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内容摘要：本文在回顾金融深化与经济增长关系的中外文献的基础上，试图利用我国1979-2009年期间的年度数据，运用协整分析方法和格兰杰因果检验，对我国的金融深化与经济增长的关系进行实证分析，最后得出结论：我国的金融深化推动了经济的发展，而经济的增长并未反过来促进金融深化，金融深化和经济增长的相互促进的循环机制尚未建立。基于此，笔者提出我国要加快金融深化改革。
关键词：金融深化 经济增长 因果关系 实证检验
自从Goldith（1969）给出了金融深化和经济增长二者呈现正相关的结论以来，有关于金融深化和经济增长的关系研究的视角和方法不断创新，已经成为当前宏观经济学研究的热点之一。金融深化逐渐成为世界性的潮流，我国作为最大的发展中国家，在向现代市场经济发展转变的过程中，对金融体制深化改革。本文就我国在改革开放以来年均近10%的速度增长过程中金融发展与经济增长的关系进行分析。
相关文献综述
在理论研究方面，Gurley和Shaw（1955）发展了Schumpeter等人的思想，认为金融发展是经济增长的一个必要条件。他们通过分析金融相似度检测的作用探讨了不同结构金融系统，即金融结构对经济增长的影响。Patrick（1966）最早提出金融发展与经济增长因果关系。他把关于金融发展和经济增长关系观点分成两类：主张金融发展能促进经济增长的叫做供给主导；主张金融发展只是经济增长对金融怎么写作需求的被动反应的称为需求遵从。Greenwood和Jovanovic（1990），Bencivenga和Smith（1991），Saint-Paul（1992），King and Levine（1993），DeLa Fuente（1994）等人也都采用建立内生增长模型方式分析了金融系统5种基本功能对经济增长的不同影响。Greenwood and Smith（1997）则分析了金融市场通过增加专业化来促进增长，突破了新古典经济理论的限制，开辟了分析经济增长来源和决定因素的新途径，是增长理论研究的一大进步。但这种进步从本质上说仍然是局部的，因为现有研究没有从总体上揭示出经济增长的机理。
在实证研究方面，随着先进的计量工具和统计软件的广泛运用，金融深化和经济发展的相互依赖关系得到了验证。Gupta（1984）采用Granger（1988）提出的因果分析方法，利用不同指标表示金融发展、用工业生产指数表示实际经济增长分析了14个发展中国家的季度时间序列数据。表明14个发展中国家中有8个国家存在供给引导现象，4个国家供给引导和需求遵从现象都存在，2个国家存在双向因果关系。Demirguc-Kunt and Maksimovic（1998）、Asli（1996） and Ross Levine（1996）、King and Levine等研究者们用四种金融发展水平的衡量方法引入控制变量，在Goldith（1969）的工作基础上考察了77个国家，得到金融发展和经济增长有显著正相关的结论，并且还说明了金融发展的初始水平与经济增长的关系很大。阿德洛夫（Adolfo，2001）使用格兰杰因果关系检验
还有很多国内学者的研究在既有的理论框架下，运用不同的计量方法，分析金融发展与我国经济的关系。单俏颖（2003）采用金融相关比率指标对金融深化与经济增长的关系进行格兰杰因果检验，得出金融资产增长与经济增长负相关的结论。相关研究还有庞晓波、赵玉龙（2003）通过考量我国银行业发展规模进行的实证，结果表明金融发展与经济增长呈现弱相关，两者总体协调性不显著，金融发展对经济的促进作用不明显。张军和金煜（2005）使用我国29个省1987-2001年的面板数据检验发现，我国改革开放以来的金融改革对生产率具有显著的正的影响，而且呈现地区差异性，这个观点进一步支持了国有银行部门的自由化改革。郭为（2004）采用各地区国有银行信贷对各地区GDP的比率作为边际资本变量，并且设定了开放度变量研究金融对经济增长的贡献，结论表明，我国国有银行信贷对经济增长的推动具有滞后效应，金融深化与开放度显著正相关；他还认为，由于政府干预，国有企业得到了国有银行的大部分信贷，并最终牺牲了部分经济增长。在金融发展与经济增长因果关系的研究方面，冉茂盛（2003）应用多变量方法引入控制变量指标，实证研究表明我国金融发展对GDP的增长具有显著促进作用，但GDP的增长并不促进金融发展，且非国有部门的产出增长与金融发展间不存在任何因果关系。王志强、孙刚（2003）从规模、结构、效率三个方面考察了金融发展与经济增长关系，通过协整关系检验显示三者均与经济增长密切相关，格兰杰因果关系检验表明，这三个指标与经济增长存在双向因果关系，这一结论是在以往实证中没有出现过的。模型设定和数据选取
本文运用我国1979-2009年期间的年度数据，运用协整分析方法和格兰杰因果检验对我国的金融深化和经济增长关系进行实证分析。
1.金融相关率（FIR）。目前的计算多以戈德史密斯提出的全部金融资产与同期GDP（或GNP）的比例为准，它体现了金融业在经济中的地位，反映了利用各种金融工具来引导现实经济活动的水平。一国的金融资产存量包括货币性金融资产和非货币性金融资产，货币性资产用一国的广义货币M2表示，非货币性金融资产则包括全部银行贷款L和有价证券S，而一国的实物资产用GDP近似表示，所以最后便可得到FIR=(M2+L+S)/GDP。
2.货币化比率（MD）。货币化比率是指经济活动中以货币为媒介的交易份额逐步增大的过程。反映了经济货币化的程度，尤其是反映了通过银行系统创造货币的相对规模。它可以用广义货币M2占GNP（或GDP）的比值（M2/GNP或M2/GDP）来表示。本文采取M2/GDP来计算。
αi和βi为方程的系数。其中，变量M、Y前的系数分别表示金融深化对经济增长的影响以及经济增长对金融深化的影响。μ是白噪声误差项；t表示时间；i表示滞后阶数。对变量取对数是为了防止出现异方差。
在传统的格兰杰因果检验中，方程（1）和（2）的有约束回归的残差平方和为SSEu1和SSEu2。零检测设为H0：α1i=0(i=0，1，2，……n)，意味着M不是Y的原因；H0：β2i=0(i=0，1，2，……n)，意味着Y不是M的原因。若零检测设成立，原方程转化为：
方程（3）和（4）的无约束回归的残差平方和为SSEr1和SSEr2，构造统计量为：
，
应服从自由度为（k，T-kN）的F分布，其中T为样本容量，k表示最大滞后期，N表示模型中所含的当期变量数。给定显著水平α，则对应的临界值为Fα，如果F1和F2都大于Fα，则以（1-α）的置信度拒绝原检测设H0，在Granger意义上M和Y是互为因果；若F1和F2都小于Fα，则接受原检测设，M和Y互不为因果；若F1>Fα，且F2Fα，则Y是M的原因，M不是Y的原因。
根据各年的《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《新中国五十年资料汇编》、《中国证券期货统计年鉴》计算出1979-2009年的货币化程度、金融相关比率、经济增长率的数据。然后对其进行单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验。
实证检验
由表1中的数据可知，InGDP、InMD和lnFIR时间序列的ADF的统计量大于1%的显著水平下的临界值，接受原检测设，时间序列含有单位根，是非平稳序列，其一阶差分序列的ADF值小于1%显著水平下的临界值，是一个平稳序列。由于lnGDP、lnMD和InFIR都是一阶非平稳序列，他们之间可能存在协整关系。
格兰杰（1988）指出，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。因此，本文进一步探讨经济增长和金融深化之间的因果关系。
从表3中可以得出，一方面，货币化程度M2/GDP是经济增长率Y的格兰杰原因，因为估计的F值在5%的水平上显著；相反，经济增长率不是货币化程度的格兰杰原因，F值在统计上是不显著的。因此，我国的货币化过程推动了经济增长。另一方面，金融相关率是经济增长率Y的格兰杰原因；经济增长率同样不是金融相关率的格兰杰原因。因此，我国金融相关率的确带动了经济增长。
结论
自改革开放以来，我国经济发展迅速，1979-2009年我国实际GDP的年增长率平均达到9.93%。同期，我国的金融深化程度也不断提高，1979年我国的货币化程度为39.8%，到2009年达到178%，增长约4.5倍。还有金融相关率也在持续增长，从1979年的80%多增加到2009年的406%。这说明随着我国经济体制改革的进程加快，金融市场的作用逐渐体现，经济体中的货币化程度迅速提高。
通过对金融发展与经济增长的定量研究可以确认，在格兰杰检验意义上我国的金融发展确实构成了经济增长的原因。我国实行的渐进式金融体制改革具有一定的经济绩效，金融发展能够带动我国经济的持续增长。同时也说明我国目前的金融深化水平还处于一个比较低的阶段，经济的增长并未反过来促进金融发展，金融发展和经济增长的相互促进的循环机制尚未建立。这与我国处于经济转轨时期，经济发展还没有成熟的特征是相符的。
我国今后的金融改革的方向与目标应当在于如何发挥金融体系对资源配置效率的积极作用。使之更有力地促进经济增长，而最终实融深化和经济发展的相互激励、相互促进。不过金融深化是一把“双刃剑”，在充分利用它促进金融发展，进而促进经济基础增长的同时，要注意防范它可能带来的金融体系脆弱性。
参考文献：
1.周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978-2000[J].金融研究，2002（10）
2.王志强，孙刚.中国金融发展规模、结构、效率与经济增长关系的经验分析[J].管理世界，2003（7）
3.谈儒勇.金融发展与经济增长：文献综述及对中国的启示[J].当代财经，2004（12）
8.易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].中国统计出版社，2002
内容摘要：本文在回顾金融深化与经济增长关系的中外文献的基础上，试图利用我国1979-2009年期间的年度数据，运用协整分析方法和格兰杰因果检验，对我国的金融深化与经济增长的关系进行实证分析，最后得出结论：我国的金融深化推动了经济的发展，而经济的增长并未反过来促进金融深化，金融深化和经济增长的相互促进的循环机制尚未建立。基于此，笔者提出我国要加快金融深化改革。
关键词：金融深化 经济增长 因果关系 实证检验
自从Goldith（1969）给出了金融深化和经济增长二者呈现正相关的结论以来，有关于金融深化和经济增长的关系研究的视角和方法不断创新，已经成为当前宏观经济学研究的热点之一。金融深化逐渐成为世界性的潮流，我国作为最大的发展中国家，在向现代市场经济发展转变的过程中，对金融体制深化改革。本文就我国在改革开放以来年均近10%的速度增长过程中金融发展与经济增长的关系进行分析。
相关文献综述
(一)国外相关文献研究
对金融发展与经济增长关系的关注最早追溯到Bagehot（1873）和Schumpeter（1912）。Bagehot和Hicks（1969）认为金融系统在工业革命中起到关键作用。Schumpeter主张功能完善的银行能够通过发现和支持具有较大成功概率创新项目而刺激创新，进而推动经济增长。相反，Robinson（1952）、Lucas（1988）和一些发展经济学家却对金融持怀疑和漠视态度（Levine，1997）。但总体上说，无论经济学家还是政策制定者都倾向于认为：金融系统对经济增长具有重要影响，是经济增长的一个重要决定因素。在理论研究方面，Gurley和Shaw（1955）发展了Schumpeter等人的思想，认为金融发展是经济增长的一个必要条件。他们通过分析金融相似度检测的作用探讨了不同结构金融系统，即金融结构对经济增长的影响。Patrick（1966）最早提出金融发展与经济增长因果关系。他把关于金融发展和经济增长关系观点分成两类：主张金融发展能促进经济增长的叫做供给主导；主张金融发展只是经济增长对金融怎么写作需求的被动反应的称为需求遵从。Greenwood和Jovanovic（1990），Bencivenga和Smith（1991），Saint-Paul（1992），King and Levine（1993），DeLa Fuente（1994）等人也都采用建立内生增长模型方式分析了金融系统5种基本功能对经济增长的不同影响。Greenwood and Smith（1997）则分析了金融市场通过增加专业化来促进增长，突破了新古典经济理论的限制，开辟了分析经济增长来源和决定因素的新途径，是增长理论研究的一大进步。但这种进步从本质上说仍然是局部的，因为现有研究没有从总体上揭示出经济增长的机理。
在实证研究方面，随着先进的计量工具和统计软件的广泛运用，金融深化和经济发展的相互依赖关系得到了验证。Gupta（1984）采用Granger（1988）提出的因果分析方法，利用不同指标表示金融发展、用工业生产指数表示实际经济增长分析了14个发展中国家的季度时间序列数据。表明14个发展中国家中有8个国家存在供给引导现象，4个国家供给引导和需求遵从现象都存在，2个国家存在双向因果关系。Demirguc-Kunt and Maksimovic（1998）、Asli（1996） and Ross Levine（1996）、King and Levine等研究者们用四种金融发展水平的衡量方法引入控制变量，在Goldith（1969）的工作基础上考察了77个国家，得到金融发展和经济增长有显著正相关的结论，并且还说明了金融发展的初始水平与经济增长的关系很大。阿德洛夫（Adolfo，2001）使用格兰杰因果关系检验
摘自：毕业论文如何写www.udooo.com
法，通过检验巴西1980-1997年的时间序列数据，得出经济增长和金融发展互为因果关系的结论。Levine（1998，1999）、Loayza、Beck（2000）也得出了金融发展和经济增长有很强的关系，他们将这一关系归于内生性。Loayza、Beck（2000）使用面板数据，发现了金融发展和经济增长有很强的正向关系。Rioja、Valev（2004）发现，在发达国家，金融发展对经济增长的作用主要通过提高TFP来实现，而在发展中国家，金融发展对经济增长的作用主要通过加速资本积累来实现，Beck、Levine（2004）也发融市场和金融相似度检测都对经济增长有正向的作用。Beck、Levine（2002）、Norman Loayza and Romain Ranciere（2002）采用平行数据实证研究表明，金融深化对经济增长有明显的正向影响。(二)国内相关文献研究
在理论研究方面，我国学者对这一领域的拓展也有不少，但同时争议也较大。王广谦（1997）着重讨论了我国金融在量的扩张和质的提升上分别对经济产生的作用，尤其强调金融效率是现代经济发展的关键，并对提高我国金融效率从微观到宏观层面的建设性提议。韩廷春（2001）认为金融发展对经济增长的作用极其有限，而技术进步与制度创新才是经济增长最为关键的因素，因此在经济增长的过程中，不能单纯地追求金融发展与资本市场的数量扩张，而更应重视金融体系的效率与质量。谈儒勇（2000）、陈志刚（2001）关于金融发展与经济增长的相关分析认为，我国的经济增长与金融深化关系不大。还有很多国内学者的研究在既有的理论框架下，运用不同的计量方法，分析金融发展与我国经济的关系。单俏颖（2003）采用金融相关比率指标对金融深化与经济增长的关系进行格兰杰因果检验，得出金融资产增长与经济增长负相关的结论。相关研究还有庞晓波、赵玉龙（2003）通过考量我国银行业发展规模进行的实证，结果表明金融发展与经济增长呈现弱相关，两者总体协调性不显著，金融发展对经济的促进作用不明显。张军和金煜（2005）使用我国29个省1987-2001年的面板数据检验发现，我国改革开放以来的金融改革对生产率具有显著的正的影响，而且呈现地区差异性，这个观点进一步支持了国有银行部门的自由化改革。郭为（2004）采用各地区国有银行信贷对各地区GDP的比率作为边际资本变量，并且设定了开放度变量研究金融对经济增长的贡献，结论表明，我国国有银行信贷对经济增长的推动具有滞后效应，金融深化与开放度显著正相关；他还认为，由于政府干预，国有企业得到了国有银行的大部分信贷，并最终牺牲了部分经济增长。在金融发展与经济增长因果关系的研究方面，冉茂盛（2003）应用多变量方法引入控制变量指标，实证研究表明我国金融发展对GDP的增长具有显著促进作用，但GDP的增长并不促进金融发展，且非国有部门的产出增长与金融发展间不存在任何因果关系。王志强、孙刚（2003）从规模、结构、效率三个方面考察了金融发展与经济增长关系，通过协整关系检验显示三者均与经济增长密切相关，格兰杰因果关系检验表明，这三个指标与经济增长存在双向因果关系，这一结论是在以往实证中没有出现过的。模型设定和数据选取
本文运用我国1979-2009年期间的年度数据，运用协整分析方法和格兰杰因果检验对我国的金融深化和经济增长关系进行实证分析。
(一)金融深化指标的选取
金融深化理论的核心观点是一国的金融体制与该国的经济发展之间存在一种相互作用和相互影响的关系。反映金融发展指标最重要的是金融相关率指标。这个指标反映了利用各种金融工具引导实现经济活动的水平，是衡量一国金融深化的带有总括性的重要指标，可以集中反映金融发展的总体水平。金融相关比率作为衡量一国金融深化程度的指标被普遍使用，而货币化指标的定义则相对明晰，而且统计数据也相对完整，因此，以金融相关比率和货币化程度作为衡量我国金融深化的指标。1.金融相关率（FIR）。目前的计算多以戈德史密斯提出的全部金融资产与同期GDP（或GNP）的比例为准，它体现了金融业在经济中的地位，反映了利用各种金融工具来引导现实经济活动的水平。一国的金融资产存量包括货币性金融资产和非货币性金融资产，货币性资产用一国的广义货币M2表示，非货币性金融资产则包括全部银行贷款L和有价证券S，而一国的实物资产用GDP近似表示，所以最后便可得到FIR=(M2+L+S)/GDP。
2.货币化比率（MD）。货币化比率是指经济活动中以货币为媒介的交易份额逐步增大的过程。反映了经济货币化的程度，尤其是反映了通过银行系统创造货币的相对规模。它可以用广义货币M2占GNP（或GDP）的比值（M2/GNP或M2/GDP）来表示。本文采取M2/GDP来计算。
(二)模型的构建
本文以GDP增长率作为经济增长的指标。若以Y、M分别表示实际GDP的增长率和金融深化指标，金融深化和经济增长之间的关系模型可表示为：αi和βi为方程的系数。其中，变量M、Y前的系数分别表示金融深化对经济增长的影响以及经济增长对金融深化的影响。μ是白噪声误差项；t表示时间；i表示滞后阶数。对变量取对数是为了防止出现异方差。
在传统的格兰杰因果检验中，方程（1）和（2）的有约束回归的残差平方和为SSEu1和SSEu2。零检测设为H0：α1i=0(i=0，1，2，……n)，意味着M不是Y的原因；H0：β2i=0(i=0，1，2，……n)，意味着Y不是M的原因。若零检测设成立，原方程转化为：
方程（3）和（4）的无约束回归的残差平方和为SSEr1和SSEr2，构造统计量为：
，
应服从自由度为（k，T-kN）的F分布，其中T为样本容量，k表示最大滞后期，N表示模型中所含的当期变量数。给定显著水平α，则对应的临界值为Fα，如果F1和F2都大于Fα，则以（1-α）的置信度拒绝原检测设H0，在Granger意义上M和Y是互为因果；若F1和F2都小于Fα，则接受原检测设，M和Y互不为因果；若F1>Fα，且F2
根据各年的《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、《新中国五十年资料汇编》、《中国证券期货统计年鉴》计算出1979-2009年的货币化程度、金融相关比率、经济增长率的数据。然后对其进行单位根检验、协整检验和格兰杰因果检验。
实证检验
(一)单位根检验
为了保证回归结果的无偏性、有效性和最佳性，本文利用ADF检验方法来检验样本数据的时间序列特征，检验结果如表1所示。由表1中的数据可知，InGDP、InMD和lnFIR时间序列的ADF的统计量大于1%的显著水平下的临界值，接受原检测设，时间序列含有单位根，是非平稳序列，其一阶差分序列的ADF值小于1%显著水平下的临界值，是一个平稳序列。由于lnGDP、lnMD和InFIR都是一阶非平稳序列，他们之间可能存在协整关系。
(二)协整检验
由于检验变量之间是否存在协整关系的常用方法恩格尔—格兰杰两步检验法在处理有限样本时的估计具有偏差，因此本文将采用检验法对相关变量（InGDP、InMD、InFIR和lnCPI）进行协整检验。检验法是基于动态分布滞后模型：来估计模型的长期均衡关系，以得出一个有效无偏估计其检验方法是首先计算同归方程的迹，然后逐一与不存在协整关系、存在一个和存在两个协整关系等检测设前提下的迹值进行比较，当回归方程的迹值大于检测设条件下的临界分布值时，拒绝其前提检测设；反之，接受其检测设。本文根据数据，利用EVIEWS6.0对相关变量进行协整检验，结果如表2所示。
由表2的数据可以看出，迹检验表明lnGDP、lnMD和InFIR在5%显著水平下有两个协整关系，最大特征值根检验也表明它们在5%的显著水平下存在两个协整关系，从迹统计量检验和最大特征值统计量检验的结果可以看出：经济增长、货币化程度和金融相关比率之间存在长期稳定的经济关系。源于：论文范文格式www.udooo.com
从标准化后的协整方程来看：货币化程度与GDP呈现正相关关系，说明货币化程度的加深可以促进经济的增长。格兰杰（1988）指出，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。因此，本文进一步探讨经济增长和金融深化之间的因果关系。
(三)格兰杰因果检验
为了验证我国经济增长与金融深化的确切关系，本文采用格兰杰因果检验法展开分析，结果如表3所示。从表3中可以得出，一方面，货币化程度M2/GDP是经济增长率Y的格兰杰原因，因为估计的F值在5%的水平上显著；相反，经济增长率不是货币化程度的格兰杰原因，F值在统计上是不显著的。因此，我国的货币化过程推动了经济增长。另一方面，金融相关率是经济增长率Y的格兰杰原因；经济增长率同样不是金融相关率的格兰杰原因。因此，我国金融相关率的确带动了经济增长。
结论
自改革开放以来，我国经济发展迅速，1979-2009年我国实际GDP的年增长率平均达到9.93%。同期，我国的金融深化程度也不断提高，1979年我国的货币化程度为39.8%，到2009年达到178%，增长约4.5倍。还有金融相关率也在持续增长，从1979年的80%多增加到2009年的406%。这说明随着我国经济体制改革的进程加快，金融市场的作用逐渐体现，经济体中的货币化程度迅速提高。
通过对金融发展与经济增长的定量研究可以确认，在格兰杰检验意义上我国的金融发展确实构成了经济增长的原因。我国实行的渐进式金融体制改革具有一定的经济绩效，金融发展能够带动我国经济的持续增长。同时也说明我国目前的金融深化水平还处于一个比较低的阶段，经济的增长并未反过来促进金融发展，金融发展和经济增长的相互促进的循环机制尚未建立。这与我国处于经济转轨时期，经济发展还没有成熟的特征是相符的。
我国今后的金融改革的方向与目标应当在于如何发挥金融体系对资源配置效率的积极作用。使之更有力地促进经济增长，而最终实融深化和经济发展的相互激励、相互促进。不过金融深化是一把“双刃剑”，在充分利用它促进金融发展，进而促进经济基础增长的同时，要注意防范它可能带来的金融体系脆弱性。
参考文献：
1.周立，王子明.中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978-2000[J].金融研究，2002（10）
2.王志强，孙刚.中国金融发展规模、结构、效率与经济增长关系的经验分析[J].管理世界，2003（7）
3.谈儒勇.金融发展与经济增长：文献综述及对中国的启示[J].当代财经，2004（12）
4.林毅夫等.金融结构与经济增长：以制造业为例[J].世界经济，2003（1）
5.韩廷春.金融发展与经济增长：经验模型与政策分析[J].世界经济，2001（6）
6.谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999（10）
7.米建国，李建伟.我国金融发展与经济增长关系的理论思考与实证分析[J].管理世界，2002（4）8.易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].中国统计出版社，2002