一、變數間之長期均衡關係
第六節 金融機構與實質投資
由上一節的實證結果可知，金融中介機構與股票市場的發展對於國內經濟的 成長存在著長期影響的關係，前者的蓬勃發展對於後者有正面的提升。根據 King&Levine(1993)之看法，一國經濟的成長主要來自於實質資本累積或投資，
而且根據上一節實證結果顯示國內金融機構與股票市場的存在的確會使國內經 濟成長提升，因此本節將進一步探討國內金融體系的存在是否能使國內投資率增 加，而提升國內經濟成長。
本節將利用金融機構發展指標與其它變數進行實證分析，以了解金融中介機 構的發展與國內投資率之間的變動關係，其中
TRED：獎勵投資稅捐減免總額。
一、變數間之長期均衡關係
我們使用 ADF 檢定與 PP 檢定所使用的實證變數，結果顯示各變數有單根的 性質。
由變數差分圖形可知變數並沒有明顯的趨勢現象，故在 Johansen 的檢定過 程中，本文所採用的模型為不具線性趨勢之模型，即模型將只考慮常數截距項。
另外控制變數我們選擇 SR 及 TRED。
在實證模型的落後期數之選取方面，我們將以錯誤設定檢定法
(misspecification test)作為選擇模型中落後期數的方式。我們得到最佳落後期數為 2 期。模型的配適能力由 LM(1)、LM(4)及 Normality 的 P-value 值顯示，在 95%
一組合理之長期關係式以 IR 為基準標準化後可表為：
IR = 0.246FD + 0.055FA + 2.513FNO +0.040LDA - 0.067LDG + 17.556。
(7) 至於長期共積向量中的係數顯著性檢定，檢定結果列於表(十一)：
表(十一)：共積向量係數檢定
變數 IR FD FA FNO LDA LDG CONST 卡方值 31.65* 27.73* 41.69* 18.01* 41.85* 39.84* 24.95*
註：*表示拒絕虛無假設於 5%之顯著水準，
其中卡方自由度為 5 時臨界值為 11.07。
根據上表之結果可以看出，在我們所選定的 rank 之下，所有內生變數包括 常數在共積向量的係數均拒絕虛無假設，表示所有變數都無法從長期的共積關係 中被排除。
根據共積檢定之結果，即金融機構發展指標與投資率的關係方面，我們發現 除了金融機構放款總額占 GDP 比(LDG)，金融深化(FD)、金融機構總資產占 GDP 比(FA)、金融機構放款總額占金融機構總資產比(LDA)及金融機構家數(FNO)等 指標和投資率(IR)的變動方向是相同的。此一關係顯示長期以來金融機構的存在 對國內的投資有相當程度的影響力，可解釋為金融機構或銀行可藉由向資金剩餘 者收集資金，利用本身分工專業化與規模經濟的優點運用資金，提高貨幣流通速 度及使用效率使放款資金增加，讓不具生產力的閒置資金能移轉給廠商或企業主 使用，使得投資金額增加。
而且金融機構總資產占一國經濟體系比重愈大時，不但能創造更多新的金融 商品，亦能提供更多不同期限的貸款，因此更能使廠商得到適合本身生產周期之 貸款，降低了所面臨的生產力風險，提高了廠商的投資意願，當然使得投資率增 加。而金融機構放款總額占金融機構總資產比(LDA)及金融機構家數(FNO)指標
不僅可作為金融機構普遍性的評估，也可代表金融機構之服務提供程度以及業務 廣度，因此當國內金融機構愈普遍，服務提供程度與服務範圍愈廣時，廠商或企 業主因尋求資金所需付出的成本會因此愈低且愈便利，使得投資率提高。
因此由以上的共積實證分析可知道，長期間金融機構的發展可以提升國內的 投資，而且經由投資的增加使得金融機構業務愈能擴大，所以結果顯示國內金融 機構與投資之間存在正向關係並且彼此會互相影響。
二、誤差修正模型
根據 Granger 表現定理，在確定金融機構與投資率存在長期共積關係之後，
我們即可利用誤差修正模型來表示。以下我們利用普遍最小平方法(OLS)來估計 金融機構發展與國內投資率的短期動態調整過程，即從短期失衡調整到長期均衡 的過程。利用誤差修正模型估計出的變動方程式為：
ΔIR = 0.238085 - 0.021696e3 - 0.087121ΔIR t−1
(0.283480) (0.802736) ( 0.368262)
+ 0.011076ΔFD t−1- 0.061426ΔFA t−1+ 0.000381ΔFNOt−1 (0.096614) (-0.306831) (0.141660) - 0.161653ΔLDA t−1 + 0.152045ΔLDG t−1 。
(- 0.799404) (0.695297)
(8) R2= 0.283418，
2
R = 0.165107，D.W. = 1.894564
其中 e3 = IRt−2- 0.246 * FDt−2- 0.055 * FAt−2- 2.513 * FNOt−2- 0.040 * LDAt−2 +
使用，使得投資資金增加，因而提高了國內投資率。而上述誤差修正模型的結果 並不顯著，因此我們認為短期之下投資對金融機構的發展較無反應，從資金的收 集到轉移給廠商使用進行投資，需要一段時間才會顯現。
第七節 結 論
本文試圖分析台灣股市及金融機構之發展對經濟成長是否有影響。在考慮各 個主要變數間之長期均衡成長關係及隨機趨勢因素後，本文證實股市及銀行之金 融發展確實可促進經濟成長。然而，股市及銀行之發展對於實質投資之影響則不 確定。
金融機構之發展對經濟成長主要係透過其所提供的各種服務(亦即金融深化) 來影響經濟成長。銀行主要服務包括存放款業務、財務諮詢、風險管理、促進各 種交易及公司內部控管等服務。然而在本文研究中，金融機構信用及金融機構家 數對於經濟成長並無顯著的貢獻。換言之，銀行等金融機構之貢獻僅為提供各種 交易服務。至於貸款或信用供給功能似乎缺乏效率，此又可由其對投資成長率貢 獻不顯著得知。
由以上分析可知，僅管國內金融分支機構不斷擴增，尤其在民國 79 年一舉 開放十五家銀行新設，然而由於金融機構放款缺乏效率，因此金融機構之發展對 於投資之貢獻很小。尤其是在新銀行開放設立之前，銀行貸款對象多為資本密集 之大企業，其生產效率較低，而國內銀行又多為缺乏競爭之公營銀行。不過近年 來由於民營銀行家數開放過快，銀行業恐有過度投資之無效率現象。是否應鼓勵 銀行合併經營，似乎是值得考慮之方向。
儘管近幾年來股市發展透過流動性提高、企業經營資訊之揭露、對企業之監 控、提供降低企業流動性及生產力風險等功能，對於經濟成長及企業投資頗有貢
獻。然而，由於金融市場自由化結果，目前股市仍存在諸多問題，急需進行體制 改革。例如：關係企業交叉持股及股權交易等之規範及資訊揭露；股票質押借款 問題；公司內部控管及監察人制度不彰。而銀行與對關係企業授信限制的問題亦 牽涉金融控股公司或集團企業架構規範的問題。換言之，金融紀律應隨金融自由 化同步推展方能達到金融發展促進經濟成長之目的。
(註釋一)
另外我們曾以圖形輔助說明單根檢定的結果，各變數差分值的圖形皆在平均 值周圍呈現不規則的波動，經常有回到平均值的傾向，因此我們可以判定各變數 的水準值應為 I(1)序列，依此可以輔助說明單根檢定的結果。
(註釋二)
本節所說明的 LM 第一階與第四階自我相關檢定法係參照 Godfrey(1998)第 五章的計算方法，其計算方式為：
)) ln( ( 2) ( 1
)
( 2
1
0
1 Σ
− Σ
−
−
−
−
= i
d r d T i LM
檢定值趨近卡方分配，且自由度為d02。其中 T 為可用的觀察值，r 為 rank 數目，
d0為變數個數。因此本節使用六個內生變數，LM(1)與 LM(4)卡方值的自由度均 為 36。