韓雨佳+鄧心迪+張懿

摘 要：以我國1992—2014年數(shù)據(jù)為樣本，通過協(xié)整分析以及格蘭杰因果檢驗的方法對金融發(fā)展和儲蓄投資轉(zhuǎn)化率之間的因果關(guān)系進行了實證研究后發(fā)現(xiàn)，我國金融發(fā)展與儲蓄投資轉(zhuǎn)化率之間存在長期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系；金融發(fā)展是儲蓄投資轉(zhuǎn)化率提高的格蘭杰原因，但儲蓄投資轉(zhuǎn)化率提高不是金融發(fā)展的格蘭杰原因。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；儲蓄投資轉(zhuǎn)化率；主成分分析；格蘭杰因果檢驗

中圖分類號：F83 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2017）11-0122-03

引言

儲蓄作為物質(zhì)資本積累的源泉，是推動一國經(jīng)濟增長的重要基礎。儲蓄得到最大程度利用依賴于儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的提高。在貨幣經(jīng)濟中，儲蓄過程和投資過程相分離，儲蓄主體和投資主相區(qū)別，加之儲蓄和投資分別受不同因素影響，儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的提高需要金融發(fā)展的支持。但金融發(fā)展有自身規(guī)律，相比實體經(jīng)濟，金融機構(gòu)的獲利能力較強，金融發(fā)展在一定程度上會擠占實體經(jīng)濟投資的空間。已有不少學者對我國的金融發(fā)展與儲蓄投資轉(zhuǎn)化問題進行了研究。胥良（1998）認為，我國儲蓄投資轉(zhuǎn)化過程存在過多依賴銀行金融機構(gòu)的問題；姜昱、徐忠秀（2007）認為，金融市場的發(fā)展程度和金融制度通過提供有效渠道和方便路徑對儲蓄投資轉(zhuǎn)化具有直接影響；劉新偉、羅超平、張梓榆（2016）認為，有必要進行金融支持供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革以促進儲蓄投資轉(zhuǎn)化的資本形成效率。但這些研究多從定性角度展開分析，缺乏量化的深入研究。

改革開放以來，我國的金融發(fā)展取得巨大成績，目前，我國銀行業(yè)金融機構(gòu)總資產(chǎn)已突破200萬億元，比2000年的數(shù)據(jù)增長近10倍；股票總市值也已突破37萬億，比2000年數(shù)據(jù)增長近8倍。當前，在我國經(jīng)濟處于新常態(tài)，面臨保增長、調(diào)結(jié)構(gòu)等諸多任務的背景下，從實證角度判別兩者之間是否存在因果關(guān)系，從而分析我國金融市場的發(fā)展是否能夠提高儲蓄投資轉(zhuǎn)化率來促進我國經(jīng)濟的增長，具有重要的理論和現(xiàn)實價值。

一、指標選取及數(shù)據(jù)來源

（一）金融發(fā)展水平的衡量指標體系及數(shù)據(jù)來源

借鑒以往相關(guān)研究，本文選取了能夠反映金融發(fā)展水平的6個指標，分別為反映銀行中介發(fā)展水平的信貸總額/GDP、金融機構(gòu)銀行存款總額/GDP、金融機構(gòu)貸款總額/GDP、反映資本市場發(fā)展水平的股票市價總值/GDP和股票成交金額/GDP、反映我國金融深化程度的M2/GDP。本文利用中國1992—2014年時間序列數(shù)據(jù)研究金融發(fā)展與儲蓄投資轉(zhuǎn)化率之間的關(guān)系，數(shù)據(jù)全部來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

（二）儲蓄投資轉(zhuǎn)化率指標

本文儲蓄投資轉(zhuǎn)化率通過以下公式計算：儲蓄投資轉(zhuǎn)化率=投資（固定資本形成總額）/儲蓄（國內(nèi)生產(chǎn)總值-最終消費）。

二、我國金融發(fā)展水平的評價

（一）評價方法選擇

本文選取了6個衡量我國金融中介發(fā)展水平、金融市場發(fā)展水平和金融深化程度的指標綜合、全面的衡量我國金融發(fā)展水平。但是較多含有重疊信息的相關(guān)解釋變量往往會使問題復雜并存在共線性的問題，為解決此問題需要在數(shù)學上對數(shù)據(jù)進行降維。本文將采用主成分分析法對金融發(fā)展水平進行客觀、綜合、全面的衡量。

（二）主成分計算結(jié)果分析

KMO 和巴特利特檢驗的結(jié)果顯示，KMO檢驗值為0.736說明數(shù)據(jù)間存在較大的共同因素，巴特利特檢驗值表明拒絕單位相關(guān)原假設，因此可以進行主成分分析。

表1說明，共提取1個主成分，方差貢獻率達到了80.619%，說明該主成分能夠較好描述我國金融發(fā)展水平。

表2進一步給出了主成分各指標的系數(shù)。根據(jù)表1和表2通過載荷量除以主成分相對應的特征值開平方得到主成分中每個指標所對應的系數(shù)，計算得到我國金融發(fā)展水平得分。本文將利用金融發(fā)展水平得分來反映我國金融發(fā)展水平。

三、我國金融發(fā)展與儲蓄投資轉(zhuǎn)化率因果關(guān)系的實證分析及結(jié)果分析

由于時間序列大都非平穩(wěn)，采用傳統(tǒng)方法回歸存在“偽回歸”的可能。協(xié)整分析則能夠有效避免“偽回歸”問題，使結(jié)果更加可信；而格蘭杰檢驗則可以進一步精確判斷變量間存在的因果關(guān)系。本文擬通過協(xié)整檢驗和格蘭杰檢驗進行實證研究。文中LNCT表示儲蓄投資轉(zhuǎn)化率取對數(shù)，LNJRFZ表示金融發(fā)展水平取對數(shù)。

（一）單位根檢驗

對時間序列平穩(wěn)性檢驗普遍使用的是ADF單位根檢驗，ADF主要由以下3個模型完成：

單位根檢驗通常以5%作為顯著性標準，根據(jù)以上檢驗結(jié)果，原數(shù)據(jù)在5%顯著性水平下是非平穩(wěn)的，即使在10%的顯著性水平下原數(shù)據(jù)也是非平穩(wěn)的。但一階差分之后所有數(shù)據(jù)平穩(wěn)，因此原有數(shù)據(jù)是一階單整序列。

（二）協(xié)整分析

通過以上檢驗，原數(shù)據(jù)都是一階單整序列，因此它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，可能存在它們的線性組合是平穩(wěn)的，即LNCT和LNJRFZ之間可能存在長期穩(wěn)定關(guān)系。本文使用Johansen檢驗對變量協(xié)整關(guān)系進行檢驗，檢驗結(jié)果如表5所示。

結(jié)果說明，在10%的顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設，因此變量間存在一個協(xié)整關(guān)系，協(xié)整方程為：LNCT=0.115411LNJRFZ。

（三）樣本格蘭杰因果檢驗

協(xié)整關(guān)系檢驗說明，儲蓄投資轉(zhuǎn)化率和金融發(fā)展水平之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，但是它們之間是否存在因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向需要通過格蘭杰因果檢驗驗證。本文格蘭杰因果檢驗的結(jié)果如表6所示。檢驗結(jié)果說明，金融發(fā)展是儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的格蘭杰原因，相反儲蓄投資轉(zhuǎn)化率提高不是金融發(fā)展的格蘭杰原因。

從協(xié)整檢驗結(jié)果和格蘭杰因果檢驗結(jié)果來看，金融發(fā)展能夠促進儲蓄投資轉(zhuǎn)化，兩者之間存在著長期穩(wěn)定關(guān)系，金融發(fā)展是儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的格蘭杰原因?？赡茉蛟谟冢趦π钸^程和投資過程相分離的背景下，金融機構(gòu)和金融中介一方面為動員儲蓄和鼓勵投資提供了有效的連接渠道，使儲蓄—投資轉(zhuǎn)化更加有效；另一方面，金融發(fā)展在信息提供和風險配備方面存在自身優(yōu)勢，能夠為具有不同風險和流動性偏好的儲蓄者提供具有不同特點的金融工具和金融產(chǎn)品進而滿足其不同偏好，此外銀行等金融機構(gòu)和股票等金融市場還能夠通過專業(yè)手段對企業(yè)信貸能力、企業(yè)借款利用狀況等進行監(jiān)督，避免了儲蓄—投資轉(zhuǎn)化過程中可能存在的信息不對稱問題，使儲蓄投資轉(zhuǎn)化過程更加順暢。因此，金融發(fā)展是提高儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的格蘭杰原因。

四、結(jié)論及政策建議

本文利用中國1992—2014年數(shù)據(jù)并通過協(xié)整檢驗以及格蘭杰因果檢驗的方法進行了實證研究，得到以下主要結(jié)論。

1.金融發(fā)展能夠與儲蓄投資轉(zhuǎn)化率之間具有長期穩(wěn)定的正相關(guān)關(guān)系。2.金融發(fā)展是儲蓄投資轉(zhuǎn)化率提高的格蘭杰原因，但儲蓄投資轉(zhuǎn)化率提高不是金融發(fā)展的格蘭杰原因。3.金融發(fā)展能夠促進儲蓄投資轉(zhuǎn)化率的提高。

基于此，本文提出以下政策建議：

1.鼓勵并進一步發(fā)展金融在信息提供、風險配備等方面的能力，通過開發(fā)更有效的金融工具進一步滿足不同儲蓄主體對流動性和風險的偏好進而為儲蓄投資轉(zhuǎn)化提供更加強有力的支持。

2.加強企業(yè)信貸能力評價體系和會計審計體系的建設，減少投資過程中的信息獲取成本，并加強金融機構(gòu)對企業(yè)貸款的監(jiān)督能力，減少儲蓄投資過程中的道德風險和逆向選擇從而進一步提高我國儲蓄投資轉(zhuǎn)化率。

參考文獻：

[1] 胥良.儲蓄—投資轉(zhuǎn)化的理論分析與現(xiàn)實思考 [J].金融研究，1998，（8）：1-7.

[2] 高路青.儲蓄投資轉(zhuǎn)化的資本市場機制研究：基于功能觀分析框架[D].杭州：浙江大學，2007.

[3] 姜昱，任晶.金融深化視角下儲蓄—投資轉(zhuǎn)化效率的實證研究[J].海南金融，2006，（3）：8-10.

[4] 徐忠秀.我國儲蓄—投資轉(zhuǎn)化機制研究[D].廈門：廈門大學，2007.

[5] 劉新偉，周杰琦.金融中介對經(jīng)濟的影響機制——基于儲蓄動員和投資生產(chǎn)率視角的實證[J].社會科學研究，2010，（4）：38-43.

[6] 徐桂民，綦建紅，鞠磊.勞動力外移、國際貿(mào)易與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整——基于1984—2004年中國數(shù)據(jù)的協(xié)整分析與格蘭杰因果檢 驗[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2007，（7）：22-28.

[7] 傅強，劉遠舉.信貸市場、資本市場與我國的儲蓄投資轉(zhuǎn)化率[J].金融論壇，2007，（3）：33-37.

Abstract：In our country from 1992 to 2014 as the sample data，through cointegration analysis and Granger causality test method of Grainger on the causal relationship between the financial development and the savings investment conversion rate through empirical study found that there is a positive correlation between the long-term stability of China's financial development and the efficiency of savings into investment；financial development is Grainger the reason of savings investment conversion rate increased，but Grainger savings investment conversion rate is not financial development.

Key words：financial development；conversion rate of savings investment；principal component analysis；Grainger causality test

[責任編輯 杜 娟]