【我国金融发展与经济增长关系的实证分析】

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，最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。

Tun Wai（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、放松利率管制最为重要。

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”（demand following）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
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）。

更为最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最为关键因素，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
① Goldsmith(1969)已讨论了金融发展的可供选择的测量。

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（Domestic Credit）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，它代表了单一的最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（GDP per capita）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 1979 1984 1989 1994 1999
货币 (money, M1) 1177.12931.67347.120540.7 45837.2准货币（quasi-money, QM） 2811214.74602.526382.8 74060.7广义货币 (broad money, M2) 1458.14146.311949.646923.5 119897.9国内信贷 (domestic credit, DC) 2039.64766.114360.139976 93734.3 GDP平减指数(GDP deflator) 1.03556 1.163941.7197812.871656 3.286567实际货币 (real money, RM1) 1136.6792518.6864272.1147152.912 13946.83实际广义货币 (real broad money, RM2)1408.033562.2976948.32716340.23 36481.2实际准货币 (real quasi-money, RQM) 271.35071043.612676.2139187.314 22534.36名义GDP(nominal GDP,YN) 4038.2717116909.246759.4 81910.9实际GDP(real GDP,Y) 3899.5326160.979832.18316283.08 24922.94人均GDP(GDP per capita,PYN) 41769515123923 6534人均实际GDP(real GDP per capita,PY)402.6806597.1098879.18181366.111 1988.093国内总投资(cross domestic invest,I)1474.22468.6609519260.6 30496.3
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最为彻底。

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说，而它又支持发达国家的需求遵从假说。

Spear (1992)运用格兰杰因果关系检验在对撒哈拉沙漠以南10个国家进行研究后发现，以M2/YN测量的金融中介引致了经济增长。

尽管国内一些学者已经对我国金融发展与经济增长间的关系进行了诸多研
究，但他们并没有对这种关系的方向提供一个明确答案。

为了获得对金融发展与经济增长关系的一些超前认识，我们首先进行一种成双的相关关系分析。

表2给出了金融发展的不同测量与（人均）名义及实际GDP 间的相关系数。

相关系数如我们所预期的那样为正数，并且在百分比水平上统计显著。

但是，相关分析并不能推论出直接的因果关系，即究竟是经济增长引起了金融发展还是金融发展引起了经济增长，或是经济增长与金融发展互为因果。

因此，我们还需要对金融发展与经济增长进行因果关系检验。

表2 M2/YN 、QM/YN 、DC/YN 与YN 、Y 、PYN 、PY 的相关系数矩阵（1978—1999） YN Y PYN PY M 2/YN 0.95 0.98 0.95 0.98 QM/YN 0.98 0.99 0.98 0.99 DC/YN 0.81 0.89 0.81 0.89 其中：M 2/YN 、QM/YN 、DC/YN 及Y 、PY 的定义见文章第二部分。

YN 为名义GDP 。

PYN 为人均名义GDP 。

在格兰杰模型中，其程序是决定因果变量的加入是否显著地增强回归的解释能力，它仅采用因变量和独立变量的滞后值。

在联合检验中，对没有因果关系的假说进行检验，其中滞后因变量的系数应明显不等于0。

为检验因果关系，我们运用下面的两组回归方程： K t i t i i t i t V F Y F +∑+∑=−−21αα ⑴ K t i t i i t i t U Y F F +∑+∑=−−21ββ ⑵ 其中Y 是实际国内总产出（或人均实际收入，PY ），F 为金融发展的某一测量指标（M 2/YN 、QM/YN 、DC/YN ）。

方程⑴和⑵提供了以下四种可能的因果关系： a. 如果01≠∑i α且01=∑i β，t Y 对t F 存在单一的因果关系； b. 如果01≠∑i β且01=∑i α，t F 对t Y 存在单一的因果关系； c. 如果01≠∑i α且01≠∑i β，t F 与t Y 间存在双向因果关系； d. 如果01=∑i α且01=∑i β，t F 与t Y 间没有建立因果关系。

表3给出了格兰杰因果关系检验的结果。

在所有的评估中我们均采用了4期滞后结构。

为了节省篇幅，在此我们仅列出了至少在一个方向上被发现具有统计显著性的滞后结构。

表3 格兰杰因果关系检验结果 （1978—1999） 滞后期 因果关系方向 F-统计值 接受或拒绝原假设 1 M 2/YN →Y 2.09 接受 Y →M 2/YN 7.28 5%拒绝 1 QM/YN →Y 0.04 接受 Y →QM/YN 9.27 5%拒绝 1 DC/YN →Y 3.43 10%拒绝 Y →DCYN 3.02 10%拒绝 1 M 2/YN →PY 1.95 接受 PY →M 2/YN 6.08 5%拒绝 1 QM/YN →PY 0.00 接受 PY →QM/YN 7.79 5%拒绝 1 DC/YN →PY 2.84 接受
PY →DC/YN 3.15 10%拒绝 2 M 2/YN →Y 5.67 5%拒绝 Y →M 2/YN 20.43 5%拒绝 2 QM/YN →Y 1.65 接受 Y →QM/YN 12.08 5%拒绝 2 DC/YN →Y 4.57 5%拒绝 Y →DC/YN 4.41 5%拒绝 2 M 2/YN →PY 5.67 5%拒绝 PY →M 2/YN 19.14 5%拒绝 2 QM/YN →PY 1.64 接受 PY →QM/YN 8.84 5%拒绝 2 DC/YN →PY 4.26 5%拒绝 PY →DC/YN 4.86 5%拒绝 3 M 2/YN →Y 2.17 接受 Y →M 2/YN 8.84 5%拒绝 3 M 2/YN →PY 2.23 接受 PY →M 2/YN 7.58 5%拒绝 3 DC/YN →PY 1.06 接受 PY →DC/YN 2.75 10%拒绝 4 M 2/YN →Y 1.33 接受 Y →M 2/YN 4.56 5%拒绝 4 M 2/YN →PY 1.36 接受 PY →M 2/YN 4.16 5%拒绝
表3给出的格兰杰因果关系检验结果表明，实际收入（Y ）与人均实际收入（PY ）在滞后1、2、3、4期内均以格兰杰方式引致M 2/YN ；而M 2/YN 也在滞后2期内以格兰杰方式引致实际收入（Y ）与人均实际收入（PY ）。

实际收入（Y ）与人均实际收入（PY ）在滞后1、2期内以格兰杰方式引致QM/YN ，而没有任何证据显示QM/YN 对实际收入（Y ）与人均实际收入（PY ）也存在这种格兰杰因果关系。

类似地，实际收入（Y ）在滞后1、2期内及人均实际收入（PY ）在滞后1、2、3期内以格兰杰方式引致DC/YN ，而DC/YN 在滞后1、2期内也以格兰杰方式引致实际收入（Y ）并同时在滞后1期内以格兰杰方式引致人均实际收入（PY ）。

结果看上去似乎略显凌乱，但这并不影响我们归纳出以下结论：我国经济增长与金融发展在格兰杰意义上存在双向因果关系，其中经济增长以格兰杰方式引致金融发展的程度要略大于金融发展以格兰杰方式引致经济增长的程度。

不发达国家的实证研究支持供给主导假说，而发达国家的实证研究支持需求遵从假说，因此，这一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。

尽管如此，但格兰杰因果关系分析并没有表明这种潜在关系的幅度；因此，在以下部分我们将对包含了金融发展测量指标在内的经济增长的回归方程进行估算。

四、金融发展与经济增长：经济计量分析 在这一部分，我们依据的是已经广泛应用于实证研究的内生经济增长模型的基本解释变量。

首先我们从下面的柯布—道格拉斯生产函数型方程开始： K Γ=F L K e Y h βα ⑶ 对两边取自然对数，我们得到：
K F L K h Y ln ln ln ln Γ+++=βα ⑷ 方程⑷对时间t 进行微分： K F dt dF L dt dL K dt dK h dt Y d 111ln Γ+++=βα ⑸ 增加满足标准假设的误差项，方程⑸可以写成以下形式： K t t t t t u FT LT KT h YT +Γ+++=βα ⑹ 其中， t YT dt Y d =ln ，t KT K dt dK =1，t LT L dt dL =1，t FT F dt dF =1， ⑺ 方程⑹中的四项表达式分别代表经济增长率，资本、劳动及金融发展。

因为方程为对数形式，所以相关系数“α”、“β”和“Г”分别为资本、劳动及金融发展对产出的弹性，常数“h ”用来反应Hicks 中性技术进步可能的生产率。

由于资本存量增长的数据不能获得，因此我们运用可获得的资本形成（即总投资）I 来代替KT 。

下面是运用到模型中的所有变量及其数据来源的简要描述： Y ：基于1978年价格的实际GDP ，从《中国统计年鉴》收集； I ：资本形成或总投资。

采用1978年价格，从《中国经济年鉴》收集； L ：我国被用作劳动力的人口，从《新中国五十年统计资料汇编》收集； F ：在第二部分定义的金融发展的3个可供选择的测量指标，并且都通过GDP 平减指数转换成基于1978年价格的实际值； 我们运用Eviews3.0版本对联合方程进行估算。

模型在三个方面进行了估算，对应于金融发展的三种测量。

表3显示了包含金融发展测量指标的柯布—道格拉斯型生产函数的回归结果。

从 R 2值判断，所有的三种情况均表现出良好的模型适应性。

资本形成的相关系数为正，并且在每种情况下均统计显著。

但是，劳动力的系数不仅在每种情况下均呈现负数迹象，而且其统计显著性也较低。

这可能暗示，我国实际劳动力的统计数据可能有较大偏差①。

但对我们研究更为重要的是，金融发展的所有三种测量的回归系数都具有预期效果并且统计显著。

例如，广义货币供给上升1%将导致经济增长率上长0.33%。

这些结果强有力地表明，无论选择何种测量指标，我国金融发展对经济增长均具有明显的推动作用。

而且，我们还惊喜地发现，技术进步对经济增长的弹性系数高达2.8②。

表4 包含金融发展测量指标的柯布—道格拉斯型生产函数的回归结果（1978-1999） 解释变量 （1） （2） （3） I 0.43 0.49 0.51 (13.35) (10.08) (8.66) L -0.03 -0.004 -0.30 (-0.45) (-0.027) (-1.66) RM 2 0.33 — — (13.98) RQM — 0.21 — (8.07) — RDC — — 0.40 ① 事实上，在研究中我们发现，尽管改革20年来从业人员的绝对数量呈上升趋势，但其增长率却呈现下降趋势；而且一些年份的数据也出现异常性的急剧增加，仅举一例，1990年从业人员比上年增加约8600万，而正常年份一般只增加1000万左右。

② 这一结果与韩廷春（2001）所得出的技术进步与制度创新是中国经济增长最关键因素的结论相吻合。

(6.15)
C 2.86 3.59 1.99
(15.64)
(17.22)
(31.70)
决定系数R20.999 0.999 0.998 调整后的R20.999 0.998 0.998 D-W检验值 1.43 1.06 1.36
其中：观测值个数=22。

括号内为t检验值。

RM2为基于1978年价格的实际的广义货币供应量。

RQM为基于1978年价格的实际的准货币余额。

RDC为基于基于1978年价格的国内信贷实际额。

c为常数项
而且，如果进行进一步的深入分析，我们还会发现其它结果。

Ahmed和Ansari（1998）
的一项实证研究结果显示，印度、巴基斯坦和斯里兰卡等国金融发展测量指标对其经济增长
的贡献高达0.8，而我国平均只有0.3左右。

显然，仅仅用金融效率的原因来加以解释难以
完全令人置信；而且，也没有任何证据显示我国的金融效率要比上述三国相差如此之多；相
反我国的金融运行状况要好于她们。

在此，我们认为，一个可能的解释是，印度、巴基斯坦
和斯里兰卡三个国家尚处于供给主导假说的经济发展初期，因而金融发展对经济增长的贡献
弹性较大（Ahmed &Ansari，1998），而我国已经处于经济发展初期与发达经济的过渡阶段，
金融发展对经济增长的贡献弹性要相对小一些。

因此，包含金融发展测量指标的柯布—道格
拉斯型生产函数的计量分析结果更进一步地支持了我国经济发展正处于过渡阶段的结论。

最后，提请注意的是，我们对我国金融发展与经济增长关系的分析及结论乃是建立在我
们所选取的两者测量指标的基础上，而这些测量指标间的关系可能并不能完全推论出金融发
展与经济增长间的关系。

事实上，一些学者已经对我国金融发展的部分测量指标提出了异议，
例如，孙刚（2001）认为我国的经济货币化发展呈现一种不正常态势。

无疑，金融发展与经
济增长的关系本身就是一个充满争论的问题，而这诸多异议的出现必将引导我们对我国金融
发展与经济增长间的关系作更为深入的探讨与研究。

五、简短结论与政策建议
在本文中，我们研究了我国金融发展与经济增长之间的关系。

我们运用了3种方法，第
一，相关分析结果表明金融发展的测量指标与经济增长之间存在较高的相关程度；第二，格
兰杰因果关系检验结果对供给主导假说即金融发展促进经济增长及需求遵从假说即经济增
长引致金融发展均提供了有力支持，但其中需求遵从假说的程度要略大于供给主导假说。

考
虑到我国正处于从不发达国家向发达国家过渡的国情，这与 Patrick的在经济发展早期金融
发展有助于经济增长而较高阶段金融发展则处于“需求遵从”地位的观点相一致。

由于因果
关系检验没有对其它相关变量进行考虑来解释经济增长，因此我们对所收集到的柯布—道格
拉斯生产函数型方程的数据系列进行了计量分析，而模型回归的结果进一步加强了因果关系
分析的发现。

主要的政策含义是，从文章的研究出发，我们的政策取向似乎不应该将重点放在单纯通
过进一步自由化措施或增加金融服务来鼓励金融发展并进而提高经济增长，相反，我们应该
将工作的重心更多地放在产业结构调整、技术进步、制度创新等方面从而促进经济增长。

或
者说，在我国经济发展到目前这种阶段下，我们不应该再单纯通过金融扩张的手段来实现经
济增长的规模，而应更多地注重经济增长的内在质量。

参考文献：
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Rajan, Raghuram. G. & Zingales,Luigi.,1998: "Financial Dependence and Growth", The American Economic Review, vol. 88, No. 3, 559-586.
Abstract: This article investigates the relationship between financial sector development and economic growth for China. We have used three approaches: The correlation analysis, Grange causality tests and econometric analysis based on Cobb-Douglas production function type equation. The results of the correlation analysis indicate a high degree of association between financial sector development and economic growth; The results from the Grange causality tests indicate that there is a two-way relationship between financial sector development and economic growth. The results from regression model further reinforce the findings of the causality analysis. The conclusion is consistent with the fact the china is developing from less-developed country to developed country, it also supports the Supply-leading and Demand-following hypothesis.。