俄罗斯金融发展与经济增长的关系研究——基于1992-2012年数据的实证分析

陈宇

（辽宁大学国际关系学院，辽宁沈阳110036）

俄罗斯金融发展与经济增长的关系研究——基于1992-2012年数据的实证分析

陈宇

（辽宁大学国际关系学院，辽宁沈阳110036）

选取三个指标分别代理俄罗斯金融发展这一变量，然后在理论分析的基础上建立了计量模型，运用时间序列回归分析和Grange因果检验的计量方法，对俄罗斯金融发展是否促进经济增长进行实证分析，同时还采用衡量股票市场和银行两个方面发展水平的指标重新代理金融发展，进一步作了稳健性检验。研究表明：俄罗斯金融发展与经济增长具有显著的线性关系，金融发展是经济增长的Grange原因，同时也是投资的Grange原因，说明金融发展很有可能推动了投资活动，进而促进了经济增长，而在这一过程中，银行可能发挥了更大的作用。

俄罗斯金融发展；经济增长；回归分析；Granger因果检验

一、问题的提出

俄罗斯经济的市场化进程中包含了一系列金融改革，其主要内容：中央银行的独立、商业银行的私有化、建立股票和债券市场、利率市场化、经常项目下卢布可自由兑换等，是俄罗斯金融发展的具体体现。

俄罗斯金融发展过程曲折复杂，尽管仅从俄罗斯金融市场体系的建立和金融逐步深化来看，俄罗斯的金融发展取得了一定成就，但这种金融发展的成败得失如何，迄今还缺乏明确的判断标准。从经济市场化转型的动机出发，经济转型的目的是解决计划经济的资源配置低效率问题，而市场经济配置资源的一个重要机制正是金融机制。金融发展是否成功，可能有金融深化程度、金融稳定性等衡量标准，但其中一个更能说明问题的标准是它是否促进了经济增长。Patrick.H. T（1966）［1］的研究表明，在经济发展初期，金融发展导致实际产出增加，而当经济趋于成熟时，经济增长反而拉动金融发展，这一结论已经得到普遍证实。那么，这一结论在俄罗斯能否得到验证，需要理论和实证的分析。

转轨至今，俄罗斯经济经历了大起大落，20世纪90年代的转型性经济危机和进入21世纪后的资源依赖型经济增长中，金融发展的影响很难被孤立出来。2008年金融危机以来俄罗斯经济的艰难复苏和目前的停滞状态，倒可以从反面证明俄罗斯金融发展的滞后。总的来看，由于经济转型的复杂性，金融发展与经济增长之间的关系可能并非线性，我们很难从表面上看出俄罗斯金融发展对经济增长的促进作用。

那么，俄罗斯转型以来金融发展和经济增长之间是否存在某种关系？本文试图在前人研究成果的基础上，建立自己的分析逻辑和计量模型，对俄罗斯金融发展是否促进经济增长这一命题进行验证。

二、文献回顾与评述

Berglof和Botton（2001）［2］采用金融机构的资产、流通中的货币和给家庭企业的贷款来衡量金融发展，认为从1994年至1999年，俄罗斯银行提供的私人部门信贷占GDP的比重逐渐增加，这表明俄罗斯金融发展迅速，但是俄罗斯经济却停滞不前，可见金融发展与经济增长没有明显关系，金融对制造业转型起到的作用很小，甚至在某些情况下，金融自由化可能削弱实体经济增长；TuuliKoivu（2002）［3］采用贷款和存款利率之间的差额、私人信贷总额/GDP衡量金融（银行）发展，运用面板数据方法对1992-2002年转型国家（包括俄罗斯）金融（银行）发展与经济增长之间的关系进行了实证分析，结果显示第一个指标与经济增长负相关，第二个指标的上升没有促进经济增长；Ulrich ThieBen（2004）［4］采用6个指标（广义货币/GDP、商业银行相对于央行的重要性、非金融私人部门信贷/信贷总额、非金融私人部门信贷/GDP、债券总额/ GDP、股票市值/GDP）描述了1993-2002年俄罗斯金融发展状况，运用增长回归估计（和跨国比较）方法模拟1998年金融危机对经济增长的影响，作者认为银行对于很多项目的评估、执行与监管都过于乐观，而危机之后并没有对相关的银行结构问题进行改革，这会对长期经济增长产生很大的负面影响，并且政府对这些问题的忽视会加大这些负面影响，结果就是1998年至2002年金融发展对经济增长的促进作用下降了约1%，如果俄罗斯金融十分强大，其对经济增长的促进作用会达到2.2-7%。庄毓敏（2001，2004）［5］［6］从总量和结构角度对俄罗斯银行体系和实体经济增长进行了分析，作者认为俄罗斯银行体系规模小，结构不合理，与非金融企业的发展不对称，所以无法满足非金融企业的大量信贷需求，因此银行业对经济增长起不到促进作用；Erelyn Moser、Thorsten Nestmann（2007）［7］认为虽然人力资本与进一步开放对外贸易可以维持俄罗斯进一步经济增长，但是金融部门在俄罗斯经济增长中将扮演更重要的角色。更深层次发展的金融市场可以提高全要素生产率，从而减少经济增长对能源的依赖；余南平、潘登（2008）［8］通过分析俄罗斯金融行业的发展状况，认为俄罗斯更深层次的金融市场深化和金融效率的提高，可以带动全社会生产率的提高，并可能有助于经济增长的多样化，这对经济的稳定发展将起到更加持久的作用；Berglof、Lehmann（2009）［9］认为在20世纪90年代，金融机构与金融市场主要向政府提供贷款、弥补政府赤字，而从2000年开始，受益于存款大幅增长，银行开始扩大家庭和企业的私人信贷份额，特别是通过贸易账户的资金流入以及通过资本账户转化的快速货币扩张，使私人信贷也由大型企业逐渐转向中小企业。但是，私人信贷和股票型投资大都在能源、运输和公用事业三个方面，投资于制造业的规模较小，所以金融发展对经济增长发挥的作用有限；Nuno Carlos LEITO（2010）［10］采用私人信贷/GDP、存款银行的资产衡量金融发展，运用动态和静态两种面板数据的计量方法对1980-2006年31个国家（包括俄罗斯）的金融发展与经济增长之间的关系进行实证分析，结果表明金融发展促进经济增长；Daniel Berkowitz、Mark Hoekstra、Koen Schoors（2012）［11］采用四个指标（由贷款人区域衡量的人均贷款额，由借款人区域衡量的人均贷款额，区域性银行的集中程度和贷款利率）衡量区域性银行发展水平，从区域性银行的角度对21世纪初金融发展是否促进经济增长进行了实证分析，结果表明，区域性银行的增加使贷款总额由14%上升至26%，但对投资和人均收入没有影响，相反，私有银行集中程度高的区域反而显著降低该区域的投资和经济增长；ShigekiOno（2012）［12］采用M2/GDP、私人和非金融公共部门信贷总额/GDP衡量俄罗斯金融发展，运用VAR计量方法对1999-2008年俄罗斯金融发展与经济增长之间的关系进行实证分析，结论表明第一指标促进经济增长，而经济增长则拉动第二指标。

上述理论分析文献没有实证检验，所以说服力不强，实证分析文献由于选取指标以及样本区间不同，所以结论存在差别，而且没有作稳健性分析，特别是没有分析金融发展如何影响经济增长。本文的出发点即是选取多个指标全面衡量俄罗斯金融发展，判断俄罗斯金融发展是否促进经济增长（避免指标不同则结论不同）、金融发展如何促进经济增长以及银行与股票市场谁可能发挥更大的作用。

三、理论基础、计量模型与指标描述

Marco Pagano（1993）［13］使用一个简单的内生经济增长模型—AK模型分析了金融发展影响经济增长的机制。在AK模型的稳态水平下，经济增长率（g）是资本的社会边际生产率（A）、储蓄中转化为投资的份额（φ）和私人储蓄率（s）三者乘积的一个线性函数（δ为资本折旧率）：g=Aφs-δ

对该式两边同时取对数，得到如下方程：

lng=lnA+（lnφ+lns）

在稳态水平下，金融发展通过两种方式提高经济增长率：第一，改善资源配置，从而可以提高A，此为金融发展通过技术进步这一路径来促进经济增长。这主要是基于以下两个事实：其一是金融中介可以以相对较低的成本搜集信息，评估可替代的投资项目，从而使资金流入到高收益的项目，进而促进经济增长，其二是金融中介通过分担风险，可以引导个体投资高风险、但是却有高收益的项目；第二，动员储蓄、减少“漏损”，从而可以提高φ，此为通过资本积累这一路径来促进经济增长。这主要是基于以下两个事实：其一是提高私人储蓄率s增加投资，其二是银行中介吸收存款后，并未将其全部转化为投资，未转化部分称为“漏损”，这些“漏损”主要包括银行中介提供服务而收取的佣金、税负以及监管费用等，如果金融发展减少这些“漏损”、则会将更多的储蓄转化为投资。本文即主要验证俄罗斯金融发展是否推动投资活动，从而促进经济增长。

借鉴G·Feder（1982）［14］的研究思路，把金融发展作为一项“投入”用于生产过程，我们得到包含金融发展的生产函数：

Y=f（A，F，K，H，I）

其中Y代表总的经济产出，F代表俄罗斯金融发展，K代表资本投入，H代表人力资本投入，I代表制度。参照温涛、冉光和、熊德平（2005）［15］的作法，取m=表示最高技术水平下的经济生产能力，此时经济面临恒定的规模收益：

Y=mf（F，K，H，I）

对上式两边取全微分，整理得到下式：

参照一般文献作法，Y采用国内生产总值（GDP）代理，K采用投资（INVEST）代理，同时为了使数据平稳，我们都对变量取了对数，因此本文设定的计量模型如下：

lnGDP=α1lnF+α2lnINVEST+α3lnH+α4lnI+Зt

我们选取三个指标代理金融发展（F），分别是：金融规模（FIR）：FIR=金融资产总额/GDP，根据数据的可获得性，金融资产总额=M2+股票总市值+保费总额+私人信贷总额；金融效率（FE）：金融效率是指金融机构和金融市场配置金融资源的效率，参考Martin ihák，AsliDemirgü-Kunt，Erik Feyen，Ross Levine（2013）［16］，金融效率为将储蓄转化为投资的效率，即：FE=私人信贷总额/总储蓄，这一指标除了能够反映金融效率以外，同样也可以反映银行发展水平；金融结构（FS）：不同国家的金融体系存在不同的金融结构，所选取的指标应该反映本国金融体系实际情况。在俄罗斯经济转型开始，政府成立了金融市场（包括股票市场和债券市场等），意图充分发挥金融市场的作用，为契合这一意图以及考察俄罗斯金融市场的作用，本文认为：FS=证券类资产总额/金融资产总额，这可以反映金融资产中证券类资产对经济的贡献，根据数据可获得性，证券资产总额=股票总市值+保费总额。以上指标的数据均来自世界银行数据库，保费来自sigma。

投资（INVEST）的衡量投资的指标采用固定资本形成总额，人力资本（H）的衡量指标为高等教育入学率，数据来自世界银行数据库。制度（I）由Daniel Kaufman、ArtKraay、Mastruzzi（2013）［17］编制的制度质量指标体系来衡量，该体系包括六个指标：言论自由与问责制、政治稳定性、政府有效性、监管质量、法律法规、控制腐败，该体系被EBRD和IMF多次引用，具有较高的认可度。指标取值范围由低到高为-2.5～+2.5，本文的IQ为六个指标的简单算术平均，原始值为负，为计算方便调整为0～5。本文所使用的指标都以2005年不变价格美元来衡量，单位为十亿，从而消除了通货膨胀因素的影响，Зt是扰动项。

四、实证结果分析

1.单位根检验

对于时间序列分析，我们首先要进行单位根检验，以判断该时间序列是否为平稳的时间序列。如果该时间序列是平稳时间序列，我们才可以对其进行回归分析。如果该时间序列是非平稳时间序列，则我们需要对数据进行差分处理，判断该时间序列是否为同阶单整，然后我们再对该时间序列进行协整分析，以判断该时间序列所包含的变量之间是否具有长期均衡关系。

我们首先采用ADF检验法对每一个变量进行单位根检验，以判断该时间序列的平稳性。显示结果见表1。我们注意到所有自变量的初始指标都是水平不稳定的，而经过一阶差分后（lnH取二阶差分），所有自变量都同时完全消除了单位根成为平稳时间序列，参考洪占卿、郭峰（2012）年的作法，我们可以认为该时间序列为同阶单整。

表1　时间序列单位根检验

2.协整分析

鉴于本文采用三个指标来衡量俄罗斯金融发展，因此我们在全部选取其它变量的同时，分别选取每一个金融发展指标来代理金融发展这一变量，然后依次进行Johansen协整分析，结果如表2所示。

表2　协整检验结果（样本区间：1992-2012）

由表2可知，无论我们采用哪个一个指标代理俄罗斯金融发展，协整检验结果都表明，存在超过1个以上线性无关的协整向量。这说明俄罗斯金融发展、投资、人力资本，制度以及国内生产总值之间存在长期均衡关系。

3.回归分析

鉴于以上协整检验结果表明各变量之间存在长期均衡关系，因此我们可以利用相关时间序列回归方法估计此长期均衡关系。我们首先运用普通最小二乘法（OLS）对三个方程进行回归估计，并且利用BG方法和White方法分别对回归结果进行了自相关与异方差检验，结果表明各变量之间不存在自相关与异方差，这说明OLS估计值是有效且无偏的。但是宏观经济理论表明当期国内生产总值一定对下一期的投资额度产生影响，因此我们选择滞后期一的国内生产总值（lnGDP）作为工具变量，运用二阶段最小二乘法（2SLS）再一次对三个方程进行回归估计，并且我们对OLS和2SLS的估计结果作了Hausman检验，检验结果表明解释变量中的确存在内生性，这表明OLS的估计结果不具有一致性，而2SLS的估计值则是一致估计量。同时，过度识别检验结果表明工具变量是外生的，与扰动项不相关，而弱工具变量检验结果表明工具变量对内生变量有较好的解释力，因此这两个检验结果表明我们选择的工具变量是合适的。为了更进一步对估计结果进行验证，我们仍然选择滞后期一的国内生产总值（lnGDP）作为工具变量，运用最优广义矩估计（GMM）再一次进行回归估计，所有回归估计结果都列在表3中。

由表3可知，首先，单纯从计量方法的选择方面，我们注意到运用2SLS所得到的估计方程是最理想的回归估计结果，因为统计P值为0.000，这表明回归方程4、5、6中所包含的变量之间存在非常显著的线性关系，而调整后R2都在99%以上，说明估计方程4、5、6的拟合程度很高，自变量几乎可以全部对因变量的变化进行解释。同时，我们注意到无论我们运用哪一种回归方法，在所得到的全部估计方程1-9中，所有解释变量系数的符号都是一致的，数值大小也没有太大差别，所以这充分表明了我们的估计结果具有很强的可信性与说服力。

表3　时间序列数据系统回归结果（样本区间：1992-2012）

其次，在估计方程4、5、6中，每一个自变量系数的检验P值至少在5%显著水平上是显著的，说明自变量的系数是比较显著的，可以在一定程度上解释该自变量对因变量的作用大小。投资与人力资本的系数为正数，说明投资与人力资本都对俄罗斯的经济增长起到积极作用，这与宏观经济理论及俄罗斯经济事实一致。而制度的系数为负数，说明制度对俄罗斯的经济增长起到消极作用，这与很多文献的结论相一致。

再次，在估计方程4、5、6中，俄罗斯金融规模、金融结构、金融效率的系数均为正数，这说明在我们选择的样本区间内，俄罗斯金融发展对本国的经济增长起到积极作用；另外，因为金融结构与金融效率分别代理了俄罗斯股票市场与俄罗斯银行业，所以也同时表明俄罗斯股票市场和银行都对本国的经济增长起到积极作用；但是在其它自变量不变的条件下，在每一个回归方法得出的估计方程中，金融效率的系数都略大于金融结构的系数，这说明，对于俄罗斯经济增长而言，俄罗斯银行的作用可能略大于俄罗斯股票市场的作用；可是就所有自变量整体而言，俄罗斯金融发展的系数值都明显偏小，说明俄罗斯金融发展没有成为本国经济增长的主导因素。

4.Granger因果检验

回归分析有力地验证了俄罗斯金融发展对本国经济增长的积极作用，但是不足以说明金融发展是否促进经济增长以及是否通过推动投资活动来促进经济增长。为此，本文对相关变量进行Granger因果检验，其检验结果如表4所示。

表4　Granger因果检验

由表4可知，俄罗斯金融发展是经济增长的一个Granger原因，即俄罗斯金融发展很大程度上可能促进了经济增长，而金融效率与经济增长互为Granger原因，说明俄罗斯金融效率的提高很大程度上可能促进了经济增长，同时经济增长很大程度上也可能提高了金融效率。同时我们注意到，金融发展（金融规模的扩大和金融效率的提高）是投资的一个Granger原因，而投资很显然促进了本国的经济增长，这就说明俄罗斯金融发展的确推动了投资活动，进而促进了本国的经济增长。因为投资活动可以带来资本积累，同时也可能带来技术进步，所以俄罗斯金融发展究竟是通过哪一条路径促进了本国的经济增长，是我们进一步要研究的问题。

5.稳健性检验

为了检验以上结论的准确性，本部分选用新的指标衡量俄罗斯金融发展，再一次运用2SLS进行回归分析。参考Ross Levine（1990），股票市场我们选取衡量其流动性水平的指标为交易比率：STY=股票交易额/GDP，银行业我们选取衡量其竞争水平的指标为利息差（衡量金融抑制程度）：IRD=贷款利率-存款利率（百分比）。根据理论，利息差越小，则φ越大，继而可能会促进长期经济增长，因此我们预测IRD的系数应该为负数。为减少误差，我们同样对这两个指标进行对数化处理。考虑篇幅原因单位根检验与协整分析并未列在正文当中，只列出回归结果和Granger因果检验，结果见表5和表6。

表5　时间序列2SLS回归结果（样本区间：1992-2012）

表6　Granger因果检验

由表5可知，回归方程9、10同样表明俄罗斯金融发展与经济增长之间存在明显的线性关系，而且两个方程同样有很高的拟合程度。特别是与其它回归方程相比，自变量系数的符号没有改变、数值大小差别不大，说明俄罗斯金融发展的确对本国的经济增长起到积极作用。由表6可知，俄罗斯金融发展是经济增长的一个Granger原因，同时也是投资的一个Granger原因，说明俄罗斯金融发展推动了投资活动，从而促进了经济增长。同时系数比较也说明银行业可能比股票市场发挥了更大的作用，但金融发展没有成为经济增长的主要因素。总之，通过稳健性检验，我们的结论再一次得到证实。

五、结论与启示

本文采用1992-2012年俄罗斯经济转型过程中的数据，把金融发展变量与其它变量组合在一起，运用时间序列的回归方法和Granger因果检验对俄罗斯金融发展与经济增长两者之间的关系进行了实证分析。研究表明：第一，俄罗斯经济转轨以来（1992-2012），俄罗斯金融发展与经济增长之间存在明显的线性关系；第二，俄罗斯金融发展促进了经济增长；第三，俄罗斯金融发展通过推动投资活动，从而促进了本国的经济增长，而在促进本国经济增长的过程中，银行业可能比股票市场发挥了更大的作用。

但是我们也注意到，俄罗斯金融发展尚未成为经济增长的主导因素，这给俄罗斯金融发展留有巨大空间。金融发展的方向应该是如何更好地利于企业融资（特别是中小企业、非能源以及原材料企业）、更加充分发挥股票市场对中小企业融资的作用，特别是把金融行业的发展上升到产业层面上来，同时考虑金融行业的监管与发展，这样才能充分发挥俄罗斯金融体系配置资源的重要作用，才能够更好地促进本国经济的持续增长。

［1］Patrick.H.T..Financial Development and Economic Growth in Underdeveloped Countries［J］.Economic Developmentand Cultural Change，1966，14（2）：174-189.

［2］Erik Berglof，Patrick Bolton.The Great Divide and Beyond：FinancialArchitecture in Transition［J］.Journalof Economic Perspectives，2002（16）：77-100.

［3］Tuuli Koivu.Do Efficient Banking Sectors Accelerate Economic Growth in Transition Countries.Bank of Finland.Institute for Economies in Transition，2002（14）：5-24.

［4］Ulrich ThieBen.Financial System Development，Regulation and Economic Growth：Evidence from Russia.German Institute for Economic Research，2004（2）：2-36.

［5］庄毓敏.俄罗斯经济转轨中的金融体系：银行在经济发展中的作用［J］.国际经济评论，2004（4）：53-55.

［6］Erelyn Moser，Thorsten Nestmann.Russia’s Financial Sector：Financial Deepening Will Support Long-term Growth.Deutsche Bank Research Frankfurtam Main，2007，8（20）：3-15.

［7］余南平，潘登.俄罗斯金融部门对俄罗斯经济增长作用研究［J］.俄罗斯研究，2008（3）：59-73.

［8］Erik Berglof，Alexander Lehmann.Sustaining Russia’sgrowth：The roleof financial reform［J］.Journalof Comparative Economics，2009（37）：198-206.

［9］Nuno Carlos LEIT？O.Financial Development and Economic Growth：A Panel Data Approach［J］.Theoretical and Applied Economics，2010，Volume XVII，10（551）：15-24.

［10］Shigeki Ono.Financial Development and Economic Growth：Evidence from Russia［J］.EUROPE-ASIA STUDIES，2012，Vol. 64，（2）：247-256.

［11］Daniel Berkowitz，Mark Hoekstra，Koen Schoors.Bank Privatization，Finance，and Growth［J］.Journal of Development Economics，2014（110）：93-106.

［12］Marco Pagano.Financial markets and growth An overview［J］. European Economic Review，1993（37）：613-622.North-Holland.

［13］G.Feder.On Expirts and Economic Growth［J］.Journal of DevelopmentEconomics，1982（12）：59-73.

［14］温涛，冉光和，熊德平.中国金融发展与农民收入增长［J］.经济研究，2005（9）：30-43.

［15］Martin 0 9ihák，Asli Demirgü0 0-Kunt，Erik Feyen，Ross Levine.Financial Development in 205 Economics，1960 to 2010［J］.Journalof Financial Perspectives，2013，1（2）：17-36.

［16］洪占卿，郭峰.国际贸易水平、省际贸易潜力和经济波动［J］.世界经济，2002（10）：44-65.

【责任编辑李菁】

G02

A

1674-5450（2015）02-0065-04

2014-10-25

陈宇，男，辽宁阜新人，辽宁大学世界经济博士研究生，辽宁石油化工大学讲师。