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摘要：本文运用我国1978-2011年统计数据，对金融深化与经济增长之间的关系进行实证分析，得出结论：1.从短期来看，我国的金融深化推动了经济增长；2.从长期来看，金融深化与经济增长之间存在互为因果、相互促进的关系。
关键词：金融深化 经济增长 计量检验
一、引言
现代社会经济发展的一个重要特征是金融和经济的关系日益密切，金融在经济发展中的地位逐步提高。经济和金融的不断融合使货币化经济转变为经济金融化趋势。客观上经济金融化要求通过金融深化来促进经济的发展。
20世纪70年代初，美国学者麦金农和他的同事肖指出：经济与金融息息相关，金融深化与金融抑制分别对经济起着促进、抑制的作用；发展中国家经济落后的症结在于金融抑制，鼓励推行金融深化战略。本文结合我国1978-2011年间的经济统计数据，通过构建经济增长与金融发展的多元线性回归模型，对二者进行实证分析，从而得出经济增长与金融发展间的相互关系，为金融发展提供相关实证分析基础。
二、实证分析
（一）指标选取和建模
在金融发展理论中，经济学家提出许多指标来衡量一个国家是处于金融深化还是金融抑制的状态。本文选取实际国内生产总值的增长率（Y）、金融深化指标（包括麦金农指标（M2/GDP和金融相关率FIR）和通货膨胀率
假设以Y、M分别表示实际国内生产总值的增长率、金融深化指标（由M2/GDP和FIR表示）和通货膨胀率，则经济增长和金融深化之间的关系模型可表示为如下两式：
上式中和是方程系数。其中，变量M和Y的系数分别表示在考虑了通货膨胀影响下，金融深化对经济增长的影响及经济增长对金融深化的影响程度；t表示时间；i表示滞后阶数；是白噪声误差项。对各个变量取对数是为了防止出现异方差。
根据1978-2012年《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》的相关数据，通过整理计算得出1979-2011年这31年中的经济增长率Y、货币化程度（M2/GDP）、金融相关比率FIR和通货膨胀率的数据。其后，对数据进行单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验。
（二）实证检验
1.单位根检验
在使用非平稳序列进行回归分析时，会造成虚假回归。并且，当变量存在单位根，即是非平稳序列时，传统的统计量，如t值、F值和 DW值等将会出现偏差。因此，为保证回归结果的无偏、有效和最佳，我们可以依据表1中的数据，利用ADF单位根检验法来检验样本数据的时间序列特征。ADF平稳性检验是基于以下回归方程：
由表1中的检验结果可知：（1）Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的时间序列的ADF统计量大于5%的显著水平下的临界值，所以接受原假设，这四个时间序列均含有单位根，是非平稳序列。（2）LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的一阶差分序列的ADF值均小于5%显著水平下的临界值，它们在一阶差分之后均是平稳序列。（3）协整是指两个，或者两个以上同阶单整的非平稳时间序列的线性组合是平稳序列。由于LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln都是一阶单整序列，所以LnY、Ln（M2/GDP）和Ln，LnY、LnFIR和Ln之间可能存在协整关系。下面，我们需要对它们进行协整检验。
2. 协整检验
常用于检验变量之间是否存在协整关系的方法是主要有两种：两个变量的EG检验和多个变量的Johansen检验。本文的检验是多变量之间的检验，因此采用Johansen检验法对相关变量进行协整检验。
Johansen检验方法的步骤主要有：先计算回归方程的迹统计量，然后与不存在协整关系、存在一个以及存在两个协整关系这三种假设前提下的Johanson临界值进行比较。若回归方程的迹统计值大于假设条件下的Johanson临界分布值，则拒绝其前提假设；反之，则接受该假设。我们根据表1数据，利用EViews6.0软件进行协整检验，结果如下表所示。
表2 相关变量协整检验结果
由表2中的检验结果可以看出：（1）LnY和Ln（M2/GDP）、Ln之间协整检验的迹统计量均大于三个假设在5%的显著水平下临界值，因此存在3个协整关系，即经济增长和货币化程度、通货膨胀率这三个变量之间存在长期稳定的经济关系（2）LnY和LnFIR、Ln协整检验的迹统计量均大于表中三个假设在5%的显著水平下临界值，因此同样存在3个协整关系，经济增长和金融相关比率、通货膨胀率存在长期稳定的经济关系。（3）若变量之间存在协整关系，则这些变量至少存在一个方向的格兰杰因果关系。下面，我们对经济增长和金融深化之间的因果关系做进一步探讨。
3. 格兰杰因果检验
经济增长和金融深化之间是否存在因果关系，若存在因果关系，那谁是因，谁是果？通过协整检验，我们得出的结论是变量之间至少存在一个方向的格兰杰因果关系。现在我们可以通过采用格兰杰因果检验方法得出经济增长和金融深化之间的因果关系。
格兰杰检验的基本思想是“过去可以预测现在”。我们可以对原模型进行格兰杰因果检验，但是，为了验证经济增长与金融深化的确切关系，我们可以对以上两个模型构建以下多变量误差纠正模型，然后再对两者进行格兰杰因果检验。
上式中，EC项表示上一期变量偏离均衡水平的误差，是协整回归所得的残差。它代表变量之间存在长期协整关系的误差纠正项；t表示时间；i表示滞后阶数；u是白噪声误差项。得出的格兰杰因果检验结果如下表所示。
表3 Granger检验结果
从表3中我们可以得出，（1）以短期的格兰杰因果检验结果来看，因为估计的F值在5%的水平上显著，货币化程度M2/GDP是经济增长率Y的格兰杰原因；相反，由于F值在统计上不显著，经济增长率却不是货币化程度的格兰杰原因。因此，可以说我国的货币化过程推动了经济增长。另一方面，金融相关率FIR是经济增长率Y的格兰杰原因，而经济增长率不是金融相关率的格兰杰原因。（2）从长期的格兰杰因果检验结果可以看出，货币化程度M2/GDP和经济增长率Y的之间存在互为格兰杰因果关系。同样，金融相关率FIR和经济增长率Y的之间也存在互为格兰杰因果关系。因此，短期来看，我国的金融相关比率带动了经济增长。在长期中，两者之间则是互为因果、相互影响的关系。
三、结论
改革开放以来，我国的经济一直保持着快速、稳定的发展，1979-2011年我国实际GDP的年增长率达到9.5%，金融深化程度不断提高，1979年我国的货币化程度39.8%，2011年这一比例达到180.1%，增长近5倍。随着经济体制改革进程的加快，金融市场的作用逐渐显现，经济体中的货币化程度不断提高。
本文构建了误差纠正模型对变量进行格兰杰因果检验，从数据检验结果可以看出，我国实行的渐进式金融体制改革具有一定的经济成效，从短期来看，我国的金融深化推动了经济增长；从长期来看，金融深化与经济增长之间存在互为因果、相互促进的关系。
参考文献：
[1]谈儒勇.中国金融发展与经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999（10）.
[2]蒙荫莉.金融深化、经济增长与城市化的效应分析[J].数量经济技术经济研究，2003（04）.
[3]宋勃、黄松桥.金融深化与经济增长—基于我国的实证检验：1979-2005[J].贵州社会科学，2007（03）.
[4]袁怀宇、陈文俊.中国农村金融深化对经济增长作用渠道的实证研究[J].经济问题，2011（11）.
[5]张富田.区域金融深化与政府规模对经济增长的影响[J].现代经济探讨，2013（04）.
关键词：金融深化 经济增长 计量检验
一、引言
现代社会经济发展的一个重要特征是金融和经济的关系日益密切，金融在经济发展中的地位逐步提高。经济和金融的不断融合使货币化经济转变为经济金融化趋势。客观上经济金融化要求通过金融深化来促进经济的发展。
20世纪70年代初，美国学者麦金农和他的同事肖指出：经济与金融息息相关，金融深化与金融抑制分别对经济起着促进、抑制的作用；发展中国家经济落后的症结在于金融抑制，鼓励推行金融深化战略。本文结合我国1978-2011年间的经济统计数据，通过构建经济增长与金融发展的多元线性回归模型，对二者进行实证分析，从而得出经济增长与金融发展间的相互关系，为金融发展提供相关实证分析基础。
二、实证分析
（一）指标选取和建模
在金融发展理论中，经济学家提出许多指标来衡量一个国家是处于金融深化还是金融抑制的状态。本文选取实际国内生产总值的增长率（Y）、金融深化指标（包括麦金农指标（M2/GDP和金融相关率FIR）和通货膨胀率
假设以Y、M分别表示实际国内生产总值的增长率、金融深化指标（由M2/GDP和FIR表示）和通货膨胀率，则经济增长和金融深化之间的关系模型可表示为如下两式：
上式
根据1978-2012年《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》的相关数据，通过整理计算得出1979-2011年这31年中的经济增长率Y、货币化程度（M2/GDP）、金融相关比率FIR和通货膨胀率的数据。其后，对数据进行单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验。
（二）实证检验
1.单位根检验
在使用非平稳序列进行回归分析时，会造成虚假回归。并且，当变量存在单位根，即是非平稳序列时，传统的统计量，如t值、F值和 DW值等将会出现偏差。因此，为保证回归结果的无偏、有效和最佳，我们可以依据表1中的数据，利用ADF单位根检验法来检验样本数据的时间序列特征。ADF平稳性检验是基于以下回归方程：
由表1中的检验结果可知：（1）Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的时间序列的ADF统计量大于5%的显著水平下的临界值，所以接受原假设，这四个时间序列均含有单位根，是非平稳序列。（2）LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln的一阶差分序列的ADF值均小于5%显著水平下的临界值，它们在一阶差分之后均是平稳序列。（3）协整是指两个，或者两个以上同阶单整的非平稳时间序列的线性组合是平稳序列。由于LnY、Ln（M2/GDP）、LnFIR和Ln都是一阶单整序列，所以LnY、Ln（M2/GDP）和Ln，LnY、LnFIR和Ln之间可能存在协整关系。下面，我们需要对它们进行协整检验。
2. 协整检验
常用于检验变量之间是否存在协整关系的方法是主要有两种：两个变量的EG检验和多个变量的Johansen检验。本文的检验是多变量之间的检验，因此采用Johansen检验法对相关变量进行协整检验。
Johansen检验方法的步骤主要有：先计算回归方程的迹统计量，然后与不存在协整关系、存在一个以及存在两个协整关系这三种假设前提下的Johanson临界值进行比较。若回归方程的迹统计值大于假设条件下的Johanson临界分布值，则拒绝其前提假设；反之，则接受该假设。我们根据表1数据，利用EViews6.0软件进行协整检验，结果如下表所示。
表2 相关变量协整检验结果
由表2中的检验结果可以看出：（1）LnY和Ln（M2/GDP）、Ln之间协整检验的迹统计量均大于三个假设在5%的显著水平下临界值，因此存在3个协整关系，即经济增长和货币化程度、通货膨胀率这三个变量之间存在长期稳定的经济关系（2）LnY和LnFIR、Ln协整检验的迹统计量均大于表中三个假设在5%的显著水平下临界值，因此同样存在3个协整关系，经济增长和金融相关比率、通货膨胀率存在长期稳定的经济关系。（3）若变量之间存在协整关系，则这些变量至少存在一个方向的格兰杰因果关系。下面，我们对经济增长和金融深化之间的因果关系做进一步探讨。
3. 格兰杰因果检验
经济增长和金融深化之间是否存在因果关系，若存在因果关系，那谁是因，谁是果？通过协整检验，我们得出的结论是变量之间至少存在一个方向的格兰杰因果关系。现在我们可以通过采用格兰杰因果检验方法得出经济增长和金融深化之间的因果关系。
格兰杰检验的基本思想是“过去可以预测现在”。我们可以对原模型进行格兰杰因果检验，但是，为了验证经济增长与金融深化的确切关系，我们可以对以上两个模型构建以下多变量误差纠正模型，然后再对两者进行格兰杰因果检验。
上式中，EC项表示上一期变量偏离均衡水平的误差，是协整回归所得的残差。它代表变量之间存在长期协整关系的误差纠正项；t表示时间；i表示滞后阶数；u是白噪声误差项。得出的格兰杰因果检验结果如下表所示。
表3 Granger检验结果
从表3中我们可以得出，（1）以短期的格兰杰因果检验结果来看，因为估计的F值在5%的水平上显著，货币化程度M2/GDP是经济增长率Y的格兰杰原因；相反，由于F值在统计上不显著，经济增长率却不是货币化程度的格兰杰原因。因此，可以说我国的货币化过程推动了经济增长。另一方面，金融相关率FIR是经济增长率Y的格兰杰原因，而经济增长率不是金融相关率的格兰杰原因。（2）从长期的格兰杰因果检验结果可以看出，货币化程度M2/GDP和经济增长率Y的之间存在互为格兰杰因果关系。同样，金融相关率FIR和经济增长率Y的之间也存在互为格兰杰因果关系。因此，短期来看，我国的金融相关比率带动了经济增长。在长期中，两者之间则是互为因果、相互影响的关系。
三、结论
改革开放以来，我国的经济一直保持着快速、稳定的发展，1979-2011年我国实际GDP的年增长率达到9.5%，金融深化程度不断提高，1979年我国的货币化程度39.8%，2011年这一比例达到180.1%，增长近5倍。随着经济体制改革进程的加快，金融市场的作用逐渐显现，经济体中的货币化程度不断提高。
本文构建了误差纠正模型对变量进行格兰杰因果检验，从数据检验结果可以看出，我国实行的渐进式金融体制改革具有一定的经济成效，从短期来看，我国的金融深化推动了经济增长；从长期来看，金融深化与经济增长之间存在互为因果、相互促进的关系。
参考文献：
[1]谈儒勇.中国金融发展与经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999（10）.
[2]蒙荫莉.金融深化、经济增长与城市化的效应分析[J].数量经济技术经济研究，2003（04）.
[3]宋勃、黄松桥.金融深化与经济增长—基于我国的实证检验：1979-2005[J].贵州社会科学，2007（03）.
[4]袁怀宇、陈文俊.中国农村金融深化对经济增长作用渠道的实证研究[J].经济问题，2011（11）.
[5]张富田.区域金融深化与政府规模对经济增长的影响[J].现代经济探讨，2013（04）.