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1、 （专投中青年研讨会参会论文）国内金融发展与居民财产性收入关系的实证研究孟祥兰 卢米雪内容提纲：本文对国内1990的金融发展与居民财产性收入之间的关系进行了摸索性的实证研究，通过协整检查和误差修正模型的建立，表白长期内金融发展和居民财产性收入之间存在稳定的正向关系，短期内金融发展也能增进居民财产性收入的增长。通过Granger因果关系检查，还发钞票融发展是居民财产性收入增长的Granger因素,反之却不成立。基于这样的研究结论,给出了相应的政策建议。核心词：金融发展；财产性收入；协整；误差修正模型；Granger因果关系检查An Empirical Study of the relations
2、hip between the financial development and residents property incomeMeng xianglan Lu mixueAbstract: This paper explosively works on the empirical study of the relationship between the financial development and residents property income during the year of 1990 and . Carried out by co-integration test
3、and error correction model, it shows that the financial development and the residents property income has a stable positive relationship in a long-term and in the short term the financial development as well as promote the growth of property income. Through the Granger causality test, it shows that
4、financial development is Granger causes of the property income, on the contrary is not established. Based on the conclusion of this study, the corresponding policy recommendations finally are given.Key words: Financial Development; Property income ; Co-integration ; Error Correction Model ；Granger c
5、ausality test 引言随着经济一体化的进一步进行，金融发展已被视为当今世界经济发展的一大主题，金融发展对经济增长的重要作用越来越受到人们的注重。国内外众多的学者对金融发展和经济增长之间的关系进行了研究，并觉得金融发展与经济增长之间存在着高度的正有关性。即金融发展能增进经济增长，而经济增长的一种重要的成果就是居民收入的增长。那么财产性收入作为居民收入的一种重要构成部分与否也随着金融发展而增长，两者之间与否存在某种关系，这个问题却鲜有研究。再次，由美国次贷危机所引起的全球性的金融危机在给各国经济和人民生活带来影响的同步，对国内的房地产市场和股票债券基金等投资市场也带来了重创，使得重要来源
6、于资我市场的国内居民的财产性收入大幅缩水。因此，研究金融发展和居民财产性收入之间的关系，不仅具有学术意义，也具有深刻的现实背景。本文即对此展开探讨。一 文献回忆目前的国内外研究文献中很少有直接对金融发展与居民财产性收入关系的研究，两者之间的关系研究始终被隐含在金融发展与经济增长的研究中。如雷蒙德W戈德史密斯(1969)觉得大多数国家经济增长与金融发展之间存在着大体平行的关系，但是对于经济增长和金融发展之间的因果关系问题，她并没有得出肯定的结论。麦金农 (1973)的研究表白政府的金融克制阻碍了发展中国家的经济发展。金和莱文(1993)在金融中介增进经济增长的实证研究中得出金融发展为因,经济增长
7、是果的结论。国内学者的研究也重要侧重于金融发展和经济发展的经验分析,大多数得出金融发展对经济增长起到增进作用。周立、胡鞍钢()等实证研究了金融发展对地区经济增长的有关关系，成果表白金融发展差距可以部分解释中国各地区经济增长的差距。李喜梅、王满仓()研究了陕西农村金融发展与农民增收之间的关系，发现农村金融发展不仅没有增进农民收入的增长，还导致了农村资金的流失，克制了农民收入的增长。综观这些文献，不难发目前以往的研究中，金融发展与居民财产性收入增长的关系自然地被金融发展与经济增长的正向关系所替代。但是,由于国内经济发展的不均衡性，用金融发展与经济增长之间的正向作用关系来直接替代金融发展与居民财产性
8、收入增长的关系,不一定符合国内的实际。因此，本文将在已有研究的基本上，尝试性的对金融发展与居民财产性收入增长的关系进行实证研究。二实证研究(一) 指标的选用和数据来源1、金融发展指标。国际上一般用戈氏和麦氏的金融发展指标金融有关率（）从总体上衡量一国的金融发展限度。前者是戈德思密斯(1969)提出的金融有关比率FIR， 用“某一时点上现存金融资产总额与国民财富之比” 衡量一国的经济金融化限度。后者是麦金农(1973)运用货币存量与国民生产总值的比重衡量一国的经济货币化限度，常简化为与之比。出于数据的可获得性，本文采用麦氏指标。这里需要特别指出的是， 由于是某一时点值（期末余额）， 而是某个时期
9、的累积值， 因此， 为了减轻物价变动带来的不利影响， 应对上期末和本期末的求算术平均，再除以本期的名义， 即： ，为年份。2、居民财产性收入指标。国内目前是分类发布城乡居民和农村居民的财产性收入的,而由于部分年度的农村居民财产性收入数据缺少,本文只将城乡居民作为了考察的对象。记城乡居民的财产性收入为。为了消除数据序列的异方差对数据进行了对数解决,金融发展和居民财产性收入序列分别记为：和。实证研究的采用的是年度数据,样本区间从1990年到,数据来源于国家记录局记录年鉴（1996）和安徽财经大学提供的记录年鉴（19921995）。(二) 金融发展和居民财产性收入的协整分析1、和的单位根检查（Uni
10、t Root Test）由于和都是经济时间序列，而经济时间序列一般都具有非平稳性的特性。如果不考虑时间序列数据的平稳性直接对其进行回归分析，很也许浮现“伪回归”，导致多种记录检查失去意义。因此在建立计量模型之前，一方面对序列和序列进行单位根检查，以拟定各序列的平稳性和单整阶数。单位根的最常用的检查措施是ADF（Augment Dickey-Fuller）检查法。借助Eviews 5.0 软件，运用ADF检核对序列进行单位根检查，检查成果如表1：表1 和的单位根检查变量ADF值5%临界值P值结论-1.332069-3.7911720.8344不平稳-3.019563-3.7911720.1614
11、不平稳-2.495427-3.7332000.3253不平稳-0.736093-3.7597430.9492不平稳-4.860049-3.7911720.0091平稳-3.976605-3.7911720.0373平稳由表1可以看出,在5%的置信水平下， 和、和的ADF记录量都不小于临界值，它们都是非平稳序列；而和序列的ADF记录量则在5%明显性水平下都能通过检查，这两个序列不存在单位根，是平稳序列。因此和都是二阶单整序列，即，因此可以对序列，进行协整分析。（2）协整检查由单位根检查可知，序列，均为二阶差分平稳变量，因此两者之间也许存在者协整关系。进一步地，根据Engle和Granger的两步
12、估计法(简称E-G两步法)进行协整检查,其检查措施和环节如下。第一步，用最小二乘法(OLS)措施进行协整回归,建立协整回归模型(长期均衡方程)：用和表达回归系数和的估计值，则得到模型的残差序列：第二步，检查残差序列的平稳性。如果是平稳的，即，则序列和之间存在协整关系。根据以上措施，用Eviews 5.0 软件分析，得到如下回归成果： t= （34.45220） （6.225595）Adjusted R-squared=0.689543,F=38.75803，P(F-statistic)=0.00012 回归式中括号中的数字是回归系数的记录量，其相应的P值都为0.0000，表白各回归系数都是明显
13、的。再由修正的可决系数的值0.689543看出模型的拟合优度较高，回归方程效果良好。由回归模型得到残差序列的体现式：根据E-G两步法，如果残差序列平稳，则序列和之间存在协整关系。因此，接下来对残差序列进行ADF单位根检查，检查成果如表2：表2 的ADF检查变量ADF值临界值-3.5673751% level-4.0044255% lelvel-3.09889610% level-2.690439根据表2，残差序列的ADF检查值为-3.567375，不不小于5%明显性水平下的临界值-3.098896，因此回绝残差序列非平稳的原假设，觉得其是平稳的。故序列和序列之间存在协整关系，即金融发展和居民财
14、产性收入之间存在长期稳定的均衡关系。且从协整方程看出，金融发展的系数为2.756257，记录量值为6.225595，不小于5%明显水平下的临界值，阐明在国内，金融发展和居民财产性收入之间存在明显的正有关关系，从长期来看，对数金融发展每增长1个百分点，对数居民财产性收入就会增长2.756257个百分点。（3）误差修正模型（Error Correction Model）格兰杰表达定理(Granger representation theorem)指出：如果两个变量之间存在协整关系，那么一定可以用误差修正模型来表达。在本文中，序列和序列之间存在协整关系，表白两者之间存在长期均衡的关系,而这种长期均衡
15、的关系是在短期波动过程的不断调节下得以实现的。也就是说, 序列和序列之因此具有长期均衡的稳定关系，是由于有一种调节机制(即误差修正机制)在起作用,从而避免了长期均衡关系浮现较大的误差。据此，对金融发展序列和居民财产性收入序列建立，和的误差修正模型，其中即为协整方程的误差项，它反映了在短期波动中偏离长期均衡的限度,称为均衡误差。误差修正模型如下： (0.6381) (2.0181) (-0.9808)Adjusted ，DW=2.4814 ，F=2.9253 ；误差修正模型中的回归系数都通过了5%的明显性水平检查,误差修正系数为负,符合反向修正机制。DW值为1.36,不存在序列有关。调节后的值0.6224，阐明模型的拟合限度比较好的。进一步的分析该模型可以看出,在短期内，居民财产性收入是根据金融发展的变化，前期财产性收入的变化，以及长期均衡关系的失衡限度来调节的。其中，金融发展的变动对居民财产性收入的影响系数为1.0127，阐明人民对金融发展具有较为明显的敏感性，对数增量的金融发展每增长一种百分点,对数增量的居民财产性收入就会增长1.0127个百分点。前期居民财产性收入
