1、1中国金融发展与经济增长的联动性研究中国金融发展与经济增长的 联动性研究 文郭春风 摘要：本文以 1990年至 2010年的经验数据分析了中国金融发展与经济增长之间的长期联动性和短期联动性，引入分位数回归探讨了不同分位数水平下两者的影响变化趋势。认为中国经济增长在金融发展水平较低时对其影响甚微，随着金融发展的提高，在长期内对金融发展的影响增强。 关键词：金融发展 经济增长 联动性 分位数回归 一、引言 中国金融发展与经济增长之间的联动性是指由于金融系统和经济系统之间存在某种内在的联动机制，从而使得当一个系统内的参数发生变化时会引起另一个系统的参数变化的联动作用过程。在过去的近 20年内，中国的
2、经济发展实现了巨大的飞跃，截止 2010年底，中国实现国内生产总值超过 39万亿元，同比增长 10.3%，比上年的增速加快了 1.1个百分点。另一方面，中国金融发展也取得了长足进步，截止 2010年底，中国M2余额约为 72.6万亿元，同时中国银行业的体系日渐壮大和完善，几大国有商业银行也在国际舞台上暂露头角。在这样的经济发展与金融发展齐头并进的大背景下，越来越多的学者开始关注这两者之间的联系。 2本文的研究价值在于通过探讨长期和短期内中国金融发展与经济增长的联动性，帮助判别两者相互影响的内在渠道，另一方面，通过分析不同分位数下的经济增长影响力和金融发展影响力变化趋势，有利于我们有针对性地制定
3、相应的政策。 自从熊彼特（1934）对金融发展与经济增长之间的关联进行了系统研究之后，越来越多的学者关注两者之间的相互作用。具有代表性的有帕特里克（1966）的金融供给理论和金融需求理论，帕特里克所说的金融供给理论是指金融发展占据主动，对经济发展有着促进作用，而金融需求理论是指金融发展是一种被动需求的结果，它反映的是经济的增长，武志（2010）运用中国的经济金融数据对此进行了佐证，他剔除金融发展虚假成分后对金融发展和经济增长进行实证研究，研究结果表明金融发展能促进经济增长。在实证研究方面，代表性人物有戈德史密斯（1969）和麦金农（1973） ，戈德史密斯提出的金融相关率 FIR对以后的研究产
4、生了深远影响，本文中对于金融发展的衡量指标正是采用的戈氏指标。与戈氏指标相对应的就是麦氏指标，它是由麦金农提出的，用来反映经济货币化程度，麦金农认为金融自由化导致了经济增长，其中的促进机制是相关的金融部门能够起到动员储蓄的作用，并且能够从质和量两个层面扩大投资，使得经济得到快速增长。 在国内相关研究方面，研究结论可以分为两派，一种认为中国的金融发展与经济增长显著相关，且有着明显的因果关系，如周立等（2002） 、曹啸（2002） 、王志强等（2003） ；另外也有学者认为中国金融发展对经济增长的作用比较微弱，如韩延春（2001） 、赵北亭（2001）等。 3我们发现关于金融发展和经济增长的理论
5、和相应的实证文献都较多，但是仍存在着一些问题还未解决。本文相对于以前的研究来说，具有以下特点：第一，从长期联动性和短期联动性分别搭建了中国金融发展与经济增长的联动性分析框架；第二，将分位数回归引入到金融发展与经济增长联动性的分析中，揭示出在不同分位数水平下各自的影响变化趋势。文章的结构安排如下：第二部分从理论出发，提出相应的研究假设，第三部分介绍了数据和研究方法，详细地分析了中国金融发展与经济增长的长期联动性、短期联动性以及进行了分位数回归，并对结果进行了稳健性检验；第四部分是结论。 二、研究假设 新古典经济增长理论和内生增长理论是建立在一般均衡条件下的理论，其中新古典经济增长理论强调储蓄动员
6、、提高技术进步从而促进资本形成和经济增长。内生增长理论强调了人力资本的积累以及知识创新在经济增长中起到的作用。从长期来看，金融发展能够促进社会总供给，具体的作用机制是金融发展通过其相应的金融功能动员储蓄，实现了资金在供给者和需求者之间的有效转化，促进了社会的资本形成、知识创新等方面的提高，从而促进经济增长。在凯恩斯的非均衡条件下，金融发展能够在短期内增加社会的总需求，表现在消费、投资、政府购买和净出口四个方面，从而促进经济的增长，同时经济的快速增长能够对于金融的发展起到反馈作用。因此，本文提出以下的研究假设： 假设一：中国金融发展与经济增长具有长期联动性。 假设二：中国金融发展与经济增长具有短
7、期联动性。 4帕特里克（1966）的金融供给理论和金融需求理论认为，在经济增长的早期，即经济水平相对较低的时期，金融会以主导供给的姿态出现，从而引导经济的发展。帕特里克认为在经济发展早期，社会经济活动并不活跃，此时需要引入某种刺激因素，起到动员储蓄和扩大投资的作用，很显然金融发展能够很好做到这一点。随着经济的不断发展，到了经济增长的后期，金融部门此时已经有了相当的规模，因此，此时金融发展更多是以金融需求的被动姿态出现。为了探索中国市场上不同经济水平和不同金融发展水平条件下的影响力变化趋势，本文提出以下研究假设：假设三：随着经济水平分位数的增加，中国金融发展对于经济增长的影响力会增加。 假设四：
8、随着金融发展水平分位数的增加，中国经济增长对于金融发展的影响力会增加。 三、实证分析 （一）计量模型与数据说明 本文将金融部门作为一个生产要素引入生产函数，得到： Y=AFIRLK1- 等式两边同时取对数可以得到： LNY=LNA+LNFIR+LNL+ （1-）LNK 从而我们得到计量模型如下所示： LNY=0+LNFIR+LNL+LNK+ 5对于经济增长 Y，本文选择了人均 GDP的对数值，并采用不变价计量消除了价格波动的影响，对于金融发展，本文采用戈氏指标，即金融相关率（FIR） ，金融相关率的计算公式为：FIR=（M2+Loan+Stock）/GDP，其中 M2为广义货币量，Loan 为
9、国内贷款总额，Stock 为有价证券价值总额，L 和 K分别为劳动力投入量和资本投入量。 本文考察的时间段为 1990年至 2010年，数据来源于世界银行数据库和中国统计年鉴。 （二）研究方法 基于单位根检验的结果， 本文利用协整检验来验证中国金融发展与经济增长之间是否具有长期联动性，然后运用 ECM模型描述两者之间的短期联动性，最后根据分位数回归来探讨不同经济水平下金融发展的影响力变化以及不同金融发展水平下经济增长影响力的变化趋势。限于文章的篇幅，相关研究方法的介绍省略。 （三）单位根检验 单位根检验结果显示，经济增长 Y序列、金融发展 FIR序列、劳动力 L序列和资本 K序列都是不平稳的，
10、但是它们的一阶差分均平稳。 （四）长期联动性检验 基于单位根检验结果，对 LNY、LNFIR、LNL 和 LNK进行 Johansen协整检验，以此来探究它们之间的长期均衡关系。检验结果拒绝了不存在协整关系的假设，接受了最多有一个协整关系的假设，故可知模型存在一个显著的协整关系，由此可见中国金融发展与经济增长之间存在着长期的联动性。 （五）短期联动性检验 6本文通过建立 ECM模型来探索中国金融发展与经济增长之间的动态短期联动性，结果如下所： LNYt=-0.293t-1+1.836LNYt-1 +0.695LNYt-2+ （2.42） （3.78） （1.43） 1.613LNFIRt-1+
11、1.207LNFIRt-2 （4.50） （2.64） +8.572LNL-1.168LNK-171.05 （3.45） （-4.32） （-3.42） 从上式中我们可以看到在短期内，协整关系对于经济增长有一个反向的修正作用，为-0.293。当经济增长 LNY超出长期均衡约束，则误差修正作用会降低 LNY，而 LNY的一期滞后、LNFIR 的一期滞后和二期滞后均对其有显著的正向修正。 为了考量某个新息的一个标准差的冲击对内生变量现在值和未来值的影响，我们对 LNY和 LNFIR做脉冲响应分析，结果表明，LNY 对于自身的一个标准差新息冲击后，立刻有了较强的反应，增加了 0.03左右，在第 1期
12、到第 13期为震荡式上升，在 23期附近增长到 0.09之后趋于平稳；而 LNFIR对于自身的一个标准差新息冲击之后，立刻有正向 0.02的反应，随后下降至-0.04 左右，然后上升至 25期左右趋于平稳。 （六）分位数回归 通过前面的分析我们知道，不论是长期还是短期内，中国金融发展与经济增长都有着较强的关联，那么这种影响是否会根据变动的不同而7产生较显著的差异？本文引入分位数回归方法，以此探究不同分位数水平下，中国金融发展对于经济增长的影响变化情况。 Yt=FIRTt+ 假设 的分布函数为 F，则，=（0+F-1（） ，1）T 的估计为 在本文下面的计算中=0.1，0.2，0.9。下图为得出
13、的分位数回归结果，另外通过计算所有的系数均在 5%水平下显著。通过在不同分位数上的分析，可以得到在极端情形下金融发展对经济增长的影响程度。从图 1可以看到， 随着分位数的增加，金融发展对于经济增长的影响力整体上有上升的趋势， 影响力最小的点处于分位数为 0.1的点，处于中间的分位数时金融发展的影响较为稳定，大约在 0.62附近波动，当分位数超过 0.8之后，这种影响便迅速扩大。基于此，我们可以得到以下两个结论：第一， 不论经济水平如何，金融发展始终对于经济增长有着正向的影响；第二，考虑极端情况时，我们发现与自身相比，金融发展在经济水平极端小的时候对其影响相对较小，在经济水平极大时对其影响会有所
14、提高。 同样的方法，我们可以在金融发展的不同分位数上研究经济增长对其的影响变化，结果如图 2所示。分位数回归结果显示，模型的系数均为显著，且经济增长对于不同分位数上的金融发展的影响呈上升趋势，由此我们可以得到以下结论：随着金融发展水平越来越高，经济增长对于金融发展的影响力也会增加，从而形成一个“良性循环” 。 8（七）稳健性检验 文章在进行稳健性检验时，引入新的控制变量，即反映经济开放程度的变量 FDI/GDP，相关数据来源于世界银行数据库。分位数回归结果显示，加入经济开放程度指标后，金融发展对于经济增长的影响特性基本没变，同时所有的系数都较为显著，同时我们也发现经济开放程度对于经济增长也具有
15、显著的正向影响，这种影响在大多数时候较为稳定，当经济水平过低或者过高的时候都会影响其影响力。综上所述，中国金融发展与经济增长的联动性具有稳健性。 四、结论 研究结果显示，中国金融发展与经济增长具有显著的长期联动性和短期联动性，同时分位数回归结果也与此相呼应，即不论经济发展所处的水平如何，金融发展对其都有显著的正向影响，同时当金融发展水平较低时，经济增长对于金融发展的影响较小，随着金融发展分位数的不断增加，经济增长对金融发展的影响开始变得显著。 以上的研究结论包含的政策含义是，由于在短期和长期内中国金融发展都能够影响到经济增长，所以加快金融体制改革有利于提高金融效率，促进资本积累，推动我国经济的
16、持续增长。同时由于在长期内中国金融发展与经济增长具有较强的相互联动性，故应该在中长期内构建更为完善的金融政策，促进两者的良性互动。 参考文献： 1武志.金融发展与经济增长：来自中国的经验分析J.金融研究，2010（5） 92 Goldsmith， W.Financial Structure and DevelopmentM.New Haven， CT： Yale University Press，1969 3Mckinnon I. Money and Capital in Economic DevelopmentM. Washington：Brookings Institution，1973
17、4Fritz， Richard G. Time Series Evidence on the Causal Relationship between Financial Deepening and Economic DevelopmentJ. Journal of Economic Development.1984（6） 5周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：19782000J.金融研究，2002（10） 6曹啸，吴军.我国金融发展和经济增长关系的格兰杰检验和特征分析J.财贸经济，2002（5） 7王志强，孙刚.中国金融发展规模、结构、效率与经济增长关系的经验分析J.管理世界，
18、2003（7） 8韩廷春.金融发展与经济增长：基于中国的实证分析J.经济科学，2001（3） 9赵北亭，于鸿君.我国资本市场与经济增长关系的实证分析J.北京大学学报，2001（5） 10Arestis.P.， Luintel.A. and Luintel.K. Financial Development and Economic Growth： The Role of Stock MarketsJ. Journal of Money， Credit and Banking 2001（33） （郭春风，1978 生，湖北宜昌人，武汉理工大学经济学院讲师、博士研究生。研究方向：金融产业与金融工程）
