【摘要】依據(jù)我國1952～2015年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，本文通過利用滾動(dòng)因果的方法來研究金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)我國的金融深化與經(jīng)濟(jì)增長并沒有形成相互促進(jìn)的因果關(guān)系，目前雙方只是單向因果關(guān)系：即金融深化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長而經(jīng)濟(jì)的增長并未反過來促進(jìn)金融深化。

【關(guān)鍵詞】金融深化 經(jīng)濟(jì)增長 動(dòng)態(tài) 滾動(dòng)因果

一、前言

Goldsmith[1]在《金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展》一書中對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行了開創(chuàng)性研究，與此同時(shí)Shaw[2]與Mckinnon[3]在文章中通過研究金融深化論和金融壓抑論闡述了一國金融深化與該國經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在一種互相刺激、互相制約的關(guān)系，從而使這一領(lǐng)域越來越多的受到更多學(xué)者的關(guān)注。但是長期以來，關(guān)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，實(shí)證研究和理論研究都存在一定的爭議。國內(nèi)外學(xué)者對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系各持己見，總的來說可以歸納為兩方面：一方面的文獻(xiàn)是金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間沒有相關(guān)關(guān)系；另一方面的文獻(xiàn)是金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在相關(guān)關(guān)系，盡管不同學(xué)者通過研究的出的結(jié)論不盡相同，但可以肯定的是，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著緊密聯(lián)系。本文根據(jù)我國實(shí)際情況，建立數(shù)學(xué)模型來研究金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

二、文獻(xiàn)綜述

我國學(xué)者在消化國外先進(jìn)理論成果的同時(shí)，積極探索中國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互關(guān)系。孟猛通過實(shí)證分析后認(rèn)為二者之間的因果關(guān)系是：金融深化短期內(nèi)不會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長但在長期會(huì)提高經(jīng)濟(jì)增長[4]。盧峰和姚洋運(yùn)用我國29個(gè)省1991～2001年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，在金融壓抑的經(jīng)濟(jì)體中，僅沿海地區(qū)金融深化對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用[5]。張軍和金煜根據(jù)中國29個(gè)省1987～2001年的面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，改革開放以來的金融改革對生產(chǎn)率具有顯著的正向影響，且由于沿海和內(nèi)地的金融深化模式存在差異因此其作用也具有地區(qū)差異性[6]。熊紅軼和張先峰運(yùn)用協(xié)整分析技術(shù)和格蘭杰因果檢驗(yàn)實(shí)證分析我國1978～2004年間的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)金融深化一方面促進(jìn)了金融的發(fā)展，而另一方面則加劇了金融體系的脆弱性[7]。朱承亮、岳宏志和李婷通過運(yùn)用柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)的隨機(jī)前沿分析模型研究發(fā)現(xiàn)，金融機(jī)構(gòu)的存款業(yè)務(wù)對我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有促進(jìn)作用而貸款業(yè)務(wù)對經(jīng)濟(jì)效率提高卻有抑制作用，但是從整體上看金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)效率的提高仍然具有較大的促進(jìn)作用[8]。學(xué)者們對金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系的研究大多是運(yùn)用面板數(shù)據(jù)的靜態(tài)角度來進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，少有研究金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。本文試圖從動(dòng)態(tài)的角度對我國金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間是否存在相關(guān)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。

三、數(shù)據(jù)說明與模型

按照戈德史密斯[1]的定義，金融深化意味著金融資產(chǎn)相對于社會(huì)總產(chǎn)出的比重上升，貨幣化指標(biāo)（M2/GDP）是對金融深化衡量的一個(gè)指標(biāo)。由于其定義相對明晰，而且統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)也相對完整，因此，我們用貨幣化程度（M2/GDP）作為衡量我國金融深化的指標(biāo)。而經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化，我們用人均GDP來進(jìn)行衡量。本文選擇的樣本數(shù)據(jù)年限為1952～2015年，這些計(jì)量檢驗(yàn)的數(shù)據(jù)主要來自相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒，并進(jìn)行整理與計(jì)算得出，同時(shí)為了消除所有數(shù)據(jù)的不平穩(wěn)性給研究結(jié)果引致的異方差性，本文將所用數(shù)據(jù)都取對數(shù)。

四、實(shí)證分析

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文首先對變量金融深化（簡寫M2GDP）和經(jīng)濟(jì)增長（簡寫RGDPPC）進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文首先運(yùn)用了ADF和PP檢驗(yàn)單位根的穩(wěn)定性，通過檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，由于樣本期內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)太小，在水平數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)下時(shí)間序列M2GDP和RGDPPC ADF和PP的統(tǒng)計(jì)值都大于1%顯著水平下的臨界值，因此這是非平穩(wěn)序列，不能直接進(jìn)行回歸分析。為此我們進(jìn)一步檢驗(yàn)相關(guān)變量一階差分前后的ADF和PP檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，差分后更為平穩(wěn)，因此序列M2GDP和RGDPPC遵循Ⅰ（1）過程。

（二）參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)

為了研究金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，本文利用二元VAR模型，通過滾動(dòng)窗口的格蘭杰因果檢驗(yàn)研究不同時(shí)間段內(nèi)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。首先對全樣本的數(shù)據(jù)構(gòu)建一個(gè)二元VAR模型，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則，我們選擇最優(yōu)滯后期1，窗寬12。由于我國經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化，M2/GDP與人均GDP之間可能存在結(jié)構(gòu)性變化，這種結(jié)構(gòu)性變化容易導(dǎo)致VAR模型參數(shù)不穩(wěn)定，進(jìn)而會(huì)隨著樣本區(qū)間發(fā)生變化影響結(jié)果的變化。因此，我們還需要對參數(shù)的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)，從而來判斷兩個(gè)變量之間是否存在結(jié)構(gòu)性變化，以及上述全樣本檢驗(yàn)結(jié)果是否存在誤差。

我們首先觀察兩個(gè)變量短期參數(shù)的穩(wěn)定性。我們設(shè)定P值計(jì)算過程中Bootstrap循環(huán)次數(shù)為2000。M2/GDP和人均GDP等式及VAR模型的短期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

由檢驗(yàn)結(jié)果可知，SupF和AveF的P值接近零，說明檢驗(yàn)結(jié)果拒絕原假設(shè)，即變量參數(shù)短期不穩(wěn)定，而ExpF和Nyblom-Hansen的P值大于零，說明檢驗(yàn)結(jié)果顯示參數(shù)在短期內(nèi)具有穩(wěn)定性。但通過對比我們發(fā)現(xiàn)，從整體而言，金融深化與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的短期參數(shù)仍具有較強(qiáng)的不穩(wěn)定性。這也就意味著，金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互影響在短期內(nèi)具有結(jié)構(gòu)性變化。接下來進(jìn)行長期內(nèi)參數(shù)穩(wěn)定性的檢驗(yàn)，M2/GDP與人均GDP長期參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

由表中檢驗(yàn)結(jié)果可知，AveF、ExpF、NyblomHansen的P值均大于零，表明參數(shù)具有長期穩(wěn)定性，僅SupF的P值為零，說明檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)。因此，在長期內(nèi)參數(shù)較為穩(wěn)定，即金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互影響在長期內(nèi)不具有結(jié)構(gòu)性變化。

（三）滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)

通過上述短期和長期的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)我們發(fā)現(xiàn)金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間存在短期結(jié)構(gòu)性變化而在長期則不存在相關(guān)問題。為了克服結(jié)構(gòu)化對兩個(gè)變量因果關(guān)系之間的相互影響，本文使用了滾動(dòng)窗口技術(shù)來進(jìn)一步研究這個(gè)問題。運(yùn)用滾動(dòng)窗口方法研究的關(guān)鍵是設(shè)定固定窗口的寬度。Balcilar[9]等認(rèn)為窗口期越大其估計(jì)的有效性越高，但也會(huì)帶來另一個(gè)負(fù)面影響就是相應(yīng)的結(jié)果會(huì)發(fā)生較大的誤差；而窗口期變小，則會(huì)帶來上述的相反效果。因此在綜合考慮估計(jì)的自由度需求和結(jié)構(gòu)性變化特性后，本文最終把固定窗口寬度設(shè)定為12（相當(dāng)于全樣本的18.75%）。同時(shí)為了提高檢驗(yàn)估計(jì)量的準(zhǔn)確性，在每個(gè)子窗口樣本中我們運(yùn)用殘差自舉法，自舉循環(huán)次數(shù)設(shè)定為1000。

左圖中報(bào)告的是滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)的Bootstrap-p值。其原假設(shè)為M2/GDP非人均GDP的格蘭杰原因。從結(jié)果中可知，1971年到1979年，1993年到2001年，2007到2008年，2010年到2011年中的p值小于0.1，即在這些時(shí)期的子樣本中M2/GDP對人均GDP存在影響，即金融深化對經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在影響。說明我國的貨幣化過程對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生一定影響。

右圖中報(bào)告的是滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)的Bootstrap-p值。其原假設(shè)為人均GDP非M2/GDP的格蘭杰原因。從結(jié)果中可知，只有1971年到1984年之間的p值小于0.1，即在這些時(shí)期的子樣本中人均GDP對M2/GDP存在影響，即在這段時(shí)間產(chǎn)生了經(jīng)濟(jì)發(fā)展對金融深化的影響。從而我們可以看出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展對金融深化的影響是短暫的，而在長期并不存在顯著地影響。

滾動(dòng)因果檢驗(yàn)的估計(jì)系數(shù)能夠更加清晰地衡量金融深化（M2/GDP）和人均GDP之間的影響方向和影響程度。圖2顯示了滾動(dòng)因果檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)的均值和上下界，陰影部分為對應(yīng)圖1中存在格蘭杰因果關(guān)系顯著的時(shí)期。從左圖我們可以看出在1971年到1979年和2007到2008年這段時(shí)間，金融深化即本文代表貨幣化程度指標(biāo)M2/GDP對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著負(fù)作用。本文認(rèn)為這是由于在這兩個(gè)時(shí)間段，世界分別發(fā)生大規(guī)模的經(jīng)濟(jì)危機(jī)，我國為緩解危機(jī)而進(jìn)行救市計(jì)劃，如我國在2008年到2010年持續(xù)進(jìn)行4萬億的投資，從而拉高貨幣化指標(biāo)M2/GDP的數(shù)值，但是鑒于當(dāng)時(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的惡劣，并沒有帶來快速的經(jīng)濟(jì)增長，因此兩者存在一種負(fù)相關(guān)關(guān)系。而從右圖中我們可以看出，1971年到1984年之間經(jīng)濟(jì)增長對貨幣化程度具有顯著正效應(yīng)，這是由于我國在1978年實(shí)施改革開放，因此經(jīng)濟(jì)得到快速增加，從而刺激經(jīng)濟(jì)增長，同事也帶來貨幣化程度的提高，但這是短暫的，在后期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中并未出現(xiàn)相應(yīng)的貨幣化的提高。由此我們可以看出，我國的金融深化推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，金融深化處于供給導(dǎo)向的金融發(fā)展模式，而經(jīng)濟(jì)的增長并未反過來促進(jìn)金融深化，金融深化和經(jīng)濟(jì)增長的相互促進(jìn)的循環(huán)機(jī)制尚未建立。

五、結(jié)論

本文主要運(yùn)用了全樣本因果檢驗(yàn)和滾動(dòng)窗口檢驗(yàn)方法，對金融深化與經(jīng)濟(jì)增長間相互影響的問題進(jìn)行了深入研究。實(shí)證研究結(jié)果表明：（1）金融深化與經(jīng)濟(jì)增長間的影響在短期內(nèi)具有結(jié)構(gòu)性變化但是在長期內(nèi)不存在結(jié)構(gòu)性變化，因此應(yīng)該采用動(dòng)態(tài)視角來研究兩者之間的相關(guān)關(guān)系。（2）通過上述實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融深化對經(jīng)濟(jì)增長的影響具有不確定性，金融深化單方面促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但是經(jīng)濟(jì)發(fā)展并沒有刺激金融深化的發(fā)展?；谏鲜龇治隹梢园l(fā)現(xiàn)，這與我國處于經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)期， 經(jīng)濟(jì)發(fā)展還沒有成熟的特征是相符的。因此，我國要加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展，加速金融深化，從而使金融深化成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動(dòng)力量，反過來也讓經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)金融的發(fā)展，最終實(shí)現(xiàn)二者的相互促進(jìn)關(guān)系。

參考文獻(xiàn)

[1]（美）雷蒙德·W·戈德史密斯.金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展[M].上海三聯(lián)出版社，1990.

[2]（美）愛德華·肖·經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的金融深化[M].上海三聯(lián)出版社，1988.

[3]（美）羅納德·麥金農(nóng).經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣與資本[M].上海三聯(lián)出版社，1998.

[4]孟猛.金融深化和經(jīng)濟(jì)增長間的因果關(guān)系——對我國的實(shí)證分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究，2003（1）：72-74.

[5]盧峰，姚洋.金融壓抑下的法治、金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長[J].中國社會(huì)科學(xué)，2004（1）：42-55.

[6]張軍，金煜.中國的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢驗(yàn)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2005（11）：34-45.

[7]熊紅軼，張先鋒.中國金融深化與經(jīng)濟(jì)增長的因果關(guān)系檢驗(yàn)[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2006（8）：117-121.

[8]朱承亮，岳宏志，李婷.中國經(jīng)濟(jì)增長效率及其影響因素的實(shí)證研究：1985-2007年[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009（9）：53-62.

[9]M.Balcilar，Z.A.Ozdemir & Y.Arslanturk，“Economic Growth and Energy Consumption Causal Nexus Viewed through a Bootstrap Rolling Window，”Energy Economics，Vol.32，No.6（2010），pp.1398-1410.

作者簡介：尹永臣（1990-），男，漢，山東青島，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，碩士研究生。