謝佳

中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的VAR系統(tǒng)實(shí)證分析

謝佳

采用1994年至2009年的季度數(shù)據(jù)對我國股市發(fā)展、銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行了VAR格蘭杰因果檢驗(yàn)和向量誤差修正模型（VECM）分析。結(jié)果表明，銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)之間具有顯著的雙向因果關(guān)系，且相關(guān)關(guān)系為正，說明銀行發(fā)展已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)增長的一個源泉。同時還顯示股票市場的發(fā)展變化導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長，但它對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率較低。結(jié)合所得到的結(jié)論和實(shí)際提出了一些建議。

金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長；格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)；向量自回歸模型；向量誤差修正模型

一、問題的提出

Goldsmith(1969)的研究表明：經(jīng)濟(jì)增長迅速的時期總是伴隨著金融的快速發(fā)展，明確了金融體系規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長的緊密相關(guān)性［1］。在Romer(1986)和Lucas (1988)對內(nèi)生增長理論做出開創(chuàng)性貢獻(xiàn)之后，經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始對索洛模型進(jìn)行了反思并將金融活動納入到經(jīng)濟(jì)內(nèi)生增長的模型之中［2］。在之后的40多年發(fā)展歷程中，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究成為了經(jīng)濟(jì)學(xué)的前沿課題。雖然這些文獻(xiàn)的實(shí)證結(jié)果不盡相同，但是都已肯定金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的一個重要決定因素。自20世紀(jì)90年代以來，隨著中國改革開放的不斷深化和發(fā)展，金融業(yè)的改革和發(fā)展也在不斷地向前推進(jìn)，取得了顯著的成效。但是，面對國際上不斷爆發(fā)的金融危機(jī)和國內(nèi)錯綜復(fù)雜的金融問題，如何才能更好地引導(dǎo)我國金融健康發(fā)展以服務(wù)于國民經(jīng)濟(jì)已成為目前研究的重中之重。因此，在金融危機(jī)后，有必要對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系作一個全面、系統(tǒng)的研究。

二、指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)來源

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性、研究結(jié)果的可比性以及小樣本時間序列分析對數(shù)據(jù)的最低要求，本文選取了1994年第一季度到2009年第四季度的季度數(shù)據(jù)作為模型樣本，跨度為16年。股市數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫；銀行數(shù)據(jù)來自國際貨幣基金組織的《國際金融統(tǒng)計(jì)》（IFS）；宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計(jì)出版社出版的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002-2009)及《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。由于樣本采用的是季度數(shù)據(jù)，我們采用X12方法對除消費(fèi)者價格指數(shù)（CPI）和股票指數(shù)之外的所有原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。

本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）作為衡量經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)?？紤]到GDP數(shù)據(jù)的流量特性，我們采用季度平均CPI環(huán)比指數(shù)對名義GDP進(jìn)行了價格平減。選用金融機(jī)構(gòu)存貸款總額 （M2）與GDP的比率（SMY）作為衡量金融發(fā)展的指標(biāo)。用金融機(jī)構(gòu)對其他部門的貸款總額與GDP的比率（BCY）反映金融中介資金運(yùn)用的規(guī)模。股票市場的規(guī)模我們用滬深兩市流通股市值與GDP的比率（MCY）來表示。我們用滬深兩市A股成交金額與GDP之比（STY）來衡量股票市場流動性。股市波動性的度量指標(biāo)是上證A股季度收益率的波動率（SMV）。對上述指標(biāo)分別取對數(shù)，這個變換不改變原來的協(xié)整關(guān)系，并能使其趨勢線性化，消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象。

三、實(shí)證分析

（一）單位根檢驗(yàn)

本文采用ADF來檢驗(yàn)變量的平穩(wěn)性，并檢驗(yàn)各變量的一階差分。由于采用的是季度數(shù)據(jù)，因此在水平層面我們采用4個滯后期，在一階差分層面采用3個滯后期進(jìn)行測試，測試結(jié)果也表明選用該滯后期時，DW值最接近2。一階差分后其他變量平穩(wěn)，二階差分后LY平穩(wěn)。我們認(rèn)為該變量和其他變量一樣為一階單整序列。因?yàn)槲覀兊臉颖玖枯^小，選取的觀察點(diǎn)有限，此時單位根檢驗(yàn)的解釋能力可能被扭曲（Pierse和Shell，1995)，并且一階差分序列ΔLY的p值為0.0724，在10%的顯著性水平下平穩(wěn)。

（二）確定VAR模型的滯后期

VAR模型中一個重要的問題就是選擇滯后期。通常進(jìn)行選擇時，需要綜合考慮。Cheung和Lai (1993)指出，當(dāng)誤差項(xiàng)包含移動平均項(xiàng)時，根據(jù)信息標(biāo)準(zhǔn)來選擇滯后期的長度可能是不適當(dāng)?shù)模?］。范學(xué)俊指出，可以采用被估計(jì)的VAR剩余項(xiàng)中不存在統(tǒng)計(jì)意義上的自相關(guān)性的最小長度來確定滯后期長度［4］。

下面估計(jì)VAR并運(yùn)行剩余序列相關(guān)LM測試以確定滯后期的長度。我們發(fā)現(xiàn)在被估計(jì)的VAR剩余中不存在序列相關(guān)的最小長度為2個滯后期。

（三）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

在既定的2個滯后期長度的情況下，跡數(shù)值統(tǒng)計(jì)與最大特征值統(tǒng)計(jì)的結(jié)果是相同的，兩者都表明存在著2個協(xié)整向量。

表1 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表（滯后期為2）

（四）Granger因果檢驗(yàn)

我們對樣本中的所有變量進(jìn)行基于VAR的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。結(jié)果表明在所選取的樣本期內(nèi)，股票市場的發(fā)展變化和經(jīng)濟(jì)增長的變化之間，存在單向因果關(guān)系，即股票市場的發(fā)展變化導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長的變化。同時在銀行發(fā)展與股票市場發(fā)展之間，也存在單向因果關(guān)系，即股市流動性變化導(dǎo)致了銀行發(fā)展。在銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長、金融深化與股票市場規(guī)模發(fā)展之間存在著雙向的因果關(guān)系，兩者互為因果。

（五）VAR新息估計(jì)

為了更進(jìn)一步考察金融發(fā)展中4個對經(jīng)濟(jì)增長有格蘭杰原因的變量即LSMY、LBCY、LMCY、LSTY對經(jīng)濟(jì)增長變量的相對重要性，我們采用新息估計(jì)法分解本文VAR中經(jīng)濟(jì)增長變量的預(yù)測誤差方差，不考慮經(jīng)濟(jì)增長變量LY對自身的貢獻(xiàn)率,LSMY,LBCY對LY的預(yù)測誤差方差的解釋率隨滯后期增大而穩(wěn)步增加，LMCY對LY的預(yù)測誤差方差的解釋率一直逐漸增大并在第13期達(dá)到最大值12.6%，之后逐期遞減，LSTY對LY的預(yù)測誤差方差的解釋率在第4期達(dá)到最大值15.4%后隨著滯后期增大而逐漸變小。這說明金融深化導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)增長，并且銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)程度較大，銀行發(fā)展已經(jīng)成為中國經(jīng)濟(jì)增長的一個源泉。

（六）建立誤差向量修正模型（VEC）

本文之前的LM檢驗(yàn)確定了滯后期為2個周期，協(xié)整檢驗(yàn)確定了有兩個協(xié)整向量。據(jù)此，我們建立誤差向量修正模型如下:

從長期均衡關(guān)系來看，銀行貸款和交易金額對經(jīng)濟(jì)增長有正面影響，說明銀行發(fā)展和股票市場流動性對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有長期的促進(jìn)作用，流通市值對經(jīng)濟(jì)增長有負(fù)面影響。此結(jié)果說明了股市規(guī)模過度膨脹將對實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生阻礙，不僅不能達(dá)到優(yōu)化資源配置的作用，反而會占用實(shí)體經(jīng)濟(jì)所需資金。與之對比，反映股市活躍程度的交易金額則對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有長期促進(jìn)作用。這說明了現(xiàn)階段股市發(fā)展的重點(diǎn)應(yīng)該放在加強(qiáng)股市的效率上。

從長期均衡關(guān)系來看，銀行貸款，交易金額對M2有正面影響,說明銀行發(fā)展和股票市場流動性對金融深化有長期的促進(jìn)作用。流通市值對M2有負(fù)面影響,這可能是由于當(dāng)資金流入股市時，存款額減少的原因，從某種角度反映了我國股市“資金市”的特點(diǎn)。同時由（1）式可得，當(dāng)應(yīng)變量為LY時，ect1,t項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)為負(fù)（-0.065760，并且顯著），說明誤差修正是一個負(fù)反饋過程。當(dāng)上期經(jīng)濟(jì)增長率低于長期均衡值時，誤差修正項(xiàng)將以0.065760

單位的速度增加經(jīng)濟(jì)增長率,反之亦然。因此雖然短期內(nèi)各變量間可能有波動，但長期來看由于協(xié)整關(guān)系的存在，變量間關(guān)系將趨向于誤差修正項(xiàng)表示的長期均衡關(guān)系。同理，當(dāng)應(yīng)變量為SMY時，ect2,t的調(diào)整系數(shù)為負(fù)，同樣說明負(fù)反饋的誤差修正過程。

四、結(jié)論與建議

股票市場的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)率一直較低，并呈現(xiàn)出逐年下降的趨勢，并且從誤差修正模型的結(jié)果來看，股市市場規(guī)模指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長間長期均衡關(guān)系為負(fù)，而股市流動性指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長長期均衡關(guān)系為正。這與股票市場發(fā)展的效率不高有關(guān)。股票市場作為一種直接融資媒介，沒有將其優(yōu)化金融資源配置、強(qiáng)化公司治理等作用完全發(fā)揮出來，目前股票市場結(jié)構(gòu)不合理，不但規(guī)模偏小、運(yùn)行不夠規(guī)范，而品種少，對經(jīng)濟(jì)增長的拉動效果不明顯。

為了提高中國金融體系的整體效率，股票市場的發(fā)展應(yīng)擺在優(yōu)先位置。在2009年IPO重啟后，股票市場的規(guī)模在不斷擴(kuò)大。規(guī)模發(fā)展是股市發(fā)展的一個必經(jīng)之路，同時應(yīng)注意加強(qiáng)股市的效率建設(shè)，進(jìn)一步擴(kuò)大股票市場中國金融體系中的作用，逐步向市場主導(dǎo)型的金融體系方向發(fā)展應(yīng)成為中國未來金融發(fā)展政策的核心。中國金融體系的未來轉(zhuǎn)型仍然需要政府的大力推動，需要政府與市場共同合作。

[1]Goldsmith,Raymond W(1969).Financial Structure and Development[M].New Haven,CT.:Yale University Press.

[2]Lucus RobertE.Jr(1988).On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics,Vol.22,(1)

[3]Cheung.Yin-Wong.&Kon-S.Lai(1993).Finite-Samples Sizes of Johansen’s Likelihood Ratio Tests for Cointegration,OxfordBulletinof Economics andStatistics,55(3),313-328

[4]范學(xué)俊.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長:1978-2005中國的實(shí)證檢驗(yàn)[D].華東師范大學(xué)博士論文，2005.

F832.0

A

1673-1999（2010）22-0061-02

謝佳（1986-），女，安徽安慶人，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)（安徽蚌埠233041）經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生，研究方向?yàn)楹暧^管理與經(jīng)濟(jì)增長。

2010-09-30