金融发展与经济增长速度的关系

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，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 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。 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（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 93734.3GDP平减指数(GDP deflator) 1.035561.163941.7197812.871656 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

金融市场与经济增长的关系

是一个广受关注的话题。随着全球经济的不断发展，金融市场的重要性越来越被人们所重视。然而，金融市场的发展是如何影响经济增长的呢？本文将探讨这个问题。

首先，金融市场对经济增长的影响可以从多方面进行分析。首先，金融市场提供了融资的机会，使得大量的投资可以得到满足，企业可以通过借贷和发行股票等方式获得资金。这对于企业的经营和扩张都是非常有利的，也有助于提高国家的投资率。

其次，金融市场的发展为经济的创新和发展提供了更广泛的平台。通过资本市场对创新型企业进行融资，可以鼓励其继续研发和推出新产品，推动经济结构的优化和更新。同时，金融市场也可以吸引更多的投资，推动资本的流向更高效的领域。

第三，金融市场也可以对经济增长的稳定做出贡献。金融市场的监管可以防止公司行为的不当，保障投资者的权益，这有助于提升投资者的信心，从而维持市场的健康发展。还可以通过货币政策等手段调整市场资金的供给和需求，避免市场出现过热或者过冷的情况。

然而，金融市场对于经济增长的影响也存在一些负面的影响。首先，资本市场的过热或过冷都会对实体经济造成影响。在资本市场火爆的时候，投资者会忽视实际增长的情况，进行过度炒作，导致股市崩盘、资产泡沫等情况；在资金市场大幅度回落的时候，投资者往往会过度谨慎，使得实际新增和投资降低，进而对实体经济产生不利影响。

其次，金融市场的稳定性和透明度也会对经济产生影响。在金融市场不够透明的情况下，就很容易导致资产价格的波动加剧，甚至难以获得有效的信号，从而影响企业和投资者的决策。 最后，金融市场还会影响全球金融市场的稳定性。在全球化的背景下，金融市场的的稳定是一项十分重要的任务。由于金融市场的互相关联，一国的金融危机也可能对其他国家产生连锁反应。提高金融市场的全球协调性和稳定性，也是促进全球经济增长的一个重要因素。

综上所述，金融市场对经济增长的影响是复杂的。尽管金融市场可以促进融资和创新，维护市场稳定性和透明度等方面对经济增长有着积极的影响，但也同时需要关注金融市场信用风险、系统性风险等等其他方面的问题。作为国家或地区的财政管理部门，应该努力合理监管和引导金融市场，促进金融市场和实体经济的发展，实现经济的稳健发展。

金融发展与经济增长的关系

金融是货币与信用的融合，它是商品交换与市场经济发展到一定阶段的产物。在经济的发展过程中，以货币为媒介的商品交换打破了直接的物物交换中买卖双方在时空上的限制。随后信用的发展又令货币与商品的交换在时空上的限制进一步放开，以致即使在交换双方商品所有权转移后，市场仍继续存在，货币也逐渐作为一种可有偿转让的特殊商品成为市场交易对象之一。于是，从商品流通中独立出了一种特殊商品——资本，金融也开始具有真正意义。此后，金融工具逐步由单一的货币形式发展为货币、商业票据、股票债券等多种形式并存，出现了专门经营金融业务的金融机构以及从事金融活动的金融市场，金融开始由最初中介商品交换的辅助地位逐渐发展成为经济活动中一个相对独立的因素，通过其自身的货币发行、信用创造、资源配置等功能影响着社会再生产和经济发展的速度和质量。

金融是依附于商品经济的一种产业，是在商品经济的发展过程中产生并随着商品经济的发展而发展的，商品经济的不同发展阶段决定着同期的金融状况。因此，经济发展决定着金融发展。另一方面，金融对现代经济发展起着推动作用。这主要体现为通过金融运作为经济发展提供条件、通过金融的基本功能为经济发展提供资金支持、通过金融机构的经营运作节约交易成本、通过金融业自身的产值增长直接为经济发展做出贡献。

金融发展对经济增长的具体促进作用主要体现在下面几个方面。

一是货币的运用降低了交易成本，便利了交换。斯密认为，劳动分工即专业化是提高生产力的首要因素。专业化程度越高，工人越可能发明更先进的机器或生产方法。而金融的作用在于货币的产生，这大大降低了物物交换中因需求和时间的双重巧合的困难而存在的用于评估商品品质、掌握商品信息的单位交易成本，便利了交换，从而实现了市场范围扩大、专业化程度提高。随着经济货币化程度的提高，单位交易成本和信息成本仍会下降，这一作用更为加强。

二是金融能促进储蓄和投资的增长，从而为经济发展提供资金支持。经济发展需要大量资金推进，储蓄是提供资金的重要来源之一，特别是在经济从不发达走向发达的过程，储蓄率的高低起着决定性的作用。几乎所有国家在发展过程中都伴随着储蓄率的上升，其中最有代表性的是日本。日本在50到7O年代的高速发展时期，储蓄率曾达到40％的水平。在促进储蓄率上升的因素中，金融是最重要的一个。金融的特点在于资金融通，而利息率使当前消费转化为未来消费、实物储蓄转化为货币储蓄，这就决定了它有条件吸收社会中的闲散资金转化为储蓄，从而为生产提供资金采源。此外，金融的特点又使它成为动员储蓄和投资的最佳途径：一方面，把分散的储蓄者用于投资或存储的资金集中起来需要大量信息和投资渠道，发挥规模经济的优势，而流动性金融市场能增强金融工具的多样性和流动性，满足持有多样化证券组合的需要；另一方面，动员储蓄牵涉大量筹资企业与拥有剩余资金的诸多投资者，金融中介能以最低的交易成本和信息成本最大量地动员储蓄，有效避免信息不对称的弊端。

金融发展对经济增长的影响

金融发展在完善市场经济体系中是经济增长的发动机。分别运用上海市52-07年的时间序列数据以及中国21个省、1952-2007年的面板数据,通过5个金融发展指标,检验了金融发展对经济增长的影响。各指标在上海样本与全国样本中存在明显差别,只有贷款增长率显著促进经济增长,说明中国经济还是严重依赖于金融系统的贷款,金融系统配置资源等其他职能还未能发挥作用。

标签：金融发展 经济增长 地区差异

经济增长与金融的关系至今未有定论。R·W·Goldsmith提出金融结构的变化决定金融发展道路,能加速经济的增长。Edward S. Shaw和R. I. Mckinnon提出并论证了金融抑制对经济增长的阻碍作用。King和Levine利用IMF提供的77个国家1960-1989年的数据,对金融中介与长期经济增长之间的关系进行了检验。结论是,金融发展与经济增长、资本形成和经济效率之间具有强正相关关系,并且金融中介效率的提高对经济增长的作用具有一阶滞后性。

谈儒勇认为中国金融中介体发展和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系,但股票市场发展和经济增长之间有不显著的负相关关系。陈刚等人利用1979—2003年的省级面板数据,以银行贷款总额占同期GDP的比重作为衡量金融发展水平的指标,检验了我国金融发展对经济增长的影响,结果显示金融发展对经济增长具有显著的正向影响,但金融部门和实体经济部门之间并不存在良性互动的关系。而韩廷春实证分析的结论则有所不同,他认为技术进步和制度创新是经济增长的关键因素,金融发展对经济增长的促进作用极其有限。

一、时间序列和面板数据的实证模型

中国典型的“二元经济”特征为研究金融发展与经济增长关系的区域差异提供了一个很好的样本。

假设某地区的生产函数为一次齐次CD生产函数,则其形式为:(1)

其中y表示人均产出,A 表示人均资本的边际生产率,k表示人均资本的投入数量。在方程(1)两边对时间t取微分,得: (2)