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真理財經學報14(2006),1-40金融發展與經濟成長之因果關係－日本、臺灣與韓國之實證研究張淑華1摘要自1997發生亞洲金融風暴以來,日本、臺灣與韓國所受的衝擊不盡相同,而金融體系在這三國的經濟成長過程中究竟扮演何種角色,亦成為深受矚目的課題。文獻上金融發展與經濟成長的關係,主要有三個不同的觀點,而其政策含意亦大相逕庭。對日本、臺灣與韓國而言,銀行與股市為該國金融體系的兩大支柱,因此本文同時考慮了銀行體系與股市的發展,並從時間數列的觀點,檢視這三國之金融發展與經濟成長的因果關係。本文實證結果顯示,探討日本、臺灣與韓國之金融發展與經濟成長的關係,除了銀行體系,股市是不可忽略的重要部門。再者,銀行體系與股市發展%在三個國家的經濟發展過程中所扮演的角色,以及對經濟成長的影響,存在相當顯著的差異。最後,臺灣與韓國在樣本期間銀行體系的發展對經濟成長幾乎無貢獻。本文並嘗試從經濟環境與制度的角度給予前述實證結果可能的解釋。關鍵字:金融發展、經濟成長1作者現任真理大學財經研究所暨財務金融學系教授真理財經學報14(2006)2壹、前言日本、臺灣與韓國不僅具有文化的共通性,其經濟發展軌跡亦有相似性。這三個國家都在二次世界大戰時受到重創,而在戰後的經濟發展中,都擁有高經濟成長率、低失業率與穩定的通貨膨脹率,因此被世人稱為經濟奇蹟。再者,三國均在80年代左右逐步解除金融管制,進行金融革新以實現金融自由化。雖然日本、臺灣與韓國在戰後的經濟發展有其相似之處,但在經濟環境與金融制度上仍有差異。尤其自1997發生亞洲金融風暴以來,三國所受的衝擊不盡相同,而金融體系在這三國的經濟成長過程中究竟扮演何種角色,亦成為深受矚目的課題。文獻上金融發展與經濟成長的關係,主要有三個不同的觀點。第一,金融為成長的關鍵因素。Schumpter(1911)指出,銀行體系所提供的服務,特別是評估投資機會並給予融資的功能,可促進技術創新與經濟成長。Mckinnon(1973)指出金融發展可讓資本市場回復價格機能,一方面使儲蓄者得到合理的利率報酬,提高儲蓄意願進而誘使儲蓄增加;再者可提高資金的配置效率,對於經濟成長有正面的影響。KingandLevine(1993a)指出健全的金融中介可減少交易成本及訊息不對稱的問題,並能降低流動性風險,可助長資源分配的效率,因此能加速技術創新與長期經濟成長。BencivengaandSmith(1991)認為銀行可以消除因流動性不足所帶來的風險,而且當銀行發展愈趨專業化與成熟時,會加快資本累積速度,對於長期經濟成有正面的助益。另外,股票市場可提供企業長期且穩定的資金,而且資金的籌措成本較低,因而有利於投資計畫的推動,進而促進經濟成長。GreenwoodandJavanovic(1990)認為股市可分散投資風險,Levine(1991)認為股市不僅可分散風險並可提高流動性,有助於資本累積進而促進經濟成長。第二,金融無關成長。Robinson(1952)認為銀行等金融中介其實是被動跟隨經濟發展而成長,經濟成長另有其動力,而金融發展完全是為了因應經濟成長的需求。Lucas(1988)就曾經發表金融部門在經濟體系中被「過分強調(over-stressed)」的論點,認為經濟成長的動力主要來自技術上的發展,與金融部門的發展無關。金融發展與經濟成長之因果關係-日本、台灣與韓國之實證研究3第三,金融有害成長,此觀點認為金融發展對整體經濟活動有潛在的負面影響。如VanWijnhergen(1983)及Buffie(1984)認為,由於金融機構與企業間存在訊息不對稱,金融機構信用過度擴張所造成的逾期放款,若比例高居不下將形成信用擠壓(creditcrunch),使得一些企業轉而向地下金融(如地下錢莊)籌資,由於企業的融資成本上升將使得投資減少,降低恆定狀態的資本存量而阻礙經濟成長。Pagano(1993)提出一內生成長模型,認為儲蓄率可以促進經濟成長,但金融發展將導致風險分散及解除流動性限制,反而降低儲蓄率不利經濟成長。Levine(1997)指出股市的流動性愈高,雖然可以增加投資的報酬率,但對儲蓄的影響充滿不確定性,反而可能降低資本累積速度,傷害經濟成長。由於文獻上對於金融發展與經濟成長之關係存在前述不同的觀點,故而有三項假說可茲檢定,且此三項假說的政策含意大相逕庭。第一個觀點認為金融發展是經濟成長的重要因素,因此政府應主導政策促進金融體系的發展。第二個觀點由於認為金融發展對於經濟成長幾乎沒有影響,因而政府促進金融發展的政策對經濟成長的影響將很細微。第三個觀點則認為金融發展存在潛在的危機,在某些制度的運作下,金融的發展反而有害於經濟成長。為了減輕此負向效果,政府的首要之務應是對其金融制度環境加以重整註1。在實證上金融發展與經濟成長之關係迄今亦尚未有定論,就橫斷面的研究而言,KingandLevine(1993a)利用1960年至1989年共80個國家的資料進行分析,以金融中介指標衡量金融發展,發現衡量金融發展水準的不同指標與實質平均每人GDP的成長,實質資本累積的速度以及實質資本效率的改善皆為強烈的正相關。另外,KingandLevine(1993b)也發現金融發展將促進技術創新與生產力的成長。DeGregorioandGuidotti(1995)以銀行指標衡量金融發展,結果發現拉丁美洲國家的金融發展與經濟成長呈負相關。雖然理論上有探討股市發展對經濟成長的影響,然而直到1990年代初期實證研究多半將金融發展侷限於金融中介的發展,近年來股市發展在經濟成長過程所註1見Xu(2000)真理財經學報14(2006)4扮演角色之實證探討則愈來愈受重視。LevineandZervos(1998)將股市發展納入考慮,該文分別以不同指標衡量股市與銀行的發展,結果發現金融發展與經濟成長有正向的關係且為經濟成長過程中不可或缺的一部份,而且股市與銀行體系分別扮演重要的角色。橫斷面的研究隱含所有國家皆擁有相同的經濟結構,這樣的假設似乎過於強烈。另外,橫斷面的研究多半將金融發展視為影響經濟成長的外生變數,未考慮金融發展的內生性,因此無法探討兩者因果關係的課題。為了考慮不同的制度環境與金融結構所造成個別國家的異質性,或者為了探討兩者因果關係,近來有文獻進行時間數列分析註2。DemetriadesandHussein(1996)以十六個國家為樣本,探討金融發展與經濟成長之因果關係,實證結果發現金融發展在部分的國家會促進經濟成長,然而也有國家的經濟成長反而帶動經濟成長。Xu(2000)以發展中國家為研究對象,利用向量自我迴歸(VAR)模型分析金融發展對本國投資以及產出的恆常影響效果。該文發現四十一個國家中有二十七個國家,金融發展對經濟成長有正的長期影響,而其餘的十四國則為負的效果,而這十四國多位於非洲且為低所得或中低所得。DemetriadesandHussein(1996)與Xu(2000)皆以金融中介指標衡量金融發展,並未將股市納入考慮。Arestisetal.(2001)以美、英、德、日、法為研究對象,並同時考慮股市與銀行體系,探討金融發展與經濟成長的長期因果關係。該文發現長期股市與銀行體系對法、德、日的產出成長有重要的貢獻,而股市的貢獻約為銀行貢獻的七分之一到三分之一不等;而英、美的金融發展與產出成長則關係不顯著。金融發展與經濟成長之關係,所蘊涵的政策含意具有很大的差異性。然而現存文獻對於日本、臺灣、韓國的實證研究,或者未考慮金融發展的內生性註3,或者註2經濟成長的時間序列分析較跨國成長的迴歸分析更能提供重要優勢的觀點正逐漸被認同。如Jones(1995)、Evens(1997)、KocherlakotaandYi(1997)、以及KlenowandRodriguez-Clare(1997)。註3如許振明及劉完淳(2002)、HsuandLiu(2003)。金融發展與經濟成長之因果關係-日本、台灣與韓國之實證研究5僅考慮金融中介而忽視資本市場註4。緣此之故,有關日本、臺灣與韓國這三個國家,其金融發展與經濟成長之關係實有必要進一步加以釐清。對日本、臺灣與韓國而言,銀行與股市為該國金融體系之兩大支柱,因此本文擬同時考慮銀行體系與股市的發展,並從時間數列的觀點,重新檢視這三國之金融發展與經濟成長的因果關係。在實證方法上,本文擬採取Granger因果檢定進行分析註5。由於共積(cointegration)關係是否存在,對於因果檢定模式的設定具有重要的義涵註6，,因此本文擬採取Johanson(1988)的最大概似法(maximumlikelihoodmethod,MLE)進行共積檢定,並根據共積檢定的結果設定模型,以作為Granger因果檢定的基礎。本文架構在接續的第2節為計量方法,第3節為變數定義與資料來源,第4節為實證結果,第5節為敏感性分析,第6節則為結論。貮、計量方法本文採用時間數列資料，若以傳統迴歸分析方法進行估計與檢定，適用之先決條件為所探討的變數必須具備定態(stationary)的特性,否則容易產生GrangerandNewbold(1974)所提出的假性迴歸(spuriousregression)現象。故本研究首先以單根檢定法(unitroottest)檢定所研究變數是否為定態。其次,若各變數資料具有單根性質時,必須檢定變數間是否存在共積(cointegration)關係,因若共整合關係存在加以忽略,將會造成估計方程式的設定錯誤及檢定結果的偏誤(EngleandGranger1987;Granger1988)。註4如DemetriadesandHussein(1996)、Xu(2000)、莊希豐(1999)。註5Arestisetal.(2001)雖然考慮了金融發展的內生性與股市發展,然而該文主要探討長期因果關係,而非本文之Granger因果關係;且該文實證對象為德、日、法、英、美,與本文實證對象不同。註6見Granger(1988)、TodaandPhillips(1993)。真理財經學報14(2006)6一、單根檢定本文棌用兩種方法檢定各變數資枓的定態性,(1)ADF(AugmentedDickey-Fuller)檢定法(SaidandDickey,1984),及(2)Phillips-Perron(1988)檢定法。兩種檢定法的虛無假設(H0)皆為時間數列具非定態性(單根),I(1)。ADF檢定方程式如下：01211qttitititXcbbbce--=Δ=+++ΦΔ+∑(1)其中Δ表一階差分運算因子(first-differenceoperator),0b為漂浮項,t為時間趨勢,q為落遲期數,te為定態的殘差項,其期望值為零且變異數固定。文獻上常以SC(SchwarzCriterion)或AIC(AkaikeInformationCriterion)最小值為標準選擇q值。然而當誤差存在移動平均項時,以SC或AIC最小準則選取落遲期數,可能還是會使估計的誤差存在自我相關。緣此之故,本文以估計的殘差不存在顯著自我相關之最小落遲期數來設定q值。以MacKinnon(1991)的臨界值為判定標準,當無法拒絕2b=0時,接受虛無假設資料具單根。Phillips-Perron檢定的方程式大致與(1)式相同,然而前者無落遲差分項。ADF檢定假設殘差項符合同質及白噪音的特性，而Phillips-Perron檢定則允許殘差存在異質性(hetersokedasticity)與自我相關(autocorrelation)。緣此之故,Phillips-Perron的2b檢定統計量利用Newey-West(1987)的方法加以修正，亦以Mackinnon(1991)的臨界值做為拒絕虛無假設2b=0的判定標準。由於兩種檢定法有時會不一致的結果,因此本研究在任一者無法拒絕2b=0時,接受虛無假設時間數列具單根。二、共積檢定共積檢定係檢定各變數間是否存在長期均衡關係。假設有n個非定態變數,若至少可以找到一線性組合,使各變數水準值的組合具I(0)性質,則稱各變數存在共積關係,線性組合