经济增长与金融发展:来自中国的时间序列经验证据

摘 要:在运用主要成分分析法构建金融发展指数的基础上,本文在三变量的向量自回归(VAR)框架下考察了中国1978~2007年期间金融发展与经济增长之间的因果关系。利用时间序列数据,采用协整和向量误差修正模型(VECM)计量方法进行了Granger因果关系检验,结果显示存在着从经济增长到金融发展的单一方向因果关系,支持了Robinson长期来看经济增长导致了金融发展的观点。

关键词:金融发展;经济增长;主成分分析法;VECM

中图分类号:F826?郾2文献标识码:B文章编号:1007-4392(2010)02-0013-05

一、引言

金融发展和经济增长之间的因果关系在已有的文献中从理论和实证两方面进行了大量、深入的研究。在理论方面,金融发展和经济增长关系的研究可以追溯到Schumpeter(1911),以及后来的Mckinnon(1973)和Shaw(1973)和他们的追随着(Kapur,1976;Galbis,1977;Fry,1978,1980,1988;Mathieson,1980)。Mckinnon和Shaw学派的主要观点是政府对银行系统采取的限制(如最高利率限制、高准备金率要求和直接信贷计划)阻碍金融发展的进程,并最终减缓经济增长。

同样的结论也被内生经济增长理论所支持,在这些理论中由金融中介提供的服务(如收集、分析信息,风险共担、流动性)被明确的包括在模型中。这些模型显示金融发展对长期经济增长具有重要性(Greenwood和Jovanovic,1990;Bencivenga和Smith,1991;Obstfeld,1994),同时也得出政府在金融体系中的介入对经济增长率有负影响的结论(King和Levine,1993)。

然而,另一些有影响力的经济学家如Robinson(1952)和Kuznets(1955),却对金融发展在经济增长中起重要作用的观点持怀疑态度,他们认为金融发展的重要性,或者过于强调或者认为经济增长对金融服务的需求导致了金融的发展。因此,从理论方面来看,学界对金融发展和经济增长之间因果关系的研究尚未达成一致的结论。

在实证方面,金融发展与经济增长之间因果关系的研究更难形成一致性的结论(Pagano,1993)。根据计量方法,金融发展和经济增长之间潜在因果关系的实证研究可分为跨国回归分析和时间序列分析(Arestis和Demetriade,1997)。Roubini和Salai-Martin(1992)与King和Levine(1993)运用跨国横截面数据分析法研究了金融发展和经济增长的关系。这些分析没有有力地说明跨国经济增长与金融发展的动态联系,而且在经济增长的回归方程中有显著性的金融发展系数的并不意味着金融发展和经济增长之间存在因果关系。由于在静态横截面数据分析框架中因果关系检验的不适当性和不可能性使学者们寻求更具有动态性的时间序列分析法来研究金融发展和经济增长之间因果关系的存在性和方向性,即究竟是金融发展促进了经济增长还是相反。

在时间序列分析方面,Jung(1986)、Denetriades和Hussein(1996)及Luintel和Khan(1999)提出了目前研究大都采用的分析框架,在这一框架和多变量的VAR模型中,金融发展和经济增长的长期因果关系得到检验。通过金融发展与经济增长之间协整关系的检验,Luintel和Khan发现了在他们所研究的样本国家中金融发展与经济增长存在着双向的因果关系。Bell和Rousseau(2001)和Abu-Bader和Abu-Qarn(2007)分别沿用此方法研究独立后的印度和埃及两国金融发展和经济增长之间的长期关系,即使这种检验是通过基于VECM的面板数据单位根检验和面板协整体系下进行的,对于他们所研究的所有发展中国家来说,Christoponlous和Tsionas发现金融发展与经济增长之间并不存在因果关系的。总体而言,这些研究显示:为了增强我们对金融发展与经济增长关系的理解,有必要采取一系列金融指标来进行单一国家的研究。

近年来,随着中国金融体制改革的深入推进和经济的持续增长,国内外学者们对中国金融发展和经济增长关系的研究日益增加,相关文献大量出现,主要集中于省级数据(Liu和Li,2001;Aziz和Duenwald,2002;Boyreau-Debray,2003;Chen,2006;谈儒用,1999;周立和王子明,2002;张兵和胡俊伟,2003)和产业、企业层面(林毅夫,2003;Ayyagari等,2007;Dollar和Wei,2007;)的面板数据研究(见Guariglia和Poncet,2007)。虽然我们承认在微观层面能够得到有用的信息,但是我们相信金融发展与经济增长关系也能够而且也应该在宏观层面上得到说明。其中李广众和陈平(2002)利用1952~1999年的相关时间序列数据运用多变量VAR系统得出经济增长与金融中介规模之间不存在任何的因果关系,而与金融中介效率指标之间存在双向因果关系的结论;周好文和钟永红(2004)运用同样的计量方法考虑了我国金融中介发展与经济增长的相关关系;Ling和Teng(2006)在基于多变量的VAR框架下得出了在我国1952~2001年期间金融发展和经济增长之间存在从经济增长到金融发展的因果关系。本文在他们研究的基础上,考虑到金融发展指标之间的高度相关性和目前学者们也没有就那一个金融指标能够完美反映金融发展达成一致结论的事实(Ang和Mckibbin,2007),我们对金融相关比率(M2/GDP),金融机构贷款/GDP和全国城乡居民储蓄余额/GDP这三个指标运用主成分分析法构建反映金融发展的综合单一指标。理论上来说,这一新指标能够反映三者金融发展指标所代表的原始信息。

本文也沿用上述方法,运用协整和误差修正模型框架下的Granger因果关系检验,对中国1978~2007年期间金融发展进程与经济增长的因果关系进行分析和检验。VAR体系中的第三个变量是流通货币,选择是出于Mckinnon(1973)所强调的在发展中经济流通中的货币与资本积累对经济增长的互补性,Rousseau(1999)和Bell(2001)也在他们的多变量VAR中引入此变量。

本文是这样安排的:第二部分描述了本文所用的概念、变量指标和数据来源;第三部分是基于协整和误差修正模型的因果检验的计量方法;第四部分是本文实证分析的结果;第五部分总结全文。

二、概念、指标和数据来源

金融发展通常定义为以金融中介所提供的服务在数量、质量和效率方面提高为标志的一个进程,这个进程涉及许多经济活动与金融机构的组合,因此,单一指标无法衡量金融发展。虽然近年来我国资本市场发展很快,但资本市场并没有达到银行机构的规模和重要性(Ling和Teng,2006),我国的金融系统仍然是银行主导,所以,运用以银行为基础的金融发展指标更适合分析金融发展与经济增长之间的因果关系。

一是金融相关比例(M2/GDP)。这一指标是由Goldensmith(1969)创造性提出用来衡量一国金融结构与金融发展水平的存量和流量指标,虽然用此指标来反映金融发展有很多的不足,但是这个指标从传统意义上来说是反映金融发展的标准指标(Gelb,1989;World Bank,1989;King和Levine,1993a;Calderon和Liu,2003)。本文也采用这个传统的指标,较高的M2/GDP比率意味着较大的金融部门,因而较快的金融发展水平。

二是金融机构贷款/GDP,衡量金融机构的发展。这一指标不仅可以反映中介机构经营规模的扩大,还能反映在资金配给方面它在国民经济中的活跃程度(周好文和钟永红,2004)。

三是城乡居民储蓄存款/GDP。此指标排除了公司存款,是因为公司存款很容易受中央政府信贷政策的影响。正如Chen(2006)所指出的,居民存款是基于居民自己的决定,比贷款受到中央政府的影响要小一些,所以采用这个指标来衡量中国金融中介的发展(Alessandra Guariglia 和Sandra Poncet,2008)。

在大多数情况下,这些指标是高度相关的,我们对以上三个指标运用主成分分析法来消除变量之间的多重共线性(Stock和Watson,2002a ,b),在此基础上构建金融发展的综合指数以FD表示。理论上来说,这一新指标能够反映三者金融发展指标所代表的原始信息。表1是金融发展指标主成分分析的结果。特征值显示第一主成分解释了大约98?郾2%的标准差,第二主成分解释了1?郾4%,第三主成份仅仅解释了0?郾4%有标准差。很明显,第一主成分是比任何其他自变量的线性组合更能解释因变量的变化,因此在我们的例子中,第一成分是能很好的衡量金融发展。第一主成分是通过这三个金融发展指标的线性组合计算而来的,其中各自的权重是由第一特征向量决定的。M、L和S各自对第一主成分标准差的贡献分别是33?郾3%、33?郾2%和33?郾5%。我们利用以上贡献率作为基本的权重来构建金融发展指数,用FD表示。

除了经济增长和金融发展变量,在VAR模型中引入流通中货币(CC)第三个变量,主要是因为Mckibbin所强调的:尤其在发展中经济体中,狭义货币代表着重要的价值存量,因而在促进资本积累的过程中金融中介与狭义货币之间存在着互补性(Mckibbin,1973)。这样,最终三变量的VAR体系就是我们分析焦点。

本文数据主要来源于历年《中国年鉴》和《中国金融年鉴》。其中,1979~1990年金融相关比率(M2/GDP)的数据出于数据的可得性考虑摘引了冉茂盛,张宗益,冯军(2002,126)一文的数据;2007年的所有数据均来自中国统计局网公布的统计公报。

三、计量方法

协整技术对Granger因果关系做出了很大的贡献。两个或更多变量有共同趋势,Granger因果关系必须至少在一个方向上存在(GRANGER,1988)。然而,即使协整意味着Granger因果关系的存在,但也不能表明变量之间Granger因果关系的方向,向量误差修正模型(VECM)能够很好的解决这个问题。

考虑如下P阶VAR模型

Yt=u+A1Yt-1+…+Ap-1Yt-p+εt(1)

其中,Yt是3×1向量,包括Y1=人均GDP,Y2=流通中的货币,Y3=FD即金融发展指数。εt是白噪声向量矩阵。假定这些一阶单整变量有长期均衡的趋势,根据Hamilton(1994),上述Y1=u+Γ1Yt-1+…+Γp-1Yt-p+1ΠYt-1+εt(2)

其中,表示一阶差分,εt是白噪声向量矩阵,如果存在r(0

Yt=u+Γ1Yt-1+…+Γp-1Yt-p+1+α(β'Yt-1)+εt(3)

其中,β是协整向量,α是误差修正系数表示向长期均衡调整的调整速。线性组合β'Yt-1是平稳的,则方程(3)中所有变量是平稳的。Johansen(1988)协整技术能够让我们检验和决定不稳定变量之间的协整关系与个数。

在我们的三变量VAR模型中,方程(3)具体表示为:

Y1t=u1+α1ECTt-1+■Φ11,kY1,t-k+■Φ12,kY2,t-k

+■Φ13,kY3,t-k+ε1t(4)

Y2t=u2+α2ECTt-1+■Φ21,kY1,t-k+■Φ22,kY2,t-k

+■Φ23,kY3,t-k+ε2t(5)

Y3t=u3+α3ECTt-1+■Φ31,kY1,t-k+■Φ32,kY2,t-k

+■Φ33,kY3,t-k+ε3t(6)

其中,ECT就是误差修正向量,Фij,k描述的是变量jk阶滞后值对变量i现值的影响:i?郾j=Y1、Y2、Y3。

此模型除了表明变量之间因果关系的方向外,向量误差修正模型(VECM)也提供了检验短期和长期这两种类型Granger因果关系的方法。从方程(4)到方程(6),从变量Yi到变量Yj基于协整关系上的长期Granger因果关系是检验Фij,1=…Фij,p-1=0的原假设。分别运用标准的t和F检验拒绝一个或两个以上原假设,我们就能得到变量YiGranger因果引起变量Yj的结论。

四、实证结果

协整检验必要但不充分的条件是所包含的每个变量都是相同阶数单整的,因此,我们实证研究的第一步就是运用ADF(Dickey&Fuller,1979)决定每个变量单整的阶数,见表2。

所有变量所包含趋势特征有必要在水平值的单位根检验过程中包括趋势项和常数项,因而在一阶差分序列的单位根检验过程中只包括常数项。序列的自然对数变换主要是命名数据里所包含的决定性成分更接近线性。由表2我们发现所有序列的水平值是不平稳的,而差分后都是平稳的,所以我们可得出所有变量序列是一阶单整的I(1)。

第二步就是检验变量之间的协整关系。运用VAR模型决定的最优滞后阶数,Johansen(1991)的迹和最大特征值协整检验支持了在经济增长、流通中的货币和金融发展指数之间存在着一个长期的协整(见表3)。能够在5%的显著性水平下拒绝没有协整(r=0)原假设同时不能够拒绝最多有一个(r≤1)的原假设表明在我们的三变量VAR系统中存在一个长期的协整关系。

基于协整关系检验,我们可以进行基于向量误差修正模型(VECM)下的Granger因果关系检验。表4上半部分的结果显示,在5%的显著性水平下金融发展和经济增长之间既不存在短期的和长期的Granger因果关系;然而,表的下半部分显示存在从经济发展到金融发展的长期因果关系。

总体来说,我们的协整关系支持在我国1978~2007年期间金融发展与经济增长存在一个长期的协整关系,而且,Granger因果关系检验显示在长期来看经济增长对金融发展有积极的影响和单一方向的因果关系。我们的结论与Ling(2006)对中国的经验研究结论是一致的,也与Arestis和Demetriades(1997)对美国的研究、Thangavalu和Ang(2004)对澳大利亚的研究和Ang和Mckibbin(2007)对马来西亚的研究结论是一致的,因此,支持了Robinson(1952)的观点即金融发展主要是“跟随”经济增长而发展的,因此,另需考查经济增长的其他动力因素。

大多数跨国研究一致认为金融发展对经济增长有积极的促进作用。然而,Demetriades和Hussein(1996)和Ang和Mckibbin(2007)的结果一致,本文的结果显示我国经济增长对金融发展有促进作用。已有文献认为金融发展和经济增长之间联系紧密性依赖于金融机构的质量(Arestis和Demetriades,1999a,b;Demetriades和Andrianova,2004),法律体系(Demirguc-Kunt和Maksimovic,1998:LaPorta等,1997,1998:Levine,1998,1999),通货膨胀率(Rousseau的Wachtel,2000)和金融发展水平。(Rioja和Valev,2004)。那么,在我国宏观经济形势比较稳定的情况下,为什么我国的金融发展并没有引起更高水平的经济增长率?造成这一现象的主要原因应“归因于我国有效资本配置渠道的不顺畅”(LIANG和TENG?郾2006?郾P406)。虽然我国银行部门有很大的规模,但仍是以四大国有商业银行为主并且把大部分的金融资源分配给效率低下的国有企业部门(Boyreau-Debray,2003)。因此,在我国大部分有效率的私人企业不得不寻求国外资本而不是国内银行信贷来作为扩展商业活动的资源,这样,国内银行部门就在配置资源中失去了应有的作用,并且在我国还存在着很多的金融抑制。

五、结论

本文采用了协整和误差修正模型(VECM)框架下的Granger因果关系检验,我们的三变量模型包括人均GDP、流通中的货币和金融发展指数,结果显示在我国1978~2007年期间存在从经济增长到金融发展的单一因果关系。因此,我们的结论支持了“需求跟随”的观点,即经济增长促进了金融的发展而不是相反。对于发展中国家来说,金融发展和经济增长之间的因果关系是很重要的,因为,不同的因果关系方向意味着不同政策含义,因此应把更多的注意力放在其他增强经济增长的政策上,换句话说,应该强调促进实体经济增长的长远策略。

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