俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究——基于1992-2012年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

陳宇

（遼寧大學(xué)國(guó)際關(guān)系學(xué)院，遼寧沈陽(yáng)110036）

俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究——基于1992-2012年數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

陳宇

（遼寧大學(xué)國(guó)際關(guān)系學(xué)院，遼寧沈陽(yáng)110036）

選取三個(gè)指標(biāo)分別代理俄羅斯金融發(fā)展這一變量，然后在理論分析的基礎(chǔ)上建立了計(jì)量模型，運(yùn)用時(shí)間序列回歸分析和Grange因果檢驗(yàn)的計(jì)量方法，對(duì)俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，同時(shí)還采用衡量股票市場(chǎng)和銀行兩個(gè)方面發(fā)展水平的指標(biāo)重新代理金融發(fā)展，進(jìn)一步作了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。研究表明：俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的線性關(guān)系，金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的Grange原因，同時(shí)也是投資的Grange原因，說(shuō)明金融發(fā)展很有可能推動(dòng)了投資活動(dòng)，進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而在這一過(guò)程中，銀行可能發(fā)揮了更大的作用。

俄羅斯金融發(fā)展；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；回歸分析；Granger因果檢驗(yàn)

一、問(wèn)題的提出

俄羅斯經(jīng)濟(jì)的市場(chǎng)化進(jìn)程中包含了一系列金融改革，其主要內(nèi)容：中央銀行的獨(dú)立、商業(yè)銀行的私有化、建立股票和債券市場(chǎng)、利率市場(chǎng)化、經(jīng)常項(xiàng)目下盧布可自由兌換等，是俄羅斯金融發(fā)展的具體體現(xiàn)。

俄羅斯金融發(fā)展過(guò)程曲折復(fù)雜，盡管僅從俄羅斯金融市場(chǎng)體系的建立和金融逐步深化來(lái)看，俄羅斯的金融發(fā)展取得了一定成就，但這種金融發(fā)展的成敗得失如何，迄今還缺乏明確的判斷標(biāo)準(zhǔn)。從經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型的動(dòng)機(jī)出發(fā)，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的目的是解決計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的資源配置低效率問(wèn)題，而市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)配置資源的一個(gè)重要機(jī)制正是金融機(jī)制。金融發(fā)展是否成功，可能有金融深化程度、金融穩(wěn)定性等衡量標(biāo)準(zhǔn)，但其中一個(gè)更能說(shuō)明問(wèn)題的標(biāo)準(zhǔn)是它是否促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Patrick.H. T（1966）［1］的研究表明，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展初期，金融發(fā)展導(dǎo)致實(shí)際產(chǎn)出增加，而當(dāng)經(jīng)濟(jì)趨于成熟時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)反而拉動(dòng)金融發(fā)展，這一結(jié)論已經(jīng)得到普遍證實(shí)。那么，這一結(jié)論在俄羅斯能否得到驗(yàn)證，需要理論和實(shí)證的分析。

轉(zhuǎn)軌至今，俄羅斯經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷了大起大落，20世紀(jì)90年代的轉(zhuǎn)型性經(jīng)濟(jì)危機(jī)和進(jìn)入21世紀(jì)后的資源依賴型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中，金融發(fā)展的影響很難被孤立出來(lái)。2008年金融危機(jī)以來(lái)俄羅斯經(jīng)濟(jì)的艱難復(fù)蘇和目前的停滯狀態(tài)，倒可以從反面證明俄羅斯金融發(fā)展的滯后?？偟膩?lái)看，由于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的復(fù)雜性，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系可能并非線性，我們很難從表面上看出俄羅斯金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。

那么，俄羅斯轉(zhuǎn)型以來(lái)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在某種關(guān)系？本文試圖在前人研究成果的基礎(chǔ)上，建立自己的分析邏輯和計(jì)量模型，對(duì)俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)這一命題進(jìn)行驗(yàn)證。

二、文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

Berglof和Botton（2001）［2］采用金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)、流通中的貨幣和給家庭企業(yè)的貸款來(lái)衡量金融發(fā)展，認(rèn)為從1994年至1999年，俄羅斯銀行提供的私人部門(mén)信貸占GDP的比重逐漸增加，這表明俄羅斯金融發(fā)展迅速，但是俄羅斯經(jīng)濟(jì)卻停滯不前，可見(jiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有明顯關(guān)系，金融對(duì)制造業(yè)轉(zhuǎn)型起到的作用很小，甚至在某些情況下，金融自由化可能削弱實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；TuuliKoivu（2002）［3］采用貸款和存款利率之間的差額、私人信貸總額/GDP衡量金融（銀行）發(fā)展，運(yùn)用面板數(shù)據(jù)方法對(duì)1992-2002年轉(zhuǎn)型國(guó)家（包括俄羅斯）金融（銀行）發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果顯示第一個(gè)指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)負(fù)相關(guān)，第二個(gè)指標(biāo)的上升沒(méi)有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Ulrich ThieBen（2004）［4］采用6個(gè)指標(biāo)（廣義貨幣/GDP、商業(yè)銀行相對(duì)于央行的重要性、非金融私人部門(mén)信貸/信貸總額、非金融私人部門(mén)信貸/GDP、債券總額/ GDP、股票市值/GDP）描述了1993-2002年俄羅斯金融發(fā)展?fàn)顩r，運(yùn)用增長(zhǎng)回歸估計(jì)（和跨國(guó)比較）方法模擬1998年金融危機(jī)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，作者認(rèn)為銀行對(duì)于很多項(xiàng)目的評(píng)估、執(zhí)行與監(jiān)管都過(guò)于樂(lè)觀，而危機(jī)之后并沒(méi)有對(duì)相關(guān)的銀行結(jié)構(gòu)問(wèn)題進(jìn)行改革，這會(huì)對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生很大的負(fù)面影響，并且政府對(duì)這些問(wèn)題的忽視會(huì)加大這些負(fù)面影響，結(jié)果就是1998年至2002年金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用下降了約1%，如果俄羅斯金融十分強(qiáng)大，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用會(huì)達(dá)到2.2-7%。莊毓敏（2001，2004）［5］［6］從總量和結(jié)構(gòu)角度對(duì)俄羅斯銀行體系和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了分析，作者認(rèn)為俄羅斯銀行體系規(guī)模小，結(jié)構(gòu)不合理，與非金融企業(yè)的發(fā)展不對(duì)稱，所以無(wú)法滿足非金融企業(yè)的大量信貸需求，因此銀行業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起不到促進(jìn)作用；Erelyn Moser、Thorsten Nestmann（2007）［7］認(rèn)為雖然人力資本與進(jìn)一步開(kāi)放對(duì)外貿(mào)易可以維持俄羅斯進(jìn)一步經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是金融部門(mén)在俄羅斯經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中將扮演更重要的角色。更深層次發(fā)展的金融市場(chǎng)可以提高全要素生產(chǎn)率，從而減少經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)能源的依賴；余南平、潘登（2008）［8］通過(guò)分析俄羅斯金融行業(yè)的發(fā)展?fàn)顩r，認(rèn)為俄羅斯更深層次的金融市場(chǎng)深化和金融效率的提高，可以帶動(dòng)全社會(huì)生產(chǎn)率的提高，并可能有助于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的多樣化，這對(duì)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展將起到更加持久的作用；Berglof、Lehmann（2009）［9］認(rèn)為在20世紀(jì)90年代，金融機(jī)構(gòu)與金融市場(chǎng)主要向政府提供貸款、彌補(bǔ)政府赤字，而從2000年開(kāi)始，受益于存款大幅增長(zhǎng)，銀行開(kāi)始擴(kuò)大家庭和企業(yè)的私人信貸份額，特別是通過(guò)貿(mào)易賬戶的資金流入以及通過(guò)資本賬戶轉(zhuǎn)化的快速貨幣擴(kuò)張，使私人信貸也由大型企業(yè)逐漸轉(zhuǎn)向中小企業(yè)。但是，私人信貸和股票型投資大都在能源、運(yùn)輸和公用事業(yè)三個(gè)方面，投資于制造業(yè)的規(guī)模較小，所以金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)發(fā)揮的作用有限；Nuno Carlos LEITO（2010）［10］采用私人信貸/GDP、存款銀行的資產(chǎn)衡量金融發(fā)展，運(yùn)用動(dòng)態(tài)和靜態(tài)兩種面板數(shù)據(jù)的計(jì)量方法對(duì)1980-2006年31個(gè)國(guó)家（包括俄羅斯）的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Daniel Berkowitz、Mark Hoekstra、Koen Schoors（2012）［11］采用四個(gè)指標(biāo)（由貸款人區(qū)域衡量的人均貸款額，由借款人區(qū)域衡量的人均貸款額，區(qū)域性銀行的集中程度和貸款利率）衡量區(qū)域性銀行發(fā)展水平，從區(qū)域性銀行的角度對(duì)21世紀(jì)初金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明，區(qū)域性銀行的增加使貸款總額由14%上升至26%，但對(duì)投資和人均收入沒(méi)有影響，相反，私有銀行集中程度高的區(qū)域反而顯著降低該區(qū)域的投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；ShigekiOno（2012）［12］采用M2/GDP、私人和非金融公共部門(mén)信貸總額/GDP衡量俄羅斯金融發(fā)展，運(yùn)用VAR計(jì)量方法對(duì)1999-2008年俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)論表明第一指標(biāo)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)則拉動(dòng)第二指標(biāo)。

上述理論分析文獻(xiàn)沒(méi)有實(shí)證檢驗(yàn)，所以說(shuō)服力不強(qiáng)，實(shí)證分析文獻(xiàn)由于選取指標(biāo)以及樣本區(qū)間不同，所以結(jié)論存在差別，而且沒(méi)有作穩(wěn)健性分析，特別是沒(méi)有分析金融發(fā)展如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。本文的出發(fā)點(diǎn)即是選取多個(gè)指標(biāo)全面衡量俄羅斯金融發(fā)展，判斷俄羅斯金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（避免指標(biāo)不同則結(jié)論不同）、金融發(fā)展如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及銀行與股票市場(chǎng)誰(shuí)可能發(fā)揮更大的作用。

三、理論基礎(chǔ)、計(jì)量模型與指標(biāo)描述

Marco Pagano（1993）［13］使用一個(gè)簡(jiǎn)單的內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型—AK模型分析了金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制。在AK模型的穩(wěn)態(tài)水平下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（g）是資本的社會(huì)邊際生產(chǎn)率（A）、儲(chǔ)蓄中轉(zhuǎn)化為投資的份額（φ）和私人儲(chǔ)蓄率（s）三者乘積的一個(gè)線性函數(shù)（δ為資本折舊率）：g=Aφs-δ

對(duì)該式兩邊同時(shí)取對(duì)數(shù)，得到如下方程：

lng=lnA+（lnφ+lns）

在穩(wěn)態(tài)水平下，金融發(fā)展通過(guò)兩種方式提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率：第一，改善資源配置，從而可以提高A，此為金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)進(jìn)步這一路徑來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這主要是基于以下兩個(gè)事實(shí)：其一是金融中介可以以相對(duì)較低的成本搜集信息，評(píng)估可替代的投資項(xiàng)目，從而使資金流入到高收益的項(xiàng)目，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其二是金融中介通過(guò)分擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，可以引導(dǎo)個(gè)體投資高風(fēng)險(xiǎn)、但是卻有高收益的項(xiàng)目；第二，動(dòng)員儲(chǔ)蓄、減少“漏損”，從而可以提高φ，此為通過(guò)資本積累這一路徑來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這主要是基于以下兩個(gè)事實(shí)：其一是提高私人儲(chǔ)蓄率s增加投資，其二是銀行中介吸收存款后，并未將其全部轉(zhuǎn)化為投資，未轉(zhuǎn)化部分稱為“漏損”，這些“漏損”主要包括銀行中介提供服務(wù)而收取的傭金、稅負(fù)以及監(jiān)管費(fèi)用等，如果金融發(fā)展減少這些“漏損”、則會(huì)將更多的儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資。本文即主要驗(yàn)證俄羅斯金融發(fā)展是否推動(dòng)投資活動(dòng)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

借鑒G·Feder（1982）［14］的研究思路，把金融發(fā)展作為一項(xiàng)“投入”用于生產(chǎn)過(guò)程，我們得到包含金融發(fā)展的生產(chǎn)函數(shù)：

Y=f（A，F(xiàn)，K，H，I）

其中Y代表總的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出，F(xiàn)代表俄羅斯金融發(fā)展，K代表資本投入，H代表人力資本投入，I代表制度。參照溫濤、冉光和、熊德平（2005）［15］的作法，取m=表示最高技術(shù)水平下的經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)能力，此時(shí)經(jīng)濟(jì)面臨恒定的規(guī)模收益：

Y=mf（F，K，H，I）

對(duì)上式兩邊取全微分，整理得到下式：

參照一般文獻(xiàn)作法，Y采用國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）代理，K采用投資（INVEST）代理，同時(shí)為了使數(shù)據(jù)平穩(wěn)，我們都對(duì)變量取了對(duì)數(shù)，因此本文設(shè)定的計(jì)量模型如下：

lnGDP=α1lnF+α2lnINVEST+α3lnH+α4lnI+Зt

我們選取三個(gè)指標(biāo)代理金融發(fā)展（F），分別是：金融規(guī)模（FIR）：FIR=金融資產(chǎn)總額/GDP，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，金融資產(chǎn)總額=M2+股票總市值+保費(fèi)總額+私人信貸總額；金融效率（FE）：金融效率是指金融機(jī)構(gòu)和金融市場(chǎng)配置金融資源的效率，參考Martin ihák，AsliDemirgü-Kunt，Erik Feyen，Ross Levine（2013）［16］，金融效率為將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資的效率，即：FE=私人信貸總額/總儲(chǔ)蓄，這一指標(biāo)除了能夠反映金融效率以外，同樣也可以反映銀行發(fā)展水平；金融結(jié)構(gòu)（FS）：不同國(guó)家的金融體系存在不同的金融結(jié)構(gòu)，所選取的指標(biāo)應(yīng)該反映本國(guó)金融體系實(shí)際情況。在俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型開(kāi)始，政府成立了金融市場(chǎng)（包括股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)等），意圖充分發(fā)揮金融市場(chǎng)的作用，為契合這一意圖以及考察俄羅斯金融市場(chǎng)的作用，本文認(rèn)為：FS=證券類資產(chǎn)總額/金融資產(chǎn)總額，這可以反映金融資產(chǎn)中證券類資產(chǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)的貢獻(xiàn)，根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性，證券資產(chǎn)總額=股票總市值+保費(fèi)總額。以上指標(biāo)的數(shù)據(jù)均來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)，保費(fèi)來(lái)自sigma。

投資（INVEST）的衡量投資的指標(biāo)采用固定資本形成總額，人力資本（H）的衡量指標(biāo)為高等教育入學(xué)率，數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。制度（I）由Daniel Kaufman、ArtKraay、Mastruzzi（2013）［17］編制的制度質(zhì)量指標(biāo)體系來(lái)衡量，該體系包括六個(gè)指標(biāo)：言論自由與問(wèn)責(zé)制、政治穩(wěn)定性、政府有效性、監(jiān)管質(zhì)量、法律法規(guī)、控制腐敗，該體系被EBRD和IMF多次引用，具有較高的認(rèn)可度。指標(biāo)取值范圍由低到高為-2.5～+2.5，本文的IQ為六個(gè)指標(biāo)的簡(jiǎn)單算術(shù)平均，原始值為負(fù)，為計(jì)算方便調(diào)整為0～5。本文所使用的指標(biāo)都以2005年不變價(jià)格美元來(lái)衡量，單位為十億，從而消除了通貨膨脹因素的影響，Зt是擾動(dòng)項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

1.單位根檢驗(yàn)

對(duì)于時(shí)間序列分析，我們首先要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷該時(shí)間序列是否為平穩(wěn)的時(shí)間序列。如果該時(shí)間序列是平穩(wěn)時(shí)間序列，我們才可以對(duì)其進(jìn)行回歸分析。如果該時(shí)間序列是非平穩(wěn)時(shí)間序列，則我們需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理，判斷該時(shí)間序列是否為同階單整，然后我們?cè)賹?duì)該時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整分析，以判斷該時(shí)間序列所包含的變量之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

我們首先采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)每一個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷該時(shí)間序列的平穩(wěn)性。顯示結(jié)果見(jiàn)表1。我們注意到所有自變量的初始指標(biāo)都是水平不穩(wěn)定的，而經(jīng)過(guò)一階差分后（lnH取二階差分），所有自變量都同時(shí)完全消除了單位根成為平穩(wěn)時(shí)間序列，參考洪占卿、郭峰（2012）年的作法，我們可以認(rèn)為該時(shí)間序列為同階單整。

表1　時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)

2.協(xié)整分析

鑒于本文采用三個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量俄羅斯金融發(fā)展，因此我們?cè)谌窟x取其它變量的同時(shí)，分別選取每一個(gè)金融發(fā)展指標(biāo)來(lái)代理金融發(fā)展這一變量，然后依次進(jìn)行Johansen協(xié)整分析，結(jié)果如表2所示。

表2　協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（樣本區(qū)間：1992-2012）

由表2可知，無(wú)論我們采用哪個(gè)一個(gè)指標(biāo)代理俄羅斯金融發(fā)展，協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果都表明，存在超過(guò)1個(gè)以上線性無(wú)關(guān)的協(xié)整向量。這說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展、投資、人力資本，制度以及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3.回歸分析

鑒于以上協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明各變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，因此我們可以利用相關(guān)時(shí)間序列回歸方法估計(jì)此長(zhǎng)期均衡關(guān)系。我們首先運(yùn)用普通最小二乘法（OLS）對(duì)三個(gè)方程進(jìn)行回歸估計(jì)，并且利用BG方法和White方法分別對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行了自相關(guān)與異方差檢驗(yàn)，結(jié)果表明各變量之間不存在自相關(guān)與異方差，這說(shuō)明OLS估計(jì)值是有效且無(wú)偏的。但是宏觀經(jīng)濟(jì)理論表明當(dāng)期國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值一定對(duì)下一期的投資額度產(chǎn)生影響，因此我們選擇滯后期一的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）作為工具變量，運(yùn)用二階段最小二乘法（2SLS）再一次對(duì)三個(gè)方程進(jìn)行回歸估計(jì)，并且我們對(duì)OLS和2SLS的估計(jì)結(jié)果作了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明解釋變量中的確存在內(nèi)生性，這表明OLS的估計(jì)結(jié)果不具有一致性，而2SLS的估計(jì)值則是一致估計(jì)量。同時(shí)，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果表明工具變量是外生的，與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，而弱工具變量檢驗(yàn)結(jié)果表明工具變量對(duì)內(nèi)生變量有較好的解釋力，因此這兩個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果表明我們選擇的工具變量是合適的。為了更進(jìn)一步對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行驗(yàn)證，我們?nèi)匀贿x擇滯后期一的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（lnGDP）作為工具變量，運(yùn)用最優(yōu)廣義矩估計(jì)（GMM）再一次進(jìn)行回歸估計(jì)，所有回歸估計(jì)結(jié)果都列在表3中。

由表3可知，首先，單純從計(jì)量方法的選擇方面，我們注意到運(yùn)用2SLS所得到的估計(jì)方程是最理想的回歸估計(jì)結(jié)果，因?yàn)榻y(tǒng)計(jì)P值為0.000，這表明回歸方程4、5、6中所包含的變量之間存在非常顯著的線性關(guān)系，而調(diào)整后R2都在99%以上，說(shuō)明估計(jì)方程4、5、6的擬合程度很高，自變量幾乎可以全部對(duì)因變量的變化進(jìn)行解釋。同時(shí)，我們注意到無(wú)論我們運(yùn)用哪一種回歸方法，在所得到的全部估計(jì)方程1-9中，所有解釋變量系數(shù)的符號(hào)都是一致的，數(shù)值大小也沒(méi)有太大差別，所以這充分表明了我們的估計(jì)結(jié)果具有很強(qiáng)的可信性與說(shuō)服力。

表3　時(shí)間序列數(shù)據(jù)系統(tǒng)回歸結(jié)果（樣本區(qū)間：1992-2012）

其次，在估計(jì)方程4、5、6中，每一個(gè)自變量系數(shù)的檢驗(yàn)P值至少在5%顯著水平上是顯著的，說(shuō)明自變量的系數(shù)是比較顯著的，可以在一定程度上解釋該自變量對(duì)因變量的作用大小。投資與人力資本的系數(shù)為正數(shù)，說(shuō)明投資與人力資本都對(duì)俄羅斯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極作用，這與宏觀經(jīng)濟(jì)理論及俄羅斯經(jīng)濟(jì)事實(shí)一致。而制度的系數(shù)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明制度對(duì)俄羅斯的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到消極作用，這與很多文獻(xiàn)的結(jié)論相一致。

再次，在估計(jì)方程4、5、6中，俄羅斯金融規(guī)模、金融結(jié)構(gòu)、金融效率的系數(shù)均為正數(shù)，這說(shuō)明在我們選擇的樣本區(qū)間內(nèi)，俄羅斯金融發(fā)展對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極作用；另外，因?yàn)榻鹑诮Y(jié)構(gòu)與金融效率分別代理了俄羅斯股票市場(chǎng)與俄羅斯銀行業(yè)，所以也同時(shí)表明俄羅斯股票市場(chǎng)和銀行都對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極作用；但是在其它自變量不變的條件下，在每一個(gè)回歸方法得出的估計(jì)方程中，金融效率的系數(shù)都略大于金融結(jié)構(gòu)的系數(shù)，這說(shuō)明，對(duì)于俄羅斯經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而言，俄羅斯銀行的作用可能略大于俄羅斯股票市場(chǎng)的作用；可是就所有自變量整體而言，俄羅斯金融發(fā)展的系數(shù)值都明顯偏小，說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展沒(méi)有成為本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素。

4.Granger因果檢驗(yàn)

回歸分析有力地驗(yàn)證了俄羅斯金融發(fā)展對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的積極作用，但是不足以說(shuō)明金融發(fā)展是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及是否通過(guò)推動(dòng)投資活動(dòng)來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此，本文對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4　Granger因果檢驗(yàn)

由表4可知，俄羅斯金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)Granger原因，即俄羅斯金融發(fā)展很大程度上可能促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而金融效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)互為Granger原因，說(shuō)明俄羅斯金融效率的提高很大程度上可能促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)很大程度上也可能提高了金融效率。同時(shí)我們注意到，金融發(fā)展（金融規(guī)模的擴(kuò)大和金融效率的提高）是投資的一個(gè)Granger原因，而投資很顯然促進(jìn)了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，這就說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展的確推動(dòng)了投資活動(dòng)，進(jìn)而促進(jìn)了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因?yàn)橥顿Y活動(dòng)可以帶來(lái)資本積累，同時(shí)也可能帶來(lái)技術(shù)進(jìn)步，所以俄羅斯金融發(fā)展究竟是通過(guò)哪一條路徑促進(jìn)了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，是我們進(jìn)一步要研究的問(wèn)題。

5.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)以上結(jié)論的準(zhǔn)確性，本部分選用新的指標(biāo)衡量俄羅斯金融發(fā)展，再一次運(yùn)用2SLS進(jìn)行回歸分析。參考Ross Levine（1990），股票市場(chǎng)我們選取衡量其流動(dòng)性水平的指標(biāo)為交易比率：STY=股票交易額/GDP，銀行業(yè)我們選取衡量其競(jìng)爭(zhēng)水平的指標(biāo)為利息差（衡量金融抑制程度）：IRD=貸款利率-存款利率（百分比）。根據(jù)理論，利息差越小，則φ越大，繼而可能會(huì)促進(jìn)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因此我們預(yù)測(cè)IRD的系數(shù)應(yīng)該為負(fù)數(shù)。為減少誤差，我們同樣對(duì)這兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理?？紤]篇幅原因單位根檢驗(yàn)與協(xié)整分析并未列在正文當(dāng)中，只列出回歸結(jié)果和Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表5和表6。

表5　時(shí)間序列2SLS回歸結(jié)果（樣本區(qū)間：1992-2012）

表6　Granger因果檢驗(yàn)

由表5可知，回歸方程9、10同樣表明俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在明顯的線性關(guān)系，而且兩個(gè)方程同樣有很高的擬合程度。特別是與其它回歸方程相比，自變量系數(shù)的符號(hào)沒(méi)有改變、數(shù)值大小差別不大，說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展的確對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到積極作用。由表6可知，俄羅斯金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)Granger原因，同時(shí)也是投資的一個(gè)Granger原因，說(shuō)明俄羅斯金融發(fā)展推動(dòng)了投資活動(dòng)，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。同時(shí)系數(shù)比較也說(shuō)明銀行業(yè)可能比股票市場(chǎng)發(fā)揮了更大的作用，但金融發(fā)展沒(méi)有成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要因素?？傊?，通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們的結(jié)論再一次得到證實(shí)。

五、結(jié)論與啟示

本文采用1992-2012年俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中的數(shù)據(jù)，把金融發(fā)展變量與其它變量組合在一起，運(yùn)用時(shí)間序列的回歸方法和Granger因果檢驗(yàn)對(duì)俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。研究表明：第一，俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌以來(lái)（1992-2012），俄羅斯金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在明顯的線性關(guān)系；第二，俄羅斯金融發(fā)展促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；第三，俄羅斯金融發(fā)展通過(guò)推動(dòng)投資活動(dòng)，從而促進(jìn)了本國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而在促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中，銀行業(yè)可能比股票市場(chǎng)發(fā)揮了更大的作用。

但是我們也注意到，俄羅斯金融發(fā)展尚未成為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主導(dǎo)因素，這給俄羅斯金融發(fā)展留有巨大空間。金融發(fā)展的方向應(yīng)該是如何更好地利于企業(yè)融資（特別是中小企業(yè)、非能源以及原材料企業(yè)）、更加充分發(fā)揮股票市場(chǎng)對(duì)中小企業(yè)融資的作用，特別是把金融行業(yè)的發(fā)展上升到產(chǎn)業(yè)層面上來(lái)，同時(shí)考慮金融行業(yè)的監(jiān)管與發(fā)展，這樣才能充分發(fā)揮俄羅斯金融體系配置資源的重要作用，才能夠更好地促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。

［1］Patrick.H.T..Financial Development and Economic Growth in Underdeveloped Countries［J］.Economic Developmentand Cultural Change，1966，14（2）：174-189.

［2］Erik Berglof，Patrick Bolton.The Great Divide and Beyond：FinancialArchitecture in Transition［J］.Journalof Economic Perspectives，2002（16）：77-100.

［3］Tuuli Koivu.Do Efficient Banking Sectors Accelerate Economic Growth in Transition Countries.Bank of Finland.Institute for Economies in Transition，2002（14）：5-24.

［4］Ulrich ThieBen.Financial System Development，Regulation and Economic Growth：Evidence from Russia.German Institute for Economic Research，2004（2）：2-36.

［5］莊毓敏.俄羅斯經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌中的金融體系：銀行在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用［J］.國(guó)際經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2004（4）：53-55.

［6］Erelyn Moser，Thorsten Nestmann.Russia’s Financial Sector：Financial Deepening Will Support Long-term Growth.Deutsche Bank Research Frankfurtam Main，2007，8（20）：3-15.

［7］余南平，潘登.俄羅斯金融部門(mén)對(duì)俄羅斯經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用研究［J］.俄羅斯研究，2008（3）：59-73.

［8］Erik Berglof，Alexander Lehmann.Sustaining Russia’sgrowth：The roleof financial reform［J］.Journalof Comparative Economics，2009（37）：198-206.

［9］Nuno Carlos LEIT？O.Financial Development and Economic Growth：A Panel Data Approach［J］.Theoretical and Applied Economics，2010，Volume XVII，10（551）：15-24.

［10］Shigeki Ono.Financial Development and Economic Growth：Evidence from Russia［J］.EUROPE-ASIA STUDIES，2012，Vol. 64，（2）：247-256.

［11］Daniel Berkowitz，Mark Hoekstra，Koen Schoors.Bank Privatization，F(xiàn)inance，and Growth［J］.Journal of Development Economics，2014（110）：93-106.

［12］Marco Pagano.Financial markets and growth An overview［J］. European Economic Review，1993（37）：613-622.North-Holland.

［13］G.Feder.On Expirts and Economic Growth［J］.Journal of DevelopmentEconomics，1982（12）：59-73.

［14］溫濤，冉光和，熊德平.中國(guó)金融發(fā)展與農(nóng)民收入增長(zhǎng)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2005（9）：30-43.

［15］Martin 0 9ihák，Asli Demirgü0 0-Kunt，Erik Feyen，Ross Levine.Financial Development in 205 Economics，1960 to 2010［J］.Journalof Financial Perspectives，2013，1（2）：17-36.

［16］洪占卿，郭峰.國(guó)際貿(mào)易水平、省際貿(mào)易潛力和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2002（10）：44-65.

【責(zé)任編輯李菁】

G02

A

1674-5450（2015）02-0065-04

2014-10-25

陳宇，男，遼寧阜新人，遼寧大學(xué)世界經(jīng)濟(jì)博士研究生，遼寧石油化工大學(xué)講師。