我国金融市场发展规模对经济增长影响的实证分析VIP

1我国金融市场发展规模对经济增长影响的实证分析基于 VAR 模型内蒙古财经学院 张耀琦、赵静、付少博目录一、研究目的与意义 .1二、金融市场发展与经济增长关系的研究现状 .4三、实证分析方法简介 .8四、我国金融市场发展规模与经济增长关系的实证分析 .14五、研究结论 .26摘 要：金融发展与经济增长的关系一直是宏观经济研究领域中的一个热点问2题。1994 年金融体制改革后的中国银行业、证券业和保险业均有长足的发展，规模不断扩大。理清我国金融市场发展规模对经济增长的影响，对指导我国经济改革具有重大的现实意义。本文运用 19942009 年中国统计年鉴 （2010年）的年度统计数据，通过协整分析方法和 VAR 模型研究各变量之间的长期稳定关系，运用 Granger 因果检验方法、 脉冲响应函数、 预测误差方差分解技术对银行、股票、保险市场发展规模水平对经济增长的影响进行实证检验。本文研究发现，金融市场发展规模对经济增长的促进作用极为有限，不能盲目扩大金融市场发展规模，以期实现经济增长的目标。关键词：金融市场；发展规模；经济增长；VAR 模型一、 研究目的与意义金融发展与经济增长的关系一直是宏观经济研究领域中的一个热点问题。金融市场发展规模作为金融发展的一个主要方面，是否对我国经济增长有影响？若有影响，则应重视金融市场发展规模的扩大。若没有影响或影响不大，则更应该详细分析其原因，不能因此而忽视金融发展。毕竟，当前国外学者的主流看法是金融发展与经济增长之间存在相互促进的关系。研究金融发展对经济增长的影响具有重要的政策意义，这对于处于转轨时期的我国尤其重要。西方经济学家对于金融发展与经济增长的关系已有大量的研究，但是到目前为止并没有形成共识，争论仍不可避免。而且，无论是理论的概括还是经验的分析都基于西方国家的发展历程，与中国的实际并不一定相符。我国 30 多年的改革开放走出一条具有自身特色的经济发展改革道路。由于我国发展市场经济时间不长、统计数据严重缺乏等因素，西方学者对我国的金融发展与经济增长研究得比较少，也没有系统的理论解释。1993 年至今，现代中央银行体制逐步走向成熟和完善，以间接调控为主的金融宏观调控基本确立。金融监管职能进一步调整，分业监管体系初步形成。1993 年，证券市场的监管从人民银行分离出来，移交给新成立的中国证券监督管理委员会。1998 年 6 月，对证券机构的监管也转给中国证券监督管理委员会。1998 年 11 月，中国保险监督管理委员会成立，专门进行保险业监管，对保险业务、保险机构和保险市场的监管从人民银行独立出去。至此，中国的银行业、3证券业和保险业实现了分业监管。1994 年以后，中共中央已经明确提出了建设社会主义市场经济体制的目标，金融体制也进入全面深化改革的关键时期，我国金融业在已有的基础上继续发展，并初步建立起社会主义市场金融体制的基本框架。对于深化金融改革、促进我国金融业持续健康安全发展、发挥金融对经济社会发展的促进作用具有重要意义。中国的金融市场发展经历了一个由政府行政的直接管理逐步向市场决定和调控、市场化程度不断加深的过程，具有典型的转轨经济的特点，总体呈现出以信贷市场发展为主，证券市场和保险市场等发展为辅的格局。1994 年金融体制改革后的中国银行业、证券业和保险业均有长足的发展，规模不断扩大。以银行为主导的金融体系如果对经济增长更有利，则应扩大银行信贷。如果股票、保险市场效率更高的话，则应该充分发挥股票、保险市场的作用，为经济增长提供更好的服务。理清我国金融市场发展规模对经济增长的影响，对指导我国经济改革具有重大的现实意义。二、金融市场发展与经济增长关系的研究现状关于金融市场发展与经济增长关系的研究基本上是运用实证的方法进行，有些是研究某个细分金融市场与经济增长之间的关系，有些是研究某几个细分金融市场与经济增长的关系，也有的研究金融市场整体与经济增长关系。（一）大多数学者研究的是股票市场与经济增长的关系一种观点认为，存在由股票市场到经济增长的单向因果关系，股票市场的发展可以促进或阻碍经济增长。殷醒民和谢洁（2001）对中国股票市场与经济增长关系进行了实证分析，结果表明股票市场与经济增长之间有很强的正相关性。中国证券市场处于转型阶段，其功能定位、市场结构并不完全、市场效率很低，无法充分发挥有效配置资源的作用。熊铭奇和汪思鸣（2003）通过股票市场对经济增长影响的实证分析得出，我国股票市场的发展对经济增长具有一4定的促进作用，我国的股票市场已具有某种程度的“财富效应”的功能，但日常的交易情况对经济增长的关系不大。于乃书（2004）通过对 47 个国家 20 年的数据验证股票市场与经济增长的实证关系，得到股票市场对未来经济增长的影响是显著的。GeertBekaert、 CalnpbellR.Harvey 和 ChristianLundblad（2005）的研究表明：一般而论，股票市场的自由化可以带动年度实际经济增长增加 1%，资本账户的自由化在未来的经济增长中起着一定的作用，重要的是，它并不包括股票市场自由化的贡献，同时进行的改革可以作为股票市场自由化效果的部分解释，最大经济增长的反应发生在具有高质量机构的国家里。王宗军、钟俐（2004）实证研究认为，我国股票市场的发展并没有对经济增长形成有力的支持。郑长德（2005）对中国股票市场与经济增长的相关关系进行理论的实证分析，发现中国股票市场和经济增长总体上具有明显的负相关关系，股票市场发展具有不利于中国经济增长的趋势。一种观点认为，存在由经济增长到股票市场的单向因果关系或相关关系，冉茂盛、张宗益和陈梅（2004）运用 VAR 方法，选用 1995 至 2001 年的季度时间序列实证得出，中国股票市场与经济增长之间只存在由经济增长到股票市场的单向因果关系，而股票市场规模扩张冲击对经济增长的动态影响十分微弱。另一种观点认为，存在股票市场与经济增长之间的双向因果关系。欧阳志刚（2004）实证检验我国股票市场发展对经济增长作用，得出股票市场发展通过促进有形资本存量的增加，推动经济增长，经济增长又反作用于股票市场。杨再斌、匡霞（2004）对运用 1994 年到 2003 年的季度数据，实证研究了中国股票市场发展与经济增长的相关关系，得出：在滞后 2 期的条件下，经济增长对股票价格指数运行有一定的影响，经济的环比增长率与股票市场资本化、交易率具有一定的线性相关关系，经济增长对股票市场的资本化率有明显影响，但滞后两个季度，在滞后 4 期的条件下，交易率是经济增长的格兰杰成因，经济增长对股票市场活跃程度没有明显影响。还有一种观点认为，股票市场与经济增长之间不存在因果关系或关系不大。张宗成、肖永（2004）对股票市场与经济增长的关系进行了微观分析，从总体上得出，中国股票市场对经济增长的作用影响不大。王志扬、马理（2005）研究了股票市场发展与经济增长的相关性，发现股票市场发展与经济增长不存在5强关联，主张对货币资源进行正确疏导并大力发展实体经济。李毅辉（2005）运用 1992 一 2003 年的数据，对我国股票市场发展与经济增长的关系进行了实证分析，发现我国股票市场的发展水平与经济增长之间呈很微弱的相关关系。（二）一部分研究的是资本市场或证券市场与经济增长的关系一种观点认为资本市场或证券市场的发展促进了经济增长。万寿桥、李小胜（2004）运用脉冲响应方法研究了中国资本市场与经济增长关系，得出资本市场对经济增长起着积极的作用，强大的经济实力是发展资本市场的推动力，两者的作用是相互的。张维（2004） 、宗兆昌（2005）对中国资本市场、企业融资结构和经济增长的相关数据进行分析，得出包括银行信贷市场和证券市场在内的中国资本市场可以促进经济增长，但是，证券市场的流动性对经济增长的影响是消极的。李国旺等（2004）对资本市场作用于经济增长的机制和路径进行分析，得出资本市场的发展促进了经济增长。王林辉等（2005）认为，在我国几个促进经济增长的因素中，资本的贡献率约占 60%，远超过劳动等其他要素的经济贡献，成为我国近 20 年来经济快速增长的主要源泉。一种观点认为资本市场或证券市场的发展对经济增长的作用很微弱或存在负作用。王军（2002）对资本市场与经济增长的关系进行了理论与实证分析，得出我国资本市场的发展对经济增长的作用和贡献是很微弱的，甚至于是负面的影响。李俊芳、薛宏（2004）运用 Johanson 协整检验方法，对中国资本市场发展与经济增长进行了实证分析，以工业增加值取对数为经济增长的指标，测度银行信用度与股票交易度对经济增长的影响，得出中国股票市场经过近十年的发展，其规模的扩大已经与经济增长产生了微弱的正向作用，而股票市场的波动性与经济增长之间存在负面作用。还有一种观点认为，两者之间是相互促进的关系。王聪、段西军（2005）对中国证券市场发展与经济增长的关系进行了实证研究，发现中国经济增长与证券市场发展是相辅相成、互相促进的关系，还发现居民持股数量的增加及股票价格的上涨导致就业和 GNP 的上升，在一定程度上还引起物价的上涨。6（三）一部分将金融中介、银行和股票市场混合进行研究大部分的观点支持：金融中介、银行的发展促进了经济增长，股票市场的发展有可能促进了经济增长，也可能没有促进经济增长或作用不明显。莱文和泽尔沃斯等人发展了金和莱文的回归模型，利用 47 个国家 1976 一 1993 年的有关数据得出结论：银行发展和股票市场流动性不仅和同时期的经济增长率及生产增长率有很强的正相关关系，而且都是经济增长率、资本积景率和生产率增长率的预侧指标，表明银行所提供的金融服务不同于股票市场，二者在经济增长中各自发挥不同的作用。Levine 和 Zervos（1998）进一步验证了股票市场发展和银行发展对长期经济增长的积极作用。谈儒勇(1999)对中国金融发展与经济增长的关系进行了研究，实际上他将金融发展分为金融中介发展与股票市场发展两部分，经实证得出中国金融中介发展与经济增长之间存在显著的、很强的正向相关关系，意味着我国金融中介的发展有可能促进经济增长，同时也意味着金融中介体的发展不能滞后于经济增长，中国股票市场发展与经济增长之间有不显著的负相关关系，惫味着我国股票市场发展对经济增长的作用是极其有限的。李仁健（2003）通过对 1995 一 2002 年的季度数据，对我国股票市场与经济增长的关系进行了实证研究，发现股票市场规模的资本化与经济增长有正的相关关系，股票市场流动性的价值指标等与经济增长没有明显的相关关系，另外，金融中介的发展与经济增长正相关性更大一些。冀志斌、彭克强（2004）运用我国 1995 一 2002 年的季度经验数据，发现我国股票市场的规模与经济增长之间有正相关关系，而股票市场的流动性与经济增长之间没有明显的相关关系，另外，金融中介的发展与经济增长的正相关性更大一些。阳小晓等（2004）借鉴 Feder 模型，采用银行发展和经济增长两动态模型，对中国1978 一 2000 年数据进行分析，证实了银行发展和我国经济增长两者之间的因果关系，表明我国银行发展基本处于“需求带动型”阶段。李琼、刘建军（2005）跨省截面数据实证考查了我国各地区银行结构与经济增长之间的相关关系，结果显示由于资金的跨地区流动受到限制，银行市场结构发展的不平衡是影响地区经济增长的一个重要的因素。梁琪、滕建州（2005）利用 19912004 年数据，研究了股票市场、银行与经济增长间的关系，发现股市发展与经7济增长之间没有任何因果关系，意味着股市发展没有促进和导致经济增长，而银行发展与经济增长之间具有显著的双向因果关系，且相关关系为正，说明银行发展在样本期内己经成为中国经济增长的一个源泉。 RossLevine、 NormanLoayza 和 ThorstenBeekBrian（2000）运用实证技术验证发现：金融中介发展的外生元素与经济增长存在正向关联，法律系统和财务系统的国别差异有助于解释金融发展方面的不同，法律和财务改革加强贷款人权力、合同约束力，财务实践可以促进金融发展，加速经济增长。MeCaig 和 ThanasisStengos（2005）在研究金融中介发展与经济增长关系时发现，当用国内私人贷款及流动性负债来衡量金融中介时，其对经济增长有强劲的正向效应，支持只基于一种工具所得出的早期结论。 GeorgeHondroyiannis、SarantisLolos 和 EvangeliaPapapetrou（2005）以希腊为案例实证估计了 1986 一 1999 年间银行系统和股票市场发展与经济表现之间的关系，使用 VAR 模型实证结果表明长期里金融与经济增长间存在双向因果关系，运用误差纠正模型，发现在长期里银行和股票市场金融两者都能经济增长，尽管其影响较小，另外，股票市场金融与银行金融相比其对经济增长的贡献似乎潜在地要小一些。刘剑锋（2007）从省际层面上对 19802004 年中国金融发展与经济增长的关系，分部门从商业银行发展和资本市场发展两个角度进行了考察，发现：在中国商业银行的发展对当地经济增长有明显的促进作用，但是，促进的效率很低，而且随着市场化程度的加深，贡献率有下降的趋势。资本市场发展与中国经济增长之间不存在显著的相关性，表明 19802004 年，中国资本市场发展对经济增长的促进效应并不显著。邓永亮（2010）在 VAR 模型的基础上，采用我国年度数据，运用协整检验和 ECM 等方法分析后发现，长期内金融发展阻碍经济增长，而通货膨胀促进经济增长。短期内，金融发展对经济增长影响不显著，通货膨胀对经济增长影响显著。金融发展与经济增长之间不存在任何方向的 Granger 因果关系，通货膨胀是经济增长的 Granger 原因，但经济增长不是通货膨胀的 Granger 原因。三、实证分析方法简介本章采用的实证方法有：单位根检验、VAR 模型、协整性检验、Granger 因8果关系检验、脉冲响应函数、方差分解。这些方法将用来检验中国金融市场发展规模对经济增长的影响。1、单位根检验由按时间排序的随机变量构成的序列被称为随机过程。时间序列数据是随机过程中的一部分，即时间序列的一个实现。所谓平稳随机过程是指一个随机过程的均值和方差都是常数，并且在任何两时期之间的协方差仅依赖于两时期的距离，用数学表达即是：如果一个随机过程Y t t=1，2，3，满足，i）E(Y t)=，对任意的 t 值；ii）Var(Y t)=E(Yt-) 2= 2iii） Cov(Yt Yt+k)=E(Yt-) (Yt+k -)= k，对所有的 k 和 t 值所谓非平稳序列，是指随机过程Y t均值、方差等统计特征随时间 t 而改变。经济领域和金融领域存在很多非平稳序列。因此，妥善处理非平稳序列十分必要.传统的时间序列计量经济学，往往假定经济数据和产生这些数据的随机过程是平稳序列。但在时间序列分析中可能存在很多非平稳序列，对这些非平稳过程生成的时间序列，直接进行传统的计量经济学分析，容易造成错误，如常规的 t 和 F 检验失效，引起谬回归。计量经济学对非平稳序列有一套专门的处理程序和方法。较常见的一类非平稳序列是随机游走，即对于随机过程Y t，t=1，2，如果Yt=+Y t-1+ t (5.1)其中， t 为独立同分布，且 E( t)=0，Var( t)=E( t2) = 2 。单位根过程是较随机游走更一般的非平稳过程。所谓单位根过程是指，对于随机过程Y t，t=1，2， ，如果 Yt=Y t-1+ t， t=1，2， (5.2)其中，p=1， t 为一稳定过程，且 E t =0，Cov( t ， t-s )= s ，S=0 ，1，2，对于单位根过程， Yt，其差分Zt= Yt-Yt-1=a+ t (5.3)9为平稳过程，称为一阶单整，记为 I(1)，如果非平稳序列经过 d 次差分后为平稳，则称为 d 阶单整，记为 I(d)。单位根检验主要检验序列是否平稳，采用扩展迪基富勒检验(Augmented DickeyFuller Test，ADF)，其模型如下:Y t=a+t+( -1) Yt-1+ (5.4)pit-it=1其中，为差分算子， t 为白噪声，t 表示带趋势，a 为常数项。原假设为H0:=1 ，表示原时间序列不平稳，备择假设 H1:Pl，表示原时间序列平稳，最优滞后期数根据 AlC 原则确定，判断的依据为麦金龙(Mackirmon) 临界值。2、建立 VAR 模型考虑下面的相邻的 VAR 模型：，01ttta，2tttt(5.5)01ttitt对于（5.5）式的第 i 个方程，令 表示 j 的 OLS 估计，上标（i）表示估()ij计是针对 VAR（i ）模型的，则残差为：()() ()01i ittt ta对 i=0，残差定义为 ，这里 为 的样本均值。残差的自协方差(0)ttt矩