中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實證研究

中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系的實證研究

金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關系理論上的爭論促使一些科學家通過實證研究找到問題的答案。一時間產(chǎn)生了大量的實證研究文獻。由于采用了不同的方法,評價指標體系等,得到了不同的研究結論11.1建立了三個指標從根據(jù)數(shù)據(jù)可收集性以及經(jīng)濟政策的連續(xù)性出發(fā),論文改造三組指標:一是反映金融發(fā)展狀況指標,二是反映經(jīng)濟增長指標,三是控制變量指標。1經(jīng)濟金融化ir此處選取兩個指標。第一是戈德史密斯稱之為金融相關率(FIR)的指標,該指標反映一國金融化過程中的經(jīng)濟金融化水平。戈德史密斯認為,一國的金融資產(chǎn)存量包括貨幣性金融資產(chǎn)和非貨幣性金融資產(chǎn),貨幣性資產(chǎn)可以用一國的廣義貨幣M2反映經(jīng)濟增長指標有兩種方法可以測量經(jīng)濟的增長。一些研究者使用實際人均GDP的增長(Roubini和Sala-I-Martin,1992;Cheng,1999;Darrat,1999;Ram,1999)。其他的研究者使用實際人均GDP(Jung,1986;Denetruade和Hussein,1996;Odedokun,1996)。采用第2種方法,使用實際人均GDP作為經(jīng)濟增長的度量。眾所周知,國民經(jīng)濟賬戶體系存在著一些錯誤和不一致性。在某些情況下,這些錯誤可能非常大,并可能使得在進行跨時間比較時出現(xiàn)問題,即使這種比較是最基本的指標,例如GDP(Srinivasan,1994)。這種看法在傳統(tǒng)經(jīng)濟,比如在中國,考慮到在經(jīng)濟改革之前和之后采用的統(tǒng)計系統(tǒng)不同時,有可能是正確的。另外,改革前那段時期的GDP在最近才被國家統(tǒng)計局計算和公布出來。Heston(1994)指出人均GDP數(shù)據(jù)易于出現(xiàn)比總GDP數(shù)據(jù)更少的錯誤,因為一些影響GDP水平的估計的錯誤也影響對人口的估計,這樣,錯誤可能被抵消。因此,文中采用實際人均GDP。從1952-2000年間的GDP和人口的統(tǒng)計數(shù)據(jù)都可獲得(DCSNBS,1999;NBS,1999-2000)。在時間序列分析中使用1952年到2000年的人均實際GDP的對數(shù)值,用LPGDP表示。與此同時,為了考察金融發(fā)展與第1,2,3產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之間的關系,仿照GDP的處理方法,分別計算出第1產(chǎn)業(yè)人均年生產(chǎn)總值對數(shù)值(LP1CY);第2產(chǎn)業(yè)人均年生產(chǎn)總值的對數(shù)值(LP2CY);第3產(chǎn)業(yè)人均年生產(chǎn)總值的對數(shù)值(LP3CY)。3影響變量的控制在現(xiàn)實生活中,經(jīng)濟增長還可能受其他因素的影響,為了檢驗金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系是否獨立于其他變量,在數(shù)據(jù)框架中,也控制了其他變量的影響作用。限于數(shù)據(jù)的可獲得性,只選取人均社會固定資產(chǎn)投資存量的對數(shù)值(LPFI)來表示。1.2對數(shù)據(jù)基礎的分析以1952-2000年的歷年的年度宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)作為研究中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的數(shù)據(jù)基礎,根據(jù)實證分析需要,數(shù)據(jù)經(jīng)過調(diào)整處理后,將1952-2000年分解成兩個階段,即1952-1978年和1979-2000年。2各時間序列的單位根檢驗在對所有數(shù)據(jù)進行VAR法分析之前應對VAR系統(tǒng)所包含的數(shù)據(jù)進行單位根的檢驗。表1和表2采用增廣的迪基富勒法分別對1952-1978年和1979-2000年各個時間序列進行了單位根檢驗。由檢驗知除真實利率外的所有時間序列變量均含有單位根,所以不可以采用普通的最小二乘法加以分析。然后再對時間序列一階差分進行單位根檢驗除1979-2000年中的LP1CY外的所有時間序列的一階差分都不再含有單位根,是典型的I(1)型時間序列。而LP1CY在模型含截距時,其檢驗值十分接近拒絕單位根的臨界值,為了處理的方便將它在模型中也視為I(1)的時間序列。3同積關系檢驗y1,y3,lp2cy,lafir,基于前一章中對中國金融發(fā)展的分析,將人均年國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)(LPGDP);第1產(chǎn)業(yè)人均年生產(chǎn)總值對數(shù)值(LP1CY);第2產(chǎn)業(yè)人均年生產(chǎn)總值的對數(shù)值(LP2CY);第3產(chǎn)業(yè)人均年生產(chǎn)總值的對數(shù)值(LP3CY)分別與金融發(fā)展指標FIR的對數(shù)值(LFIR)和人均固定資產(chǎn)PFI的對數(shù)值(LPFI)以及真實利率(RR)進行同積關系檢驗。這樣將會有助于進一步了解金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相互影響的途徑以及金融發(fā)展對產(chǎn)出部門之間的相互影響關系。對于1952年-1978年分別構造Y1(LPGDP,LFIR,LPFI),Y2(LP1CY,LFIR,LPFI),Y3(LP2CY,LFIR,LPFI),Y4(LP3CY,LFIR,LPFI)四個同積關系并進行同積關系檢驗。而對于1979-2000年分別構造了Y1(LPGDP,LFIR,LPFI,RR),Y2(LP1CY,LFIR,LPFI,RR),Y3(LP2CY,LFIR,LPFI,RR),Y4(LP3CY,LFIR,LPFI,RR)四個同積關系并進行同積關系檢驗。其結果分別見表3和表4。通過以上同積關系檢驗后的結果為:在1952-1978年中,Y1,Y3和Y4系統(tǒng)內(nèi)均存在一個同積關系。而Y2系統(tǒng)內(nèi)不存在同積關系,可以從后面的程序中剔除掉。在1979-2000年中Y1,Y3和Y4系統(tǒng)內(nèi)也均存在一個同積關系。而Y2系統(tǒng)內(nèi)存在兩個同積關系。需要對存在有同積關系的系統(tǒng)進行ECM模型參數(shù)估計。4系統(tǒng)變量的因果關系根據(jù)表3結果在系統(tǒng)Y1(LPGDP,LFIR,LPFI),Y3(LP2CY,LFIR,LPFI)和Y4(LP3CY,LFIR,LPFI)中都含有一個長期均衡關系,可以對上述3個系統(tǒng)中的變量進行進一步的因果關系分析。根據(jù)表4結果在系統(tǒng)Y2(LP1CY,LFIR,LPFI,RR)存在兩個長期的均衡關系,系統(tǒng)Y1(LPGDP,LFIR,LPFI,RR),Y3(LP2CY,LFIR,LPFI,RR)和Y4(LP3CY,LFIR,LPFI,RR)中含有一個長期均衡關系,可以對上述4個系統(tǒng)中的變量進行進一步的因果關系分析。根據(jù)前面所介紹的方法,筆者對以上系統(tǒng)進行ECM模型的參數(shù)估計。這樣就可以完全決定系統(tǒng)中所有參數(shù)的估計值。各系統(tǒng)中ECM模型參數(shù)估計如表5至表8所示(以1979-200年為例)。5“金融發(fā)展不促進產(chǎn)出”的假設檢驗對于檢驗經(jīng)濟增長是否是金融發(fā)展的長期原因可以通過對假設進行檢驗來實現(xiàn)。如果拒絕零假設則意味著產(chǎn)出是金融發(fā)展的長期原因,反之則意意味著產(chǎn)出不促進金融發(fā)展。同樣對于檢驗金融發(fā)展是否是經(jīng)濟增長的原因可以通過對假設進行檢驗來實現(xiàn),如果拒絕零假設則意味著金融發(fā)展是產(chǎn)出的長期原因,反之則意意味著金融發(fā)展不促進產(chǎn)出的增長。表9和10顯示了聯(lián)合檢驗的結果。6金融發(fā)展對產(chǎn)出的雙向因果關系筆者應用按照Johansen的VAR理論框架,時間上我們將1952-2000年分成從1952-1978年和1979-2000年兩個階段分別對金融發(fā)展指標與經(jīng)濟增長指標進行了因果分析,其結果表明:①在1952-1978年間,Y0和Y2系統(tǒng)均不拒絕零假設,說明金融發(fā)展并不促進GDP和第2產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增長,同時GDP和第2產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增長也不促進金融的發(fā)展;然而對于第3產(chǎn)業(yè),系統(tǒng)體現(xiàn)了金融發(fā)展對產(chǎn)出的雙向的因果關系,實證結果以99%的置信度拒絕零假設(H②在1979