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摘要：本文通过协整检验和误差修正模型，利用1990-2006年间的数据，对我国金融发展与居民财产性收入增长之间的关系进行了实证分析。研究结果表明：金融发展与居民财产性收入增长之间存在长、短期的正向关系。通过Granger因果关系检验，还发现金融发展是居民财产性收入增长的Granger原因，反之却不成立。基于这样的研究结论，笔者给出了相应的政策建议。
关键词：金融发展；财产性收入；协整；误差修正模型；Granger检验
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1003-9031(2008)05-0019-04
一、问题的提出
国内外许多学者的研究表明，金融发展与经济增长之间存在着高度的正相关性，有些学者(如史永东、武志，2002)基于我国的实证研究还表明二者之间存在着双向的因果关系。金融发展能促进经济增长，而经济增长的一个主要的成果是带来居民收入的增长。财产性收入作为居民收入的一个重要组成部分，又主要来源于资本市场。那么，金融发展与居民财产性收入增长之间又会有什么样的关系呢?本文对此展开探讨。
二、文献回顾
自20世纪70年代以来，金融发展理论比较系统地研究了金融发展与经济增长的关系。雷蒙德·W·戈德史密斯(1969)认为大多数国家经济增长与金融发展之间存在着大致平行的关系，但是对于经济增长和金融发展之间的因果关系问题，他并没有得出肯定的结论。[1]麦金农(1973)和肖(1973)的研究都表明政府的金融抑制阻碍了发展中国家的经济发展。[2][3]金和莱文(1993)在金融中介促进经济增长的实证研究中得出金融发展为因，经济增长是果的结论。[4]国内学者的研究主要侧重于两者的经验分析，大多数得出金融发展对经济增长起到促进作用。周立、胡鞍钢(2002)等实证研究了金融发展对地区经济增长的相关关系，结果表明金融发展差距可以部分解释中国各地区经济增长的差距。[5]李喜梅、王满仓(2006)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促进农民收入的增长，还造成了农村资金的流失，抑制了农民收入的增长。[6]
综观国内外研究不难发现，金融发展与居民财产性收入关系的研究，一直被隐含在金融发展与经济增长的研究中，鲜有直接证实金融发展与居民财产性收入关系的文献。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，由于我国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收入增长的关系，不一定符合我国的实际。因此，本文将在已有研究的基础上，对金融发展与居民财产性收入增长的关系进行尝试性实证研究。
三、实证分析
(一)指标的选取与数据说明
在衡量金融发展时，通常用金融增长作为金融发展水平的替代指标，金融增长表现为金融资产规模相对于国民财富的扩张。本文使用Goldsmith在1969年提出的一个衡量一国金融结构和金融发展水平的存量和流量指标，即金融相关比率(FIR)。[7]它是指某一时点上金融资产总额与国民财富之比。由于金融总资产资料的不可获得性，本文选取了金融机构存贷款额之和与GDP的比例来衡量金融发展水平。我国目前是分类公布城镇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乏，本文只将城镇居民作为了考察的对象。为了消除数据序列的异方差对数据进行了对数处理，金融发展和居民财产性收入序列分别记为：lnfir和lncin。实证研究的采用的是年度数据，样本区间从1990年到2006年，数据来源于国家统计局和中金网数据库。
(二)金融发展与居民财产性收入增长的协整分析
1.lnfir和lncin序列的单位根检验
经济时间序列一般都具有非平稳性的特征，如果事先不考虑时间序列的平稳性而直接对非平稳性数据进行线性回归，很可能会出现“伪回归”(Spuriors Regression )，导致各种统计检验失去意义。因此在建立计量模型之前要对所采用的时间序列进行单位根检验，以确定各序列的平稳性和单整阶数。单位根的最常用检验方法是Augment Dickey-Fuller(ADF)检验法。
借助Eviews5.0软件，运用ADF检验对各序列分别进行单位根检验，检验结果如表1：
3.误差修正模型(Error Correction Model)
根据Granger定理，一组具有协整关系的变量可以建立误差修正模型(ECM)。误差修正模型基本形式是Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的。其基本思想是如果变量之间存在协整关系，则表明这些变量之间存在着长期均衡的关系，而这种长期均衡的关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的。也就是说，大多数经济时间序列具有长期均衡关系是因为有一种调节机制(即误差修正机制)在起作用，防止了长期均衡关系出现较大的误差。
既然金融发展与居民财产性收入增长之间存在协整关系，就可以建立△lnfir和△lncin的误差修正模型。根据协整方程，令ecmt=lncint-0.3335lnfirt-1.9620，其中ecmt反映了在短期波动中偏离长期均衡的程度，称为均衡误差。据此可如下的误差修正模型：
误差修正模型中的回归系数都通过了5%的显著性水平检验，误差修正系数为负，符合反向修正机制。DW值为1.36，不存在序列相关。根据模型可以看出，金融发展关于居民财产性收入的短期弹性为0.136，说明从短期来看，金融发展每增加一个百分点，居民财产性收入就会增加0.136个百分点。误差修正系数反映了偏离长期均衡的调节力度，从估计系数值-0.1146来看，调整力度较大。
(三)Granger因果关系检验
误差修正模型的分析结果表明金融发展与居民财产性收入增长之间存在协整关系，即两者具有长期均衡关系，但是这种长期均衡关系是否构成因果关系，即金融发展是不是促进居民财产性收入增长，居民财产性收入增长是不是加快金融发展，或者两者互为因果，这就需要进一步对两者之间关系进行Granger因果关系检验。Granger因果关系检验的思路是：如果两个经济变量X与Y，在同时包含过去X与Y信息的条件下，对Y的预测效果比只单独由Y的过去信息对Y的预测效果更好，即变量X有助于变量Y预测精度的改善，则认为X对Y存在Granger因果关系。根据Granger因果关系分析方法，建立下列两个变量模型：
由检验结果可以看出，我国的金融发展与居民财产性收入的增长之间存在单向的因果关系，即金融发展是居民财产性收入的格兰杰原因；而居民财产性收入增加不是金融发展的格兰杰原因的概率较大。这说明金融发展对我国居民财产性收入的增长具有促进作用，而居民财产性收入的增加却并不是加快我国金融发展的原因。
四、研究结论
本文运用经济计量方法，对金融发展与居民财产性收入的增长的时间序列进行了单位根检验，在确认两序列平稳的情况下，对两序列之间的关系进行了协整检验、误差修正模型分析和Grang因果关系检验，得到了以下的几点结论：
第一，金融增长与居民财产性收入增长之间存在着协整关系，即金融发展与居民财产性收入增长之间存在着长期稳定的均衡关系。从其协整关系系数0.3335来看，金融发展与居民财产性收入之间存在正向关系，说明金融发展对居民财产性收入增长起到了积极的促进作用。
第二，长期误差项系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，从误差修正模型中的长期误差项系数估计值-0.1146来看，调整力度比较大。短期来看，金融发展的短期波动与居民财产性收入增长的短期波动成正向关系，也就是说，短期内金融发展的深入也能促进我国居民财产性收入增长，而且系数为0.1360，数值较大，说明金融发展对居民财产性收入增长的贡献率比较大。
第三，从Granger因果关系检验的结果来看，我国的金融发展与居民财产性收入增长之间存在单向的因果关系，金融发展是促进居民财产性收入增长的Granger原因，但居民财产性收入增长却不一定是金融发展的原因。
五、政策建议
基于前面的实证研究结论，笔者认为要实现创造条件让更多居民拥有财产性收入的目标，应该优先做好以下几项工作：
第一，加快金融创新，开辟更多的投资市场，拓展居民的投资渠道，增加财产性收入来源。考虑普通群众的资产规模、专业知识和风险承受能力，推出一些适合大众参与的投资品种。从发达国家的经验来看，人们的投资偏好远高于储蓄偏好。其中的原因，一是市场公开透明，介入相对容易。更重要的原因是，他们多采用投资代理人制度，其主流是各种类型的基金，不管想投资哪个行业、哪个市场，不管资金的多少、风险偏好的高低，都可以找到适合的投资基金，老百姓获得财产性收入的门槛大大降低。近年来，我国股票型基金之所以成长迅速，就是因为普通百姓的投资需求所致。如果我们在各个投资领域，都能创造条件，让老百姓能够方便地介入，将会增加居民财产性收入的来源。
第二，完善与财产性收入有关的市场秩序，让普通百姓能够公平、公正、公开地参与市场交易。近年来，大多数中国老百姓的财产性收入主要来自股市，而股市的火爆与证券市场的改革与规范密切相关。《证券法》的修订，股改的成功，全流通时代的到来，资本市场的复苏和扩容，为股市火爆创造了条件。随着财产性收入的来源日趋多元化，更要对更多的市场进行改革和规范，让普通百姓敢于介入这些市场。
第三，在目前我国居民财产性收入主要来源于资本市场的情况下，应进一步推动多层次股票市场建设：积极培育蓝筹股市场，加快发展中小企业板；加快建设创业板；把代办股份转让系统建设成全国性的、统一监管下的非上市公众公司和高科技公司股份报价转让平台，从而形成更有效率的场外交易市场。
第四，要适时进行必要的宏观调控，使资产价格与实体经济之间保持适当的关联性，防止产生过度的资产“泡沫”。脱离实体经济的资产价格大幅度上涨，表面看是老百姓的财产收入增加了，实际上却增加了百姓的生活成本，一旦泡沫破灭，不仅会影响到居民的财产性收入，还会伤害实体经济。
参考文献：
[1][7]Goldsmith，Raymond，Financial Structure and Development[M]，NewHaven：Yale University Press，1969.
[2] Mckinnon，Ronaijd，Money and Capital in Economic Development[M]，Washington D.c：Brookings Institution，1973.
[3] Shaw，Financial Deepening in Economic Development[M].London：Oxford University Press，1973.
[4]King， Levine. Finance and Growth： Schumpeter might be Right[J].Quarterly Joumal of Economics，1993：108.
[5] 周立，胡鞍钢.中国金融发展的地区差距状况分析[J].清华大学学报(哲学社会科学版)，2002，(2).
[6] 李喜梅，王满仓.陕西农村金融发展与农民收入增长实证分析[J]，陕西经济管理干部学院学报，2005，(2).
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关键词：金融发展；财产性收入；协整；误差修正模型；Granger检验
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1003-9031(2008)05-0019-04
一、问题的提出
国内外许多学者的研究表明，金融发展与经济增长之间存在着高度的正相关性，有些学者(如史永东、武志，2002)基于我国的实证研究还表明二者之间存在着双向的因果关系。金融发展能促进经济增长，而经济增长的一个主要的成果是带来居民收入的增长。财产性收入作为居民收入的一个重要组成部分，又主要来源于资本市场。那么，金融发展与居民财产性收入增长之间又会有什么样的关系呢?本文对此展开探讨。
二、文献回顾
自20世纪70年代以来，金融发展理论比较系统地研究了金融发展与经济增长的关系。雷蒙德·W·戈德史密斯(1969)认为大多数国家经济增长与金融发展之间存在着大致平行的关系，但是对于经济增长和金融发展之间的因果关系问题，他并没有得出肯定的结论。[1]麦金农(1973)和肖(1973)的研究都表明政府的金融抑制阻碍了发展中国家的经济发展。[2][3]金和莱文(1993)在金融中介促进经济增长的实证研究中得出金融发展为因，经济增长是果的结论。[4]国内学者的研究主要侧重于两者的经验分析，大多数得出金融发展对经济增长起到促进作用。周立、胡鞍钢(2002)等实证研究了金融发展对地区经济增长的相关关系，结果表明金融发展差距可以部分解释中国各地区经济增长的差距。[5]李喜梅、王满仓(2006)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促进农民收入的增长，还造成了农村资金的流失，抑制了农民收入的增长。[6]
综观国内外研究不难发现，金融发展与居民财产性收入关系的研究，一直被隐含在金融发展与经济增长的研究中，鲜有直接证实金融发展与居民财产性收入关系的文献。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，由于我国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收入增长的关系，不一定符合我国的实际。因此，本文将在已有研究的基础上，对金融发展与居民财产性收入增长的关系进行尝试性实证研究。
三、实证分析
(一)指标的选取与数据说明
在衡量金融发展时，通常用金融增长作为金融发展水平的替代指标，金融增长表现为金融资产规模相对于国民财富的扩张。本文使用Goldsmith在1969年提出的一个衡量一国金融结构和金融发展水平的存量和流量指标，即金融相关比率(FIR)。[7]它是指某一时点上金融资产总额与国民财富之比。由于金融总资产资料的不可获得性，本文选取了金融机构存贷款额之和与GDP的比例来衡量金融发展水平。我国目前是分类公布城镇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乏，本文只将城镇居民作为了考察的对象。为了消除数据序列的异方差对数据进行了对数处理，金融发展和居民财产性收入序列分别记为：lnfir和lncin。实证研究的采用的是年度数据，样本区间从1990年到2006年，数据来源于国家统计局和中金网数据库。
(二)金融发展与居民财产性收入增长的协整分析
1.lnfir和lncin序列的单位根检验
经济时间序列一般都具有非平稳性的特征，如果事先不考虑时间序列的平稳性而直接对非平稳性数据进行线性回归，很可能会出现“伪回归”(Spuriors Regression )，导致各种统计检验失去意义。因此在建立计量模型之前要对所采用的时间序列进行单位根检验，以确定各序列的平稳性和单整阶数。单位根的最常用检验方法是Augment Dickey-Fuller(ADF)检验法。
借助Eviews5.0软件，运用ADF检验对各序列分别进行单位根检验，检验结果如表1：
3.误差修正模型(Error Correction Model)
根据Granger定理，一组具有协整关系的变量可以建立误差修正模型(ECM)。误差修正模型基本形式是Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出的。其基本思想是如果变量之间存在协整关系，则表明这些变量之间存在着长期均衡的关系，而这种长期均衡的关系是在短期波动过程的不断调整下得以实现的。也就是说，大多数经济时间序列具有长期均衡关系是因为有一种调节机制(即误差修正机制)在起作用，防止了长期均衡关系出现较大的误差。
既然金融发展与居民财产性收入增长之间存在协整关系，就可以建立△lnfir和△lncin的误差修正模型。根据协整方程，令ecmt=lncint-0.3335lnfirt-1.9620，其中ecmt反映了在短期波动中偏离长期均衡的程度，称为均衡误差。据此可如下的误差修正模型：
误差修正模型中的回归系数都通过了5%的显著性水平检验，误差修正系数为负，符合反向修正机制。DW值为1.36，不存在序列相关。根据模型可以看出，金融发展关于居民财产性收入的短期弹性为0.136，说明从短期来看，金融发展每增加一个百分点，居民财产性收入就会增加0.136个百分点。误差修正系数反映了偏离长期均衡的调节力度，从估计系数值-0.1146来看，调整力度较大。
(三)Granger因果关系检验
误差修正模型的分析结果表明金融发展与居民财产性收入增长之间存在协整关系，即两者具有长期均衡关系，但是这种长期均衡关系是否构成因果关系，即金融发展是不是促进居民财产性收入增长，居民财产性收入增长是不是加快金融发展，或者两者互为因果，这就需要进一步对两者之间关系进行Granger因果关系检验。Granger因果关系检验的思路是：如果两个经济变量X与Y，在同时包含过去X与Y信息的条件下，对Y的预测效果比只单独由Y的过去信息对Y的预测效果更好，即变量X有助于变量Y预测精度的改善，则认为X对Y存在Granger因果关系。根据Granger因果关系分析方法，建立下列两个变量模型：
由检验结果可以看出，我国的金融发展与居民财产性收入的增长之间存在单向的因果关系，即金融发展是居民财产性收入的格兰杰原因；而居民财产性收入增加不是金融发展的格兰杰原因的概率较大。这说明金融发展对我国居民财产性收入的增长具有促进作用，而居民财产性收入的增加却并不是加快我国金融发展的原因。
四、研究结论
本文运用经济计量方法，对金融发展与居民财产性收入的增长的时间序列进行了单位根检验，在确认两序列平稳的情况下，对两序列之间的关系进行了协整检验、误差修正模型分析和Grang因果关系检验，得到了以下的几点结论：
第一，金融增长与居民财产性收入增长之间存在着协整关系，即金融发展与居民财产性收入增长之间存在着长期稳定的均衡关系。从其协整关系系数0.3335来看，金融发展与居民财产性收入之间存在正向关系，说明金融发展对居民财产性收入增长起到了积极的促进作用。
第二，长期误差项系数大小反映了对偏离长期均衡的调整力度，从误差修正模型中的长期误差项系数估计值-0.1146来看，调整力度比较大。短期来看，金融发展的短期波动与居民财产性收入增长的短期波动成正向关系，也就是说，短期内金融发展的深入也能促进我国居民财产性收入增长，而且系数为0.1360，数值较大，说明金融发展对居民财产性收入增长的贡献率比较大。
第三，从Granger因果关系检验的结果来看，我国的金融发展与居民财产性收入增长之间存在单向的因果关系，金融发展是促进居民财产性收入增长的Granger原因，但居民财产性收入增长却不一定是金融发展的原因。
五、政策建议
基于前面的实证研究结论，笔者认为要实现创造条件让更多居民拥有财产性收入的目标，应该优先做好以下几项工作：
第一，加快金融创新，开辟更多的投资市场，拓展居民的投资渠道，增加财产性收入来源。考虑普通群众的资产规模、专业知识和风险承受能力，推出一些适合大众参与的投资品种。从发达国家的经验来看，人们的投资偏好远高于储蓄偏好。其中的原因，一是市场公开透明，介入相对容易。更重要的原因是，他们多采用投资代理人制度，其主流是各种类型的基金，不管想投资哪个行业、哪个市场，不管资金的多少、风险偏好的高低，都可以找到适合的投资基金，老百姓获得财产性收入的门槛大大降低。近年来，我国股票型基金之所以成长迅速，就是因为普通百姓的投资需求所致。如果我们在各个投资领域，都能创造条件，让老百姓能够方便地介入，将会增加居民财产性收入的来源。
第二，完善与财产性收入有关的市场秩序，让普通百姓能够公平、公正、公开地参与市场交易。近年来，大多数中国老百姓的财产性收入主要来自股市，而股市的火爆与证券市场的改革与规范密切相关。《证券法》的修订，股改的成功，全流通时代的到来，资本市场的复苏和扩容，为股市火爆创造了条件。随着财产性收入的来源日趋多元化，更要对更多的市场进行改革和规范，让普通百姓敢于介入这些市场。
第三，在目前我国居民财产性收入主要来源于资本市场的情况下，应进一步推动多层次股票市场建设：积极培育蓝筹股市场，加快发展中小企业板；加快建设创业板；把代办股份转让系统建设成全国性的、统一监管下的非上市公众公司和高科技公司股份报价转让平台，从而形成更有效率的场外交易市场。
第四，要适时进行必要的宏观调控，使资产价格与实体经济之间保持适当的关联性，防止产生过度的资产“泡沫”。脱离实体经济的资产价格大幅度上涨，表面看是老百姓的财产收入增加了，实际上却增加了百姓的生活成本，一旦泡沫破灭，不仅会影响到居民的财产性收入，还会伤害实体经济。
参考文献：
[1][7]Goldsmith，Raymond，Financial Structure and Development[M]，NewHaven：Yale University Press，1969.
[2] Mckinnon，Ronaijd，Money and Capital in Economic Development[M]，Washington D.c：Brookings Institution，1973.
[3] Shaw，Financial Deepening in Economic Development[M].London：Oxford University Press，1973.
[4]King， Levine. Finance and Growth： Schumpeter might be Right[J].Quarterly Joumal of Economics，1993：108.
[5] 周立，胡鞍钢.中国金融发展的地区差距状况分析[J].清华大学学报(哲学社会科学版)，2002，(2).
[6] 李喜梅，王满仓.陕西农村金融发展与农民收入增长实证分析[J]，陕西经济管理干部学院学报，2005，(2).
“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文”