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金融发展和经济增长：来自中国的时间序列经验证据
禄兴能
西北师范大学经济管理学院，甘肃兰州（730070）
摘 要： 考虑到如下事实：衡量金融发展指标之间的高度相关性和目前学术界还未能就那
个指标最能适宜衡量金融发展达成一致性的结论。在运用主成分分析法构建金融发展指数的
基础上，本文在三变量的向量自回归（VAR）框架下考察了中国 1978～2007年期间金融发
展与经济增长之间的因果关系。利用时间序列数据，本文采用协整和向量误差修正模型
（VECM）计量方法进行了 Granger因果关系检验，结果显示存在着从经济增长到金融发展
的单一方向因果关系，支持了 Robinson 长期来看经济增长导致了金融发展的观点。究其原
因，主要是因为中国有效配置资源的渠道不顺畅。大部分的金融资源被配给并没有效率的国
有企业，大部分有效率的私人企业不得不寻求国外资本而不是国内银行信贷来作为他们的融
资渠道，因此，国内的银行部门就在资源配置中失去了重要的作用。
关键字：金融发展；经济增长；主成分分析法；VECM
1. 引言
金融发展和经济增长之间的因果关系在已有的文献中从理论和实证两方面进行了大量、
深入的研究。在理论方面，金融发展和经济增长关系的研究可以追溯到 Schumpeter(1911)，
以及后来的 Mckinnon(1973)和 Shaw(1973)和他们的追随者(Kapur，1976；Galbis，1977；Fry，
1978，1980，1988；Mathieson，1980)。Mckinnon 和 Shaw 学派的主要观点是政府对银行系
统采取的限制（比如：最高利率限制，高准备金率要求和直接信贷计划）阻碍金融发展的进
程，并最终减缓经济增长。
同样的结论也被内生经济增长理论所支持，在这些理论中由金融中介提供的服务（比如：
收集、分析信息，风险共担，流动性）被明确的包括在模型中。这些模型显示金融发展对长
期经济增长重要性（Greenwood 和 Jovanovic，1990；Bencivenga 和 Smith，1991；Obstfeld，
1994），同时也得出政府在金融体系中的介入对经济增长率有负影响的结论（King 和 Levine，
1993b）。
然而，一些有影响力的经济学家比如 Robinson(1952)和 Kuznets(1955)，却对金融发展在
经济增长中起重要作用的观点持怀疑态度，他们认为金融发展的重要性或者过于强调或者认
为经济增长对金融服务的需求导致了金融的发展。因此，从理论方面来看，金融发展和经济
增长之间因果关系的研究未达成一致的结论。
在实证方面，金融发展与经济增长之间因果关系的研究更难形成一致性的结论（Pagano，
1993）。金融发展和经济增长之间潜在因果关系的实证研究根据计量方法可分为跨国回归分
析和时间序列分析（Arestis 和 Demetriade，1997）。Roubini 和 Sala-i-Martin（1992）与 King
和 Levine（1993）运用跨国横截面数据分析法研究了金融发展和经济增长的关系。然而，跨
国经济增长回归分析不能够说明金融发展与经济增长的动态联系，而且，在经济增长的回归
方程中，金融发展系数的显著性并不意味着金融发展和经济增长之间的因果关系。所以，由
于在静态横截面数据分析框架中因果关系检验的不适当性和不可能性使学者们寻求更具有
动态性的时间序列分析法来研究金融发展和经济增长之间因果关系的存在性和方向性，即究
竟是金融发展促进了经济增长还是相反。
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在时间序列分析方面，Jung（1986）①，Demetriades 和 Hussein（1996）与 Luintel 和
Khan(1999)提出了目前研究大都采用的分析框架，在这一框架和多变量的 VAR 模型中，金
融发展和经济增长的长期因果关系得到检验。通过协整框架下的金融发展与经济增长之间关
系的检验，Luintel 和 Khan 发现了在他们所研究的样本国家中金融发展与经济增长存在着双
向的因果关系。Bell 和 Rousseau（2001）和 Abu-Bader 和 Abu-Qarn(2007)分别沿用此方法
对独立后的印度和埃及两国金融发展和经济增长之间的因果关系。Christoponlous 和 Tsionas
（2004）也在多变量 VAR 框架下研究了金融发展和经济增长的长期关系，即使这种检验是
通过基于 VECM 的面板数据单位根检验和面板协整体系下进行的，对于他们所研究的所有
发展中国家来说，Christoponlous 和 Tsionas 发现竟然发展与经济增长之间并不存在因果关系
的。总体而言，这些研究显示为了增强我们对金融发展与经济增长关系的理解，有必要采取
一系列金融指标来进行单一国家的研究。
本文也沿用上述方法对中国 1978～2007 期间金融发展进程与经济增长的因果关系进行
了分析和检验。为了检验我国金融发展与经济增长之间因果关系的方向，我们运用协整和误
差修正模型框架下的 Granger 因果关系检验，我们的三变量 VAR 体系包括流通中的货币作
为金融发展与经济增长指标的另一个变量，引入流通中的货币主要是出于 Mckinnon(1973)
所强调的在发展中经济流通中的货币与资本积累对经济增长的互补性，Rousseau（1999）和
Bell（2001）也在他们的多变量 VAR 中引入此变量。
大量理论和实证研究已经从这一角度在全国和省级层面上探究了中国金融发展与经济
发展的关系（Borensztein 和 Ostry，1996；Chen 和 Feng，2000；Chow，1993；Chow 和 Li，
2002；Wu，2000；Yu，1998；Boyyreau-Debry，2003；张兵和胡俊伟，2003）。冉茂盛（2002）
等运用因果关系检验， 结果表明中国的经济增长带动了金融发展， 表现为“ 需求跟随型”。
Ling 和 Teng（2006）在基于多变量的 VAR 框架下也得出了在我国 1952～2001 年期间金融
发展和经济增长之间存在“ 需求跟随型”的因果关系。本文在他们研究的基础上，考虑到金
融发展指标之间的高度相关性和目前学者们也没有就那一个金融指标能够完美反映金融发
展达成一致结论的事实（Ang 和 Mckibbin，2007），我们对金融相关比率（M2/GDP），金融
机构贷款/ GDP 和全国城乡居民储蓄余额/ GDP 这三个指标运用主成分分析法构建反映金融
发展的综合单一指标。理论上来说，这一新指标能够反映三者金融发展指标所代表的原始信
息。
本文以下部分安排如下：第二部分描述了本文所用的变量指标和数据来源。第三部分是
基于协整和误差修正模型的因果检验的计量方法。第四部分是本文实证分析的结果。第五部
分总结全文。
2. 指标和数据来源
金融发展通常定义为以金融中介所提供的服务在数量、质量和效率方面提高为标志的一
个进程②，这个进程涉及许多经济活动与金融机构的组合，因此，单一指标无法衡量金融发
展。在本文，我们的主要目的是检验我国金融中介对经济增长的影响，虽然近年来在我国资
本市场发展很快，但资本市场并没有银行机构的规模和重要性（Ling 和 Teng，2006），我国
① Jung（1986）因果检验方法的评价见 Demetriades 和 Hussein（1996）。
② Levine 和 Zervos(1998)在他们的研究中除了金融中介也包含了金融市场（资本市场），包含金融市场研
究的评析见 Amano(2001，p210)。
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的金融系统仍然是银行主导而不是市场主导的，所以，运用以银行为基础的金融发展指标更
适合分析金融发展与经济增长之间的因果关系。
（1）金融相关比例（M2/GDP）。这一指标是由 Goldesmith（1969）创造性提出用来衡量
一国金融结构与金融发展水平的存量和流量指标，虽然用此指标来反映金融发展有很多的不
足，但是这个指标从传统意义上来说是反映金融发展的标准指标（Gelb，1989；World Bank，
1989；King 和 Levine，1993a；Calderon 和 Liu，2003）。本文也采用这个传统的指标，较高
的 M2/GDP 比率意味着较大的金融部门，因而较快的金融发展水平。
（2）金融机构贷款/ GDP，衡量金融机构的发展。这一指标不仅可以反映金融中介机构经
营规模的扩大，还能反映在资金配给方面它在国民经济中的活跃程度（周好文和钟永红，
2004）
（3）城乡居民储蓄存款/ GDP。此指标排除了公司存，是因为公司存款很容易受中央政府
信贷政策的影响。正如 Chen（2006）所指出的，居民存款是基于居民自己的决定，比贷款
受到中央政府政策的影响要小一些，所以采用用这个指标来衡量中国金融中介的发展
（Alessandra Guariglia 和 Sandra Poncet，2008）。
在大多数情况下，这些指标是高度相关的，我们对以上三个指标运用主成分分析法来消
除变量之间的多重共线性（Stock 和 Watson，2002a，b），在此基础上构建金融发展的综合
指数以 FD 表示。理论上来说，这一新指标能够反映三者金融发展指标所代表的原始信息。
表 1是金融发展指标主成分分析的结果。特征值显示第一主成分解释了大约 %的标准差，
第二主成分解释了 %，第三主成份仅仅解释了 %的标准差。很明显，第一主成分比任
何其他自变量的线性组合更能解释因变量的变化，因此在我们的例子中，第一主成分是能很
好的衡量金融发展。第一主成分是通过这三个金融发展指标的线性组合计算而来的，其中各
自的权重是由第一特征向量决定的。M、L 和 S 各自对第一主成分标准差的贡献分别是
%、%和 %。我们利用以上贡献率作为基本的权重来构建金融发展的指数，用
FD 表示。
表1 金融发展指标主成分分析结果
Comp 1 Comp 2 Comp 3
Eigenvalue
Variance Prop.
Cumulative Prop.
Eigenvectors:
Variable Vector 1 Vector 2 Vector 3
M
L
S
注：M等于M2/GDP的自然对数；L等于金融机构贷款/GDP的自然对数；S等于城乡居民储蓄/GDP的自然对
数。
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除了经济增长和金融发展变量，在VAR模型中引入流通中货币（CC）第三个变量③，主
要是因为Mckibbin所强调的：尤其在发展中经济体中，狭义货币代表着重要的价值存量，因
而在促进资本积累的过程中金融中介与狭义货币之间存在着互补性（Mckibbin，1973）。这
样，最终三变量的VAR体系就是我们分析的焦点。
本文数据主要来源于历年《中国年鉴》和《中国金融年鉴》。其中，1978～1990年金融
相关比率（M2/GDP）的数据出于数据的可得性考虑摘引了冉茂盛，张宗益，冯军（2002，
126）一文的数据；2007年的所有数据均来自中国统计局网④公布的统计公报。
3. 计量方法
协整技术对Granger因果关系做出了很大的贡献。两个或更多变量如果拥有共同的趋势
它们就有可能是协整。只要相关变量有共同趋势Granger因果关系必须至少在一个方向上存
在（Granger，1988）。然而，即使协整意味着Granger因果关系的存在，但却不能表明变量之
间Granger因果关系的方向，向量误差修正模型（VECM）能够很好的解决这个问题。
考虑如下P阶VAR模型
1 1 1. . . ( 1 )t t p t p tY u A Y A Y ε− − −= + + + +
其中， tY 是3×1向量，包括 1Y =人均GDP， 2Y =流通中的货币， 3Y =FD即金融发展指数。 tε
是白噪声向量矩阵。假定这些一阶单整变量有长期均衡的趋势，根据Hamilton(1994)，上述
VAR模型可以重新写成如下的向量误差修正模型（VECM）：
1 1 1 1 1. . . ( 2 )t t p t p t tY u Y Y Y ε− − − + −Δ = + Γ Δ + + Γ Δ + ∏ +
其中，Δ表示一阶差分， tε 是白噪声向量矩阵，如果存在r(0<r<3)个协整向量意味着∏
不是满秩矩阵，则∏ 可以分解为 (3 ) ( 3)r rα β× ×′∏ = ，因此方差（2）可以写为：
1 1 1 1 1. . . ( ) (3 )t t p t p t tY u Y Y Yα β ε− − − + −′Δ = + Γ Δ + + Γ Δ + +
其中，β 是协整向量，α 是误差修正系数表示向长期均衡调整的调整速。线性组合 1tYβ −′
是平稳的，则方程（3）中所有变量是平稳的。Johansen（1988）协整技术能够让我们检验
和决定不平稳变量之间的协整关系与个数。
在我们的三变量VAR模型中，方程（3）具体表示为：
1 1 1
1 1 1 1 11, 1, 12, 2, 13, 3, 1
1 1 1
(4)
p p p
t t k t k k t k k t k t
k k k
Y u ECT Y Y Yα ε
− − −
− − − −
= = =
Δ = + + Φ Δ + Φ Δ + Φ Δ + ∑ ∑ ∑
1 1 1
2 2 2 1 21, 1, 22, 2, 23, 3, 2
1 1 1
(5)
p p p
t t k t k k t k k t k t
k k k
Y u ECT Y Y Yα ε− − −− − − −
= = =
Δ = + + Φ Δ + Φ Δ + Φ Δ + ∑ ∑ ∑
1 1 1
3 3 3 1 31, 1, 32, 2, 33, 3, 3
1 1 1
(6)
p p p
t t k t k k t k k t k t
k k k
Y u ECT Y Y Yα ε− − −− − − −
= = =
Δ = + + Φ Δ + Φ Δ + Φ Δ + ∑ ∑ ∑
其中， ECT 就是误差修正向量， ,ij kΦ 描述的是变量jk阶滞后值对变量i现值的影响：
= 1Y 、 2Y 、 3Y 。
③ King 和 Plosser(1984)是这种做法的最著名的例子。后来，Rousseau（1999）和 Bell（2001）也在他们的
研究中采用同样的引入变量方法。
④ 中国统计局网站（
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此模型除了表明变量之间因果关系的方向外，向量误差修正模型（VECM）也提供了检
验短期和长期这两种类型Granger因果关系的方法。从方程（4）到方程（6），从变量 iY 到变
量 jY 基于协整关系上的长期Granger因果关系是检验 ja =0（j=1，2，3） 的原假设；它们之
间的短期Granger因果关系是检验 ,1 , 1... 0ij ij p−Φ = Φ = 的原假设。分别运用标准的 t 和F检验拒
绝一个或两个以上原假设，我们就能得到变量 iY Granger因果引起变量 jY 的结论。
3. 实证结果
协整检验必要但不充分的条件是所包含的每个变量都是相同阶数单整的，因此，我们实
证研究的第一步就是运用ADF（Dickey & Fuller，1979）决定每个变量单整的阶数，见表2。
表 2 VAR 模型变量序列的单位跟检验
指 标 水 平 值 一 阶 差 分 值
人均 GDP ﹡
流通中的货币(CC) ﹡
金融发展指数(FD) ﹡
注：除了金融发展指数，人均 GDP 和流通中的货币变量取自然对数。水平值单位跟检验包括常数项和趋势
项，相应的一阶差分值检验只包括常数项，滞后阶数由 AIC 信息准则给出。﹡表示在 5%的显著水平下拒
绝单位跟原假设。
所有变量所包含趋势特征有必要在水平值的单位跟检验过程中包括趋势项和常数项，因
而在一阶差分序列的单位跟检验过程中只包括常数项。序列的自然对数变换主要是使数据里
所包含的决定性成分更接近线性。由表 2 我们发现所有序列的水平值是不平稳的，而差分后
都是平稳的，所以我们可的得出所有变量序列是一阶单整的 I（1）。
第二步就是检验变量之间的协整关系。运用 VAR 模型决定的最优滞后阶数，Johansen
（1991）的迹和最大特征值协整检验支持了在经济增长、流通中的货币和金融发展指数之间
存在着一个长期的协整（见表 3）。能够在 5%的显著性水平下拒绝没有协整（r=0）原假设
同时不能够拒绝最多有一个（r≤1）的原假设表明在我们的三变量 VAR 系统中存在一个长期
的协整关系⑤。
⑤ 本文的三变量 VAR 模型中存在一个协整关系，当三变量 VAR 体系中没有协整关系或多于一个协整关系
出现时，我们运用 Toda 和 Yamamoto（1995）的检验方法，见 Rousseau 和 Vuthipadadorn（2005）。
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表 3 Johansen 协整检验结果
迹值 最大特征值 r VAR 系统包含的变
量 r＝0 r≤1 r≤2 r＝0 r≤1 r≤2
人均 GDP、流通中的
货币(CC)、金融发展
指数(FD)
﹡
﹡ 1
﹡表示在 5%的显著性水平下显著。最优滞后阶数来自由 AIC 信息准则的 VAR 模型。r 是基于 Johansen 协
整技术的协整向量个数。r=0 列表示没有协整关系的原假设检验，r≤1(r≤2)列检验最多一个（两个）协整向
量的原假设。
基于协整关系检验，我们可以可以进行基于向量误差修正模型（VECM）下的 Granger
因果关系检验。表 4 上半部分的结果显示，在 5%的显著性水平下金融发展和经济增长之间
既不存在短期的和长期的 Granger 因果关系；然而，表的下半部分显示存在从经济发展到金
融发展的长期因果关系。
注：t(а1=0)和 F(Φ13,k=0)分别用来检验在方程 i 中 а1=0 和所有系数 Φ13,k=0 的原假设,i,j=Y1、Y2、Y3，Y1 代表
人均 GDP；Y2 代表流通中的货币（CC）；Y3代表金融发展指数。﹡ 显示在 5%显著性水平下显著。
a 金融发展不能 Granger 因果引起经济发展。
b 经济发展不能 Granger 因果引起金融发展。
总体来说，我们的协整关系支持在我国 1978～2007 年期间金融发展与经济增长存在一
个长期的协整关系，而且，Granger 因果关系检验显示在长期来看经济增长对金融发展有积
极的影响和单一方向的因果关系。我们的结论与 Ling（2006）对中国的经验研究结论是一
致的，也与 Arestis 和 Demetriades（1997）对美国的研究、Thangavalu 和 Ang（2004）对澳
大利亚的研究和 Ang 和 Mckibbin（2007）对马来西亚的研究结论是一致的，本文的结论也
与 Demetriades 和 Hussein（1996）对 16 个国家的时间序列研究结论是一致，因此，支持了
Robinson(1952)的观点即金融发展主要是“跟随”经济增长而发展的，因此，另需考查经济增
长的其他动力因素。
⑥ 本文主要关注金融发展和经济增长之间的因果关系，所以只是列出了它们二者之间的 Granger 因果关系
检验结果。
表 4 Granger 因果关系检验结果⑥
原假设 a
A
t(а1=0) F(Φ13,k=0)
а1 R2
方程（4）
原假设 b
B
t(а3=0) F(Φ31,k=0)
а3 R2
方程（6） ﹡
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大多数跨国研究一致认为金融发展对经济增长有积极的促进作用。然而，与 Demetriades
和 Hussein（1996）和 Ang 和 Mckibbin（2007）的结果一致，本文的结果显示我国经济增长
对金融发展有促进作用。已有文献认为金融发展和经济增长之间联系紧密性依赖于金融机构
的质量（Arestis 和 Demetriades，1999a，b；Demetriades 和 Andrianova，2004），法律体系
（Demirguc-Kunt 和 Maksimovic，1998；La Porta 等，1997，1998；Levine，1998，1999），
通货膨胀率（Rousseau 和 Wachtel，2000）和金融发展水平（Rioja 和 Valev，2004）。那么，
在我国宏观经济形势比较稳定的情况下，为什么我国的金融发展并没有引起更高水平的经济
增长率了？造成这一现象的主要原因应“归因于我国有效资本配置渠道的不顺畅”(Ling，
2006，p406）。虽然我国银行部门有很大的规模，但仍是一四大国有商业银行为主并且把大
部分的金融资源分配给效率低下的国有企业部门（Boyreau-Debray，2003）。因此，在我国，
大部分有效率的私人企业不得不寻求国外资本而不是国内银行信贷来作为扩展商业活动的
资金来源，这样，国内银行部门就在配置资源中失去了应有的作用，而且，在我国还存在着
很多的金融抑制。
4. 结论
本文在运用主成分分析法构建金融发展指数的基础上考察了我国 1978～2007 年期间金
融发展与经济增长之间因果关系的特征，为此，我们采用了协整和误差修正模型（VECM）
框架下的 Granger 因果关系检验，我们的三变量模型包括人均 GDP、流通中的货币和金融发
展指数。
我们的结果显示在我国 1978～2007 年期间存在从经济增长到金融发展的单一因果关
系。因此，我们的结论支持了“需求跟随”的观点，即经济增长促进了金融的发展而不是相反。
对于发展中国家来说，金融发展和经济增长之间的因果关系是很重要的，因为，不同的
因果关系方向意味着不同的政策含义。由本文可知，我国金融发展与经济增长的因果关系方
向是从经济增长到金融发展的，因此更多的注意力应该放在其他增强经济增长的政策上，换
句话说，应该强调促进实体经济增长的长远策略。
参考文献
[1]李广众,陈平.金融中介发展与经济增长：多变量 VAR 系统研究(J).管理世界,2002,(3):52-59.
[2]周好文,钟永红.中国金融中介发展与地区经济增长：多变量 VAR 系统分析(J).金融研究,2004,(6) :130-137.
[3]冉茂盛 ,张宗益 ,冯军 .中国金融发展与经济增长的因果关系检验 (J). 重庆大学学报 (自然科学
版),2002,(3):123-130.
[4]朱小平,任梦杰.金融中介发展与经济增长的协整研究(J).财贸经济,2007,(10):17-21.
[5]LIANG Qi, TENG Jian-Zhou. Financial development and economic growth: Evidence from China(J). China
Economic Review,2006,(17): 395–411.
[6]Dimitris K. Christopoulosa,Efthymios G. Tsionas. Financial development and economic growth:evidence from
panel unit root and cointegration tests(J). Journal of Development Economics,2004,(73):55-74.
[7]Clive Bell,Peter L. Rousseau. Post-independence India:a case of finance-led industrialization?(J). Journal of
Development Economics,2001,(65):153-175.
[8]PONTUS HANSSON, LARS and economic growth: the case of Sweden 1834–1991(J).
Research in Economics,1997,(51): 275–301.
[9]Yousif Khalifa Al-Yousif. Financial development and economic growth Another look at the evidence from
developing countries(J). Review of Financial Economics,2002,(11): 131–150.
[10]Kul B. Luintel,Mosahid Khan. A quantitative reassessment of the finance–growth nexus: evidence from a
multivariate VAR(J). Journal of Development Economics,1999,(60): 381–405.
[11]Shandre M. Thangavelu, Ang Beng Jiunn, James. Financial development and economic growth in Australia:
An empirical analysis(J). Empirical Economics,2004,(29): 247–260.
[12]Panicos O. Demetriades,Khaled A. Hussein. Does financial development cause economic growth? Time-series
evidence from 16 countries(J). Journal of Development Economics,1996,(51): 387-411.
- 8 -
[13] Ce´sar Caldero´n, Lin Liu. The direction of causality between financial development and economic growth(J).
Journal of Development Economics,2003,(72):321-334.
[14],Jovanovic, development, growth, and the distribution of income(J).Journal of
Political Economy,1990,(98):1076– 1107.
[15]Fritz,..Time series evidence on the causal relationship between financial deepening and economic
development(J). Journal of Economic Development,1984,(9): 91– 111.
[16]Geweke,J. Measurement of linear dependence and feedback between time series(J). Journal of the American
Statistical Association, 1982,(79):304– 324.
[17]King,., Levine, and growth: Schumpeter might be right(J). Quarterly Journal of
Economics,1993a ,(108):717– 738.
[18]King,., Levine, ,entrepreneurship and growth: theory and evidence(J). Journal of Monetary
Economics,1993b,(32):513– 542.
[19]Suleiman Abu-Bader,Aamer development and Economic Growth:The Egyptian
Experience(J). Journal of Policy Modeling,2007,(2):1-12.
Financial development and Economic Growth:Time-Series
Evidence from China
LU Xing-neng
College of Economics and Management, Northwest Normal University, Lanzhou (730070)
Abstract
Given the facts that variables measuring financial development are highly correlated and yet this is no
uniform arguments as to which proxies are the most appropriate for measuring financial development.
Based on principal component analysis employed to construct financial development index ,this paper
examines the casual relationship between financial development and economic growth in Chian over
the period 1978~2007 within a tri-variate vectorautogressive framework(VAR) .Using time series
data,we apply Granger tests using the cointegration and vector error-correction models(VECM)
results show that there exiests a uni-directional causality relationship from economic
growth to financial development and support Robinson,s view that output growth leads to financial
development in the long-run. The mainly reason is that in China the channel of efficient capital
allocation was not working well,Most of financial resources are allocated to the inefficient state-owned
enterprises(SOEs).The majority of efficient private sectors have to resort to foreign funds instead of the
domestic banks to ,This suggests that the domestic banking sector has not been playing a
vitale role in allocating resources.
Keywords: financial development; economic growth; principal component ananlysis; vector
error-correction model
作者简介：禄兴能(1985—), 男,甘肃会宁人,硕士,研究方向:数量经济理论与方法研究。
