產業的帶動深化作用，提高新興科學技術對生產力的轉化能力，積極發展新興產業，加快現代服務業的發展，增強經濟對金融資源的吸引能力。

4.積極推進金融體制改革，推進地方金融業發展，增強地方金融資源的反哺能力。同時，開放民間資本參與金融市場競爭，充分發揮資本市場和民間資金的作用，為地方經濟增長拓寬新的融資渠道，切實降低企業融資成本。

[1] Goldsmith R. Financial Structure and Economic Development [M]. New Haven: Yale University Press, 1969.

[2] Levine, Ross. Financial Development and Economic Growth: Views and Agenda [J]. Journal of Economic Literature.

[3] 古扎拉蒂. 計量經濟學（第4 版）[M].費劍,譯.北京：中國人民大學出版社，2005.

[4] 楊強.南京金融發展與經濟增長關系的實證分析[J].金融縱橫,2010(10).

[5] 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).

[6] 周立,王子明.中國各地區金融發展與經濟增長實證分析:1978-2000[J].金融研究,2002(10).