【我国金融发展与经济增长关系的实证分析】

1我国金融发展与经济增长关系的实证分析《金融学前沿问题探讨》，第九届全球金融年会（GFC2002）论文内容提要：本文从实证的角度对我国金融发展与经济增长间的关系进行了研究。文章运用了3种方法：相关分析、格兰杰因果关系检验以及柯布—道格拉斯生产函数框架基础上的计量分析。相关分析结果显示我国金融发展与经济增长之间存在非常高的相关程度；而格兰杰因果关系检验结果表明，我国金融发展与经济增长之间存在一种双向因果关系，但其中经济增长引致金融发展的程度要大于金融发展促进经济增长的程度；计量分析的结果则进一步加强了这一发现。文章结论与我国正处于从不发达经济向发达经济发展的基本国情相吻合，对供给主导假说及需求遵从假说均提供了有力支持。经济发展历史包含了金融发展与经济增长关系的许多范例，越来越多的经济学家认为金融发展在促进经济增长方面发挥了重要作用。涵盖发达国家与发展中国家的大量实证研究也已经证明了上述看法。近年来，许多学者（如，宾国强，1999；谈儒勇，1999；韩廷春，2001）对我国金融发展与经济增长间的关系进行了研究，得出了许多有价值的结论；但我国金融发展在经济增长中的作用并没有被完全考查，本文试图在这方面作出尝试和探索。文章由以下五部分组成：第一部分对金融发展与经济增长关系的有关理论与经验文献作一综述，第二部分分析了我国的货币化进程与经济增长，第三部分给出了格兰杰因果关系检验的有关结论，第四部分对金融发展与经济增长进行了计量分析，昀后进行总结并给出政策建议。一、历史文献的简单回顾对于金融发展在促进经济增长方面的重要性，许多文献（如Goldsmith，1966，1969；Gurley&Shaw，1955，1960；Patrick，1966；Porter，1966；Khatkhate，1972；Mckinnon，1973以及Bhatia&Khatkhate，1975）都作了广泛研究。其中，部分经济学家认为，金融发展是经济增长的一个必要条件（Goldsmith，1969；Mckinnon，1973；Shaw，1973），这便是Patrick（1966）所认为的金融发展的“供给主导”（supply-leading）作用。金融发展在动员储蓄、管理风险、便利交易等方面的积极作用有助于经济增长。但是，对于金融发展究竟如何影响经济增长的问题却存在许多争论（Gupta，1984；Spears，1992）。以Goldsmith（1969）为代表的结构主义者认为，金融发展以金融资产的形式直接增加储蓄，从而促进了资本形成与经济增长。TunWai（1972）、Sinai和Stokers（1972）以及Wallick（1969）的有关文献均对这一假说提供了经验支持。而另一方面，以Mckinnon（1973）与Shaw（1973）为代表的金融压抑主义者却认为，现金余额的实际收益率是资本形成及由此取得经济增长的关键性决定因素。根据这一观点，经济增长基础上的金融发展绩效取决于利率的发展绩效。因此金融压抑主义者认为，实行金融自由化、放松利率管制昀为重要。运用传统的总储蓄方程，Fry（1988）基于亚洲不发达国家进行的一项实证研究发现，利率对总储蓄函数具有明显的正向作用，尽管这种明显的积极效果对其它多数国家很小；但其它的许多经验研究并没有发现实际利率与国内储蓄间存在任何较强相关关系。Gupta（1987）在其选择的亚洲及拉丁美洲国家的研究中也发现了一些支持金融压抑主义者观点的证据：利率自由化有利于发展中国家产生高水平的储蓄。与上述观点截然相反的是，Patrick（1966）认为相对于经济增长金融发展处于一种“需求遵从”（demandfollowing）地位，即其通过对经济增长所引致的新增金融服务需求来产生2影响，因此金融发展附属于（handmaiden）经济发展（Robinson，1952；Stern，1989）。实际经济部门的增长方便了金融部门的发展，当经济增长时，其需要更多种类的金融服务和不断增长的金融机构来提供这些服务。根据这一观点，金融机构与金融服务的稀缺反映了对服务的低需求。既然金融中介有助于将一国资源从低增长部门向高增长部门转移，那么，对金融中介的需求同样取决于经济中不同部门增长速度的变化（Patrick，1966）。对以上两种结论的综合观点是，金融发展与经济增长间存在双向关系，Patrick（1966）认为，金融发展与经济增长间的关系取决于经济发展所处的阶段。在发展早期，金融部门的扩张通过金融机构的产生与金融服务的供给来促进经济增长，这与上面解释的“供给主导”观点相一致。但是，在经济发展的较高阶段，金融部门则处于“需求遵从”的地位。近年来，一些研究采用了内生增长方法。Bencivenga和Smith（1990）的研究表明，金融中介的存在降低了对低收益流动资产的投资，在风险厌恶假设条件下，金融中介下的均衡可以比无金融中介下的均衡产生更高的增长率。而支持Cooley和Smith（1991）所认为的金融市场促进市场分工与技术创新观点的证据同样可以在内生经济增长模中获得（如，Greenwood&Jovonovic,1990；King&Levine,1993a）。在采用了跨国回归及金融发展微宏观效应的案例分析的内生增长模型进行研究后，King和Levine发现，金融发展通过选择高质量企业与优良项目来提高生产效率。发达的金融市场通过提高储蓄率及（或）鼓励技术创新来促进资本积累与经济增长（Grossman&Helpman，1991；Aghion&Howitt，1992）。更为昀近以来的一些研究将股票市场也纳入了分析范围，它们发现，不仅金融发展与经济增长之间存在较强的正向关系，而且在金融深度与经济增长之间也存在明显的相关关系；此外还发现，金融发展的初始水平是后来经济增长率的良好预测。因此，金融并不是仅仅追随经济行为，而是对经济增长与资本积累起着积极作用（King&Levine，1993b；Levine,1997；Levine&Zervos,1998；Rajan&Zingales,1998）。谈儒勇（1999）运用OLS对我国金融发展与经济增长间的关系进行线性回归，认为金融中介与经济增长之间相互促进。但是，其判断依据乃是基于金融发展与经济增长间的线性关系，并没有明确给出其中的因果关系，即究竟是经济增长引起金融发展、金融发展引起经济增长还是金融发展与经济增长间相互促进。韩廷春（2001）采用金融发展与经济增长关联机制的计量模型，运用我国经济发展过程中的有关数据进行了实证分析，认为技术进步与制度创新是经济增长的昀为关键因素，而金融发展对经济增长的作用极其有限，并对其中的原因作了进一步分析。但是，其重点似乎更多地放在影响经济增长的其它变量的分析上，而由此得出金融发展与经济增长关系的结论似乎有待商榷。本文拟将重点放在金融发展与经济增长的各自不同的测量指标上，并通过标准的格兰杰因果关系分析及内生经济增长模型基础上的计量分析，从而对我国金融发展与经济增长间的关系做一全面考查。二、我国的货币化进程与经济增长我国从1978年开始实行改革开放，因此，依照惯例我们选取1978年作为我们的研究起始年。我们从《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《中国经济年鉴》相关各期及《新中国五十年统计资料汇编》等进行1978—1999年年度数据的收集、整理与计算。需要指出的是，M2、QM的统计数据为年末余额，GDP则是某一年度内的累计值，而我国部分年份的通货膨胀率较高，因此为减轻物价变动带来的不利影响，我们依照King和Levine（1993a）的做法，对上年度末与本年度末的数值进行算术平均后作为本年度数值。为了分析金融发展，我们采用金融发展的以下3个测量指标①：1、广义货币（现金加活期存款与准货币）与名义GDP之比（M2/YN）。这一测量指标①Goldsmith(1969)已讨论了金融发展的可供选择的测量。3被作为经济货币化变量广泛运用于各类文献。2、准货币（定期存款与储蓄存款）与名义GDP之比（QM/YN）。一般认为，用准货币（Quasi-Money）对金融中介进行测量比M2更为准确，因为它排除了货币供给中的现金与活期存款，而货币供给总量中的这两项组成常被视为货币交易而非资产需求。3、国内信贷（DomesticCredit）与名义GDP之比（DC/YN）。在不发达国家中，国内信贷主要被用来为国内企业的投资活动进行融资，它代表了单一的昀为重要的投资基金来源。因此，国内信贷被认为是推动经济增长的一项重要金融服务，对经济的增长至关重要（King&Levine，1993）。在研究中我们采用实际GDP（Y）与人均实际GDP（PY）来作为收入变量。其中，实际GDP等于名义GDP除以GDP平减指数，并转换成1978年的价格水平；而人均实际GDP等于人均名义GDP（GDPpercapita）除以GDP平减指数，并转换成1978年的价格水平。表1我国货币化进程与经济增长变量19791984198919941999货币(money,M1)1177.12931.67347.120540.745837.2准货币（quasi-money,QM）2811214.74602.526382.874060.7广义货币(broadmoney,M2)1458.14146.311949.646923.5119897.9国内信贷(domesticcredit,DC)2039.64766.114360.13997693734.3GDP平减指数(GDPdeflator)1.035561.163941.7197812.8716563.286567实际货币(realmoney,RM1)1136.6792518.6864272.1147152.91213946.83实际广义货币(realbroadmoney,RM2)1408.033562.2976948.32716340.2336481.2实际准货币(realquasi-money,RQM)271.35071043.612676.2139187.31422534.36名义GDP(nominalGDP,YN)4038.2717116909.246759.481910.9实际GDP(realGDP,Y)3899.5326160.979832.18316283.0824922.94人均GDP(GDPpercapita,PYN)417695151239236534人均实际GDP(realGDPpercapita,PY)402.6806597.1098879.18181366.1111988.093国内总投资(crossdomesticinvest,I)1474.22468.6609519260.630496.3表1给出了我国货币化进程与经济增长的部分年度数据。数据表明，以各种货币总量进行测量的货币供给呈现出一种明显的增长迹象，例如，名义形式上的M1、QM和M2从1978年到1999年分别增长了48.33、351.67和103.44倍。国内信贷从1978年的1850亿元扩张到1999年的93734.3亿元，上升了50.67倍。类似地，实际货币余额（M1）增长14.70倍，实际形式的准货币增长107倍，实际形式的M2增长31.47倍。同一时期实际GDP增长6.84倍而人均GDP增长5.25倍。M2与名义GDP之比（M2/YN）从1978年的28.4%上升到1999年的137%。另一方面，准货币与名义GDP之比（QM/YN）从5.1%增长到85.2%。类似地，国内信贷与名义GDP之比（DC/YN）从1978年的51%增长到1999年的114.4%。可以看出，我国金融发展的所有主要指标都出现显著增长，而且，金融发展的增长幅度要快于实际部门，结果是所有的金融发展指标与GDP之比均显著上升。三、金融发展与经济增长：因果关系分析一般认为，Jung(1986)运用因果关系检验进行的研究昀为彻底。这项基于56个国家数据(其中有19个为工业化国家)的研究发现了支持综合观点的证据：经验证据支持关于亚洲不发达国家的供给主导假