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〔摘要〕 中国金融中介发展有三方面特征:个人储蓄动员;贷款扩张;国内贷款取代国家预算,成为投资资金外部来源中最重要的一部分。大多研究表明金融中介的发展有助于促进经济增长,但这些文献存在一定的问题。本文从储蓄动员和投资生产率双重视角,实证考察金融中介发展对经济增长的影响机制。理论上中国金融中介发展通过储蓄动员和提高投资生产率两个途径驱动了经济的持续增长,实证检验进一步证实了上述论断的确定性。但中国金融中介处于发展不足的状态而非过度发展状态,并且金融改革始终滞后于经济改革。要提高对金融危机的免疫力,实现工业化,完成由“猴”到人的质变,中国需要进一步深化金融改革,促使金融中介有更大的发展,促进储蓄向投资转化,提高生产率。
〔关键词〕 金融中介;中国经济;储蓄动员;投资生产率
〔中图分类号〕F832.39 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1000-4769(2010)04-0038-06
一、相关研究述评
金融中介与经济增长的关系一直是备受关注的热点。当前关于金融发展与经济增长关系的文献主要有三种观点:以McKinnon(1973)为代表的“金融引领增长”理论认为,政府通过利率管制、信贷配给、特权待遇等金融抑制手段限制金融中介发展,〔1〕从而阻碍经济增长。内生增长理论强调金融中介通过动员储蓄、收集和分析投资项目的信息、改善配置效率、监督公司治理结构以及分散投资风险等金融服务,促进资本积累和技术创新,〔2〕进而影响经济长期增长;以Robinson(1952)为代表的“增长引领金融”理论认为,金融中介的作用被过分夸大,金融中介发展是实体经济增长的结果而非原因,当经济发展引起市场扩宽和产品增多时,必然要求金融中介的发展,以更有效地分散风险和控制交易成本;〔3〕“反馈作用”理论则认为,金融中介发展和经济活动之间存在双向因果关系,即金融体系发展良好有助于技术创新,推动经济扩张,相反,经济扩张又将创造金融安排和服务的高需求,〔4〕因此,金融发展和经济增长是正向相互依赖关系。
为考察金融中介對经济增长的影响,从数据和方法论角度看,研究者沿着两个脉络进行实证研究:从跨国数据看,King和Levine(1993)利用1960-1989年间77个国家的样本,采用增长回归方程研究发现,一国金融中介发展水平与其人均实际GDP增长之间存在正相关关系;〔5〕之后Levine(1999) 为改进早期研究的不足,采用法律制度变量作为金融中介指标的工具变量以控制内生性问题产生的估计偏差,研究发现,金融中介发展与人均收入增长、生产率提高、资本积累都具有正相关关系。〔6〕随后,Beck,Levine和Loayza(2000)在动态面板框架下采用新发展起来的广义矩估计技术研究发现,金融中介发展对经济增长具有很强的因果影响。〔7〕另一个研究方向是,Demetriades和Hussein(1996)等运用时间序列方法,研究发现金融中介发展和经济增长的因果关系在不同国家有所差异,但没有很强的证据表明各国都存在从金融中介发展到经济增长的单向因果关系。〔8〕这些研究表明,为深入理解金融中介发展和经济增长的因果关系,采用多种金融中介发展度量指标,对一国情况进行考察非常必要。
改革开放以来,中国经济增长和金融业得到迅速发展,1978-2007年中国实际GDP年均增长率达9.8%;同时金融机构各项贷款占GDP比重从1978年的50.8%上升到2007年的104.9%。为此,黄达(1984)从货币的交易媒介性质和贷款创造存款的信用扩张过程这一视角在国内较早指出,让银行参与企业全额流动资金和固定资产投资贷款,对于加速经济增长是必要的和可行的。〔9〕林毅夫、孙希芳(2008)运用中国28个省区在1985-2002年间的面板数据,考察银行业结构对经济增长的影响,结果显示,中国现阶段中小金融机构市场份额的上升对经济增长具有显著的正向影响。〔10〕但Boyreau-Debray(2003)等采用贷款与GDP之比衡量金融中介发展,发现没有证据表明金融中介发展与中国经济之间存在明显正相关关系。〔11〕
综合以上文献,大多研究表明中国金融中介的发展有助于促进经济增长,但这些文献存在三个问题:第一,关于金融中介发展对中国经济增长的影响机制,大多文献主要在理论层面进行讨论,很少实证考察金融中介发展对经济增长的影响。第二,在金融中介发展度量问题中,大多沿用国外流行的指标(M2/GDP,credit/ GDP),很少有联系中国实际背景的指标。〔12〕第三,从计量方法角度看,采用结构方程所得的实证结果可能会遇到内生性偏差,而基于传统时间序列模型的实证结果又会遇到预检验偏差。
本文从储蓄动员和投资生产率双重视角,实证考察金融中介发展对中国经济增长的影响机制,研究方法在于:(1)结合定性,以定量分析为主;(2)采用TY因果检验;(3)联系中国实际背景,采用多个度量指标测度金融中介发展,以确保实证结果的稳健性。
二、中国金融中介发展的典型特征
伴随30多年的经济高速增长,中国金融中介发生了巨大变化。在计划经济下只有中国人民银行扮演着中央银行的角色,同时又扮演着商业银行的角色,既要行使发行货币职能,又要对企业和居民个人办理存贷款业务。随着改革开放的推进和国民收入分配体系的变化,这一格局已发生了巨大变化。导致这一变化的根源是国民收入分配的变革,一方面降低了政府财政收入占GDP的比重,①限制了政府通过财政预算拨款直接支持投资的能力,另一方面则提高了居民的储蓄能力。可以认为,随着改革开放以来金融制度和功能的逐步完善,银行开始肩负起配置资源的重任。为此可以抽象出中国金融中介发展的几个典型特征。
1.设计了一套动员社会金融资源的特殊机制,通过国家隐性担保银行的全民储蓄动员,最大限度地集中全社会的金融资源。〔13〕
2.自上而下地建立了以国有银行为导向的货币金融体系,通过信用扩张刺激经济发展。正如Brandt和Zhu(2001)指出 , 中国经济高增长的主要动力是投资的高速增长,而投资资金来源主要是贷款。〔14〕1978年金融机构各项贷款余额1850亿元,占当年GDP的50.75%;2008年金融机构各项贷款余额32.01万亿元,占当年GDP的106.46%。
3.企业资金来源由财政拨款转向信贷。国内贷款成为全社会固定资产投资的重要来源。1981年,国家预算资金作为最重要的外部来源,占到固定资产投资资金的28.1%,而国内贷款所占份额只有12.7%;2003年国内贷款比率达到自2000年以来高峰,成为重要的投资资金来源。
综上所述,中国金融中介发展有三方面特征:①个人储蓄动员;②贷款扩张;③国内贷款取代国家预算,成为投资资金外部来源中最重要的一部分。
尽管以银行主导的金融体系在国有企业和非国有企业之间的贷款配置并非完全基于经济效率的考虑,〔15〕但相对于国家拨款形式来说,贷款是更有效的资金分配方式:贷款需要还本付息,这有助于强化企业的预算约束,推动企业更有效地运用资金,从而推动经济增长。同时,对居民储蓄的动员是金融中介发展对中国经济增长影响的另一途径。McKinnon(1973)认为,实际利率的提高能刺激居民储蓄,从而有利于增加投资可能性,进而导致更高的经济增长率。〔16〕这一论断在中国可能是适用的:由于中小企业从银行融资难,其投资主要依赖自有资金积累,但同时中国存在非正式金融渠道,这有利于居民储蓄有效转化为中小企业投资。因此通过储蓄动员,有助于民营企业获得更多的金融资源,对经济增长产生积极影响。
三、理论分析框架
金融中介是商品交换与市场经济发展到一定阶段的产物。伴随着货币、商业票据以及股票债券的出现,必然出现经营这些金融工具的中介组织和金融市场。而随着市场经济的深入发展,金融中介已由最初的辅助地位逐渐发展成为资源配置的重要部门,通过自身信用创造、资源配置等影响经济发展的速度和质量。
金融中介的特点在于融通资金,通过利息率将当前消费转化为未来消费、实物储蓄转化为货币储蓄最后转化为投资,这意味着金融中介有条件吸收社会上的闲散资金并转化为储蓄,最终为生产提供资金来源。一方面反映出金融中介具备以最低的交易和信息成本实现储蓄动员的功能,同时也可以提高资本的投资收益率。
本文依据内生增长理论,构造封闭经济下的“AK”模型,①从理论上进一步阐释中国金融中介发展对经济长期增长的潜在影响,以生产函数(1)描述经济系统:
Yt=AtKt(1)
其中,Yt和Kt分别是t时期的产出和资本存量,At刻画了单位资本投入的产出(即投资生产率),其与经济体资本配置效率、技术状况、人力资本等因素相关。
St为总收入中用于储蓄或投资的比例系数,δ为资本折旧率,假定为常数,资本积累方程由(2)给出:
ΔKt=StYt-δKt(2)
对(2)两边同时除以Kt,结合方程(1),则资本积累方程(2)可以重新写为(3)
ΔKtKt=StAt-δ(3)
再对方程(1)两边取对数,并对时间t求导,联合方程(3),得出方程(4)
yt=at+StAt-δ(4)
这里,yt表示实际产出增长率,at为At的增长率。
为使模型更能反映中国经济“干中学”的实际,假设企业生产力随经济发展而增长,即企业的生产能力具有一定的学习效应,本文使用关系式(5)表示
at=a0+αyt-1(5)
a0为初始技术水平,学习效应系数α∈(0,1),这意味着学习效应为正,却是收敛的。将方程(5)代入方程(4),得
yt=ao+αyt-1+StAt-δ(6)
差分方程(6)的稳态解为:
y=ao1-α+StAt1-α-δ1-α(7)
方程(7)表明,本文讨论框架内,长期稳定的中国经济增长率取决于学习效应系数、储蓄率、资本边际生产率以及折旧率。就本文研究目的而言,方程(7)显示,金融中介发展通过两个渠道影响经济增长;一是有助于动员储蓄,从而推动经济增长;二是能提高投资生产率。其作用机制的解释如下:第一,金融中介的发展有助于推动储蓄动员,从而驱动经济增长。如果不能找到大量投资者,集中大量资金,众多生产过程将被限制在经济学意义上的低效率或无效率规模上。在动员储蓄的过程中,金融中介必然要创造可以进行小额投资的金融工具,这些金融工具为家庭持有分散化的资产组合向有规模效应的企业投资提供了机会,增加了资产的流动性。个人和家庭资产显然不足以建立大型现代企业,但通过储蓄的形式,金融机构可以吸收与集中分散在各个家庭的金融资产,形成充足的资金,资助大型企业的建立和发展。通过使风险分散化、增强流动性和使企业达到合理的规模,改善资源配置效率,促进经济增长,〔17〕并通过有效动员社会资源促进投资。而物质资本增加本身可以推动企业采用更加先进的技术,从而提高方程中的a,驱动经济增长;金融中介的发展还有利于降低交易成本,促进交换,从而促进专业化分工,推动技术创新,提高方程中的a,最终推动经济增长。第二,金融发展能够提高资本的投资边际生产率,进而促进经济增长。Pagano(1993)认为,金融中介能够把资源配置到资本边际生产率最高的项目中,主要是通过两个渠道:①收集信息平复可供选择的投资项目。②通过提供风险分担功能,诱导个体投资于风险较高但产出也更高的技术。〔18〕这样,金融中介发展可以提高资本的投资边际生产率A,进而促进经济的增长。
四、实证检验
本文实证检验:第一,金融中介发展是否引导了中国投资的增加?第二,金融中介发展是否有助于投资生产率的提高?此外也关注逆因果关系是否成立。借鉴Suleiman(2008)的处理方法,〔19〕在模型控制投资变量前提下,如果发现金融中介发展(FD)是引导实际GDP的Granger原因,则表明FD通过改变投资生产率影响经济增长。这样FD的生产率效应便从总效应中剥离出来,从而可以单独地被考察;当模型中包含了GDP变量,如果FD是引导投资的Granger原因,则意味着FD通过增加储蓄和投资影响经济增长。
①国外的实证研究中,一般采用对私人部门的贷款与GDP比率反映金融发展程度。中国官方公布的统计资料中没有这方面的数据。
②限于篇幅,Zivot-Andrews单位根检验的具体步骤结果不在文章中列出。
(一)实证方法:
采用Toda和Yamamoto(1995)提出的TY因果检验〔20〕实证考察各变量之间的关系。
第一步是估计一个以VAR(p)为基础的添加了滞后阶数d(其值等于VAR系统变量的最大单整阶数)的VAR(p+d)模型,即:
yt=γ+A1yt-1+•••+Apyt-p+•••+Ap+dyt-p-d+εt(8)
其中,yt是3维向量,包括实际GDP、投资率(IV)、金融中介发展指标(FD)。γ是3维截距向量,εt是3维随机误差向量,假定服从白噪音过程,Ak为yt-k对应的参数矩阵。采用Schwarz(SIC)信息准则选择VAR最优滞后阶数。
第二步,若原假设H°:Ak中的第i行,第j列的元素akij=0,k=1,...,p被拒绝,则认为第j个变量是引导第i个变量的Granger原因;该检验采用经过修正的Wald统计量。
(二)变量选择和数据来源
结合中国实际情况,本文采用三个指标衡量金融中介发展程度:
(1)总贷款(TC):每年年末金融机构贷款余额与GDP的比率表示中国金融中介发展中的信贷扩张特征。①数据来源于北京大学中国经济研究中心数据库。
(2)居民储蓄(savings):每年城乡居民储蓄与GDP比率表示中国金融中介发展的储蓄动员特征。数据来源于历年《中国金融统计年鉴》。
(3)固定资产投资资金来源结构(loan/budget):其定义为,全社会固定资产投资中来源于国内贷款的资金与来源于国家预算内资金的比率。
同时采用实际GDP表示经济增长;采用全社会固定资产投资总额与GDP比率(IY)反映投资规模。数据来自历年《中国统计年鉴》。
根据数据可得性,除loan/budget(采用1981-2008年)以外,其他变量采用1978-2008年数据。为消除异方差的影响,对所有变量数据均取对数。
(三)实证结果
1.单位根检验
本文采用Zivot和Andrews發展起来的单位根检验方法,〔21〕其允许检验方程中截距项、斜率项或者以上两项同时出现结构突变点,可以用于检验变量序列究竟存在单位根,还是服从趋势平稳过程。检验结果表明,所有变量序列水平值都服从I(1)过程。②
2.TY因果检验结果
在确定各变量单整阶数之后,本文通过TY因果考察金融中介发展与经济增长之间的内在联系。基于SIC信息准则确定VAR模型的滞后阶数,并兼顾保证VAR系统变量残差序列的白噪音性质。结果显示:不管采用何种指标反映金融中介发展程度,VAR系统恰当的滞后阶数都为2。
根据单位根检验,VAR系统变量的最大单整阶数为1,因此TY因果检验的第一步是估计VAR(3),然后采用标准Wald检验对估计系数进行联合检验。表1给出TY因果检验结果显示,不管采用哪个金融中介发展的测度指标,至少在5%显著性水平下,FD是引导GDP的granger原因,这意味着金融中介发展有助于预测投资生产率变化;类似地,至少在10%显著性水平下,FD是引导投资率的granger原因,这表明,金融中介发展有助于预测投资率的变化。
表1TY因果检验结果
原假设MWALD统计值阶数自由度P值结论
panalA:金融中介發展指标选用总贷款(TC)
TC不是GDP(投资生产率)的granger原因9.638320.0081拒绝原假设
TC不是投资率的granger原因6.719320.035拒绝原假设
GDP不是TC的granger原因5.119320.077拒绝原假设
panalB:金融中介发展指标选用居民储蓄(savings)
savings不是GDP(投资生产率)的granger原因13.973320.0009拒绝原假设
savings不是投资率的granger原因4.979320.0841拒绝原假设
GDP不是savings的granger原因11.476320.0032拒绝原假设
panalC:金融中介发展指标选用固定资产投资资金来源结构(loan/budget)
loan/budget不是GDP(投资生产率)的granger原因7.006320.036拒绝原假设
loan/budget不是投资率的granger原因5.127320.078拒绝原假设
GDP不是loan/budget的granger原因2.335320.3111不能拒绝原假设
另一方面,检验结果表明,对于除loan/budget外的其他金融中介发展指标而言,至少在10%显著性水平下,GDP是引导FD的granger原因,这表明在中国金融中介发展和经济增长存在双向的因果关系。
3.脉冲响应分析
以上因果关系分析的不足在于没有提供关于因果效应更为具体的信息。为此,本文采用累积脉冲响应函数,以考察金融中介发展对经济增长和投资的长期因果效应的具体性质。
图1追踪了给定FD(限于篇幅,只给出TC和savings作为FD度量指标的脉冲响应)即期一个单位标准差冲击之后,GDP和投资率在10年内的累积响应。图1显示,金融中介发展对经济增长和投资率的长期影响都是正向的,这个结果与理论预期和大多经验研究结果一致。这表明,金融中介发展有助于改善投资生产率或增加投资率,进而促进经济增长。
图1 累积脉冲响应函数
五、结论与政策建设
采用Toda和Yamamoto (1995)发展起来的TY因果检验,实证考察金融中介发展程度对中国经济长期增长所产生的影响,发现:第一,不管使用本文定义的哪种金融中介发展度量方法,金融中介发展通过储蓄动员和提高投资生产率两个路径,对中国经济长期增长均产生积极影响。第二,在中国金融中介发展和经济增长存在双向因果关系。由此,我们需要进一步采取措施积极推进金融改革,促进金融中介有更大的发展,从而驱动中国经济的持续增长。①进一步完善金融市场结构,建立多层次的金融中介服务体系,提高直接融资比重,重点发展证券市场和健全面向中小企业的金融中介服务体系,大力推进企业债券市场的发展,改善企业融资结构。②鼓励金融中介进行金融创新,丰富金融产品,避免金融产品同质化倾向,同时还应建立期权、货币互换,利率期货、货币期货及股指期货等衍生工具,完善衍生品市场,为投资者提供必要的规避或分散金融风险的工具。③进一步强化金融中介的法人治理结构,健全金融中介的内部风险控制机制,增强金融机构对金融风险的自我防范能力。尤其在经济全球化背景下,每一次局部的金融危机都可能通过传染演变为全球金融危机。为了更好地应对危机,金融中介必须强化风险控制机制,提高自身应对危机的免疫力。④进一步强化政府对金融中介的监管,加强监管机构之间的协调与配合,提高统一监管能力,在促进金融中介稳健发展的同时,防范金融泡沫化,当前尤其要防止房地产泡沫的泛滥,金融泡沫与房地产泡沫是一对孪生姐妹。〔22〕
始于2007年的次贷危机后来波及全球,使得全球经济陷入衰退,至今没有结束。这场源于美国衍生品监管松懈以及金融过度发展的全球金融危机,使很多人开始质疑中国的金融改革,担心金融改革同样会给中国经济带来类似次贷危机的负面效果。事实上,尽管中国经济实现了长达32年的高速增长,但中国金融至今处于发展不足的状态而非过度发展状态,并且中国的金融改革始终滞后于经济改革,比如金融产品同质化,资本市场极度不完善,企业融资渠道匮乏,居民投资渠道严重不足等。要提高对金融危机的免疫力,实现工业化,完成由“猴”到人的质变,中国需要进一步深化金融改革,促使金融中介有更大的发展,促进储蓄向投资转化,提高生产率。
〔参考文献〕
〔1〕McKinnon,R. I. Money and capital in economic development. Washington, DC: Brookings Institution,1973,177.
〔2〕Pagano, M. Financial markets and growth: An overview. European Economic Review 1993,37,613-622.
〔3〕Robinson, J. The rate of interest and other essays. London: Macmillan,1952,67.
〔4〕Levine, R. Financial development and economic growth: Views and agenda. Journal of Economic Literature,1997,35 (2),688-726.
〔5〕King, R. G., & Levine, R. Finance and growth: Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics, 1993,108 (3),717-738.
〔6〕Levine, R Law, finance and economic growth. Journal of Financial Intermediation, 1999, 8(1-2), 36-67.
〔7〕Beck, T., Levine, R., & Loayza, N. Finance and the sources of growth. Journal of Financial Economics, 2000, 58(1-2), 261-300.
〔8〕Demetriades, P.& Hussein, K. Does financial development cause economic growth? Time series evidence from sixteen countries.Journal of Development Economics, 1996, 51(2), 387-411.
〔9〕黄达.财政信贷综合平衡导论〔M〕.中国金融出版社,1984.205-230.
〔10〕〔12〕林毅夫,孙希芳.银行业结构与经济增长〔J〕.经济研究,2008,(9).
〔11〕Boyreau-Debray, G. Financial intermediation and growth: Chinese style. Policy Research Working Paper 2003,〔J〕.3027. World Bank, Washington, D.C.
〔13〕中国经济增长与宏观稳定课题组.金融发展与经济增长:从动员性扩张向市场配置的转变〔J〕.经济研究,2007,(4)
〔14〕Brandt , Loren and Xiaodong Zhu.Redistribution in a Decentralized Economy:Growth and Inflation in China under Reform,Journal of Political Economy 108,2000,422-439
〔15〕Cull, R., & Xu, L. C. Who gets credit? The behavior of bureaucrats and state banks in allocating credit to Chinese state-owned enterprises. Journal of Development Economics,2003,71(2), 533-559.
〔16〕McKinnon,R. I.Money and capital in economic development. Washington, DC: Brookings Institution,1973,14.
〔17〕金融体系的动员储蓄对经济增长作用〔EB〕.http://blog.sina.com.cn/s/blog_4ab32159010007up.html.
〔18〕张志文.金融发展与经济增长关系的国际经验研究〔M〕.中国金融出版社,2008.45.
〔19〕Suleiman Abu-Bader, Aamer S. Abu-Qarn. Financial development and economic growth: The Egyptian experience,Journal of Policy Modeling, 2008,30, 887-898.
〔20〕Toda, H.Y. & Yamamoto, T.Statistical inference in vector autoregressions with possibly integrated process.Journal of Econometrics66,1995,225-250.
〔21〕Zivot, E. and Andrews, D.Further evidence of the great crash, the oil-priceShock and the unit-root hypothesis. Journal of Business and Economic Statistics10,1992,251-270.
〔22〕米建國,李建伟.我国金融发展与经济增长的理论思考与实证分析〔J〕.管理科学,2002,(4).
(责任编辑:张 琦)
注:
①1952-1977年,财政收入占GDP比重最高在1960年达到39.3%;1978-2008年,财政收入占GDP比重最低为1995年,仅10.7%。
①由于本文分析的特定目的及中国劳动力成本在生产型企业中是一个相对固定的因素,故本模型中劳动力不予考虑。
〔关键词〕 金融中介;中国经济;储蓄动员;投资生产率
〔中图分类号〕F832.39 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1000-4769(2010)04-0038-06
一、相关研究述评
金融中介与经济增长的关系一直是备受关注的热点。当前关于金融发展与经济增长关系的文献主要有三种观点:以McKinnon(1973)为代表的“金融引领增长”理论认为,政府通过利率管制、信贷配给、特权待遇等金融抑制手段限制金融中介发展,〔1〕从而阻碍经济增长。内生增长理论强调金融中介通过动员储蓄、收集和分析投资项目的信息、改善配置效率、监督公司治理结构以及分散投资风险等金融服务,促进资本积累和技术创新,〔2〕进而影响经济长期增长;以Robinson(1952)为代表的“增长引领金融”理论认为,金融中介的作用被过分夸大,金融中介发展是实体经济增长的结果而非原因,当经济发展引起市场扩宽和产品增多时,必然要求金融中介的发展,以更有效地分散风险和控制交易成本;〔3〕“反馈作用”理论则认为,金融中介发展和经济活动之间存在双向因果关系,即金融体系发展良好有助于技术创新,推动经济扩张,相反,经济扩张又将创造金融安排和服务的高需求,〔4〕因此,金融发展和经济增长是正向相互依赖关系。
为考察金融中介對经济增长的影响,从数据和方法论角度看,研究者沿着两个脉络进行实证研究:从跨国数据看,King和Levine(1993)利用1960-1989年间77个国家的样本,采用增长回归方程研究发现,一国金融中介发展水平与其人均实际GDP增长之间存在正相关关系;〔5〕之后Levine(1999) 为改进早期研究的不足,采用法律制度变量作为金融中介指标的工具变量以控制内生性问题产生的估计偏差,研究发现,金融中介发展与人均收入增长、生产率提高、资本积累都具有正相关关系。〔6〕随后,Beck,Levine和Loayza(2000)在动态面板框架下采用新发展起来的广义矩估计技术研究发现,金融中介发展对经济增长具有很强的因果影响。〔7〕另一个研究方向是,Demetriades和Hussein(1996)等运用时间序列方法,研究发现金融中介发展和经济增长的因果关系在不同国家有所差异,但没有很强的证据表明各国都存在从金融中介发展到经济增长的单向因果关系。〔8〕这些研究表明,为深入理解金融中介发展和经济增长的因果关系,采用多种金融中介发展度量指标,对一国情况进行考察非常必要。
改革开放以来,中国经济增长和金融业得到迅速发展,1978-2007年中国实际GDP年均增长率达9.8%;同时金融机构各项贷款占GDP比重从1978年的50.8%上升到2007年的104.9%。为此,黄达(1984)从货币的交易媒介性质和贷款创造存款的信用扩张过程这一视角在国内较早指出,让银行参与企业全额流动资金和固定资产投资贷款,对于加速经济增长是必要的和可行的。〔9〕林毅夫、孙希芳(2008)运用中国28个省区在1985-2002年间的面板数据,考察银行业结构对经济增长的影响,结果显示,中国现阶段中小金融机构市场份额的上升对经济增长具有显著的正向影响。〔10〕但Boyreau-Debray(2003)等采用贷款与GDP之比衡量金融中介发展,发现没有证据表明金融中介发展与中国经济之间存在明显正相关关系。〔11〕
综合以上文献,大多研究表明中国金融中介的发展有助于促进经济增长,但这些文献存在三个问题:第一,关于金融中介发展对中国经济增长的影响机制,大多文献主要在理论层面进行讨论,很少实证考察金融中介发展对经济增长的影响。第二,在金融中介发展度量问题中,大多沿用国外流行的指标(M2/GDP,credit/ GDP),很少有联系中国实际背景的指标。〔12〕第三,从计量方法角度看,采用结构方程所得的实证结果可能会遇到内生性偏差,而基于传统时间序列模型的实证结果又会遇到预检验偏差。
本文从储蓄动员和投资生产率双重视角,实证考察金融中介发展对中国经济增长的影响机制,研究方法在于:(1)结合定性,以定量分析为主;(2)采用TY因果检验;(3)联系中国实际背景,采用多个度量指标测度金融中介发展,以确保实证结果的稳健性。
二、中国金融中介发展的典型特征
伴随30多年的经济高速增长,中国金融中介发生了巨大变化。在计划经济下只有中国人民银行扮演着中央银行的角色,同时又扮演着商业银行的角色,既要行使发行货币职能,又要对企业和居民个人办理存贷款业务。随着改革开放的推进和国民收入分配体系的变化,这一格局已发生了巨大变化。导致这一变化的根源是国民收入分配的变革,一方面降低了政府财政收入占GDP的比重,①限制了政府通过财政预算拨款直接支持投资的能力,另一方面则提高了居民的储蓄能力。可以认为,随着改革开放以来金融制度和功能的逐步完善,银行开始肩负起配置资源的重任。为此可以抽象出中国金融中介发展的几个典型特征。
1.设计了一套动员社会金融资源的特殊机制,通过国家隐性担保银行的全民储蓄动员,最大限度地集中全社会的金融资源。〔13〕
2.自上而下地建立了以国有银行为导向的货币金融体系,通过信用扩张刺激经济发展。正如Brandt和Zhu(2001)指出 , 中国经济高增长的主要动力是投资的高速增长,而投资资金来源主要是贷款。〔14〕1978年金融机构各项贷款余额1850亿元,占当年GDP的50.75%;2008年金融机构各项贷款余额32.01万亿元,占当年GDP的106.46%。
3.企业资金来源由财政拨款转向信贷。国内贷款成为全社会固定资产投资的重要来源。1981年,国家预算资金作为最重要的外部来源,占到固定资产投资资金的28.1%,而国内贷款所占份额只有12.7%;2003年国内贷款比率达到自2000年以来高峰,成为重要的投资资金来源。
综上所述,中国金融中介发展有三方面特征:①个人储蓄动员;②贷款扩张;③国内贷款取代国家预算,成为投资资金外部来源中最重要的一部分。
尽管以银行主导的金融体系在国有企业和非国有企业之间的贷款配置并非完全基于经济效率的考虑,〔15〕但相对于国家拨款形式来说,贷款是更有效的资金分配方式:贷款需要还本付息,这有助于强化企业的预算约束,推动企业更有效地运用资金,从而推动经济增长。同时,对居民储蓄的动员是金融中介发展对中国经济增长影响的另一途径。McKinnon(1973)认为,实际利率的提高能刺激居民储蓄,从而有利于增加投资可能性,进而导致更高的经济增长率。〔16〕这一论断在中国可能是适用的:由于中小企业从银行融资难,其投资主要依赖自有资金积累,但同时中国存在非正式金融渠道,这有利于居民储蓄有效转化为中小企业投资。因此通过储蓄动员,有助于民营企业获得更多的金融资源,对经济增长产生积极影响。
三、理论分析框架
金融中介是商品交换与市场经济发展到一定阶段的产物。伴随着货币、商业票据以及股票债券的出现,必然出现经营这些金融工具的中介组织和金融市场。而随着市场经济的深入发展,金融中介已由最初的辅助地位逐渐发展成为资源配置的重要部门,通过自身信用创造、资源配置等影响经济发展的速度和质量。
金融中介的特点在于融通资金,通过利息率将当前消费转化为未来消费、实物储蓄转化为货币储蓄最后转化为投资,这意味着金融中介有条件吸收社会上的闲散资金并转化为储蓄,最终为生产提供资金来源。一方面反映出金融中介具备以最低的交易和信息成本实现储蓄动员的功能,同时也可以提高资本的投资收益率。
本文依据内生增长理论,构造封闭经济下的“AK”模型,①从理论上进一步阐释中国金融中介发展对经济长期增长的潜在影响,以生产函数(1)描述经济系统:
Yt=AtKt(1)
其中,Yt和Kt分别是t时期的产出和资本存量,At刻画了单位资本投入的产出(即投资生产率),其与经济体资本配置效率、技术状况、人力资本等因素相关。
St为总收入中用于储蓄或投资的比例系数,δ为资本折旧率,假定为常数,资本积累方程由(2)给出:
ΔKt=StYt-δKt(2)
对(2)两边同时除以Kt,结合方程(1),则资本积累方程(2)可以重新写为(3)
ΔKtKt=StAt-δ(3)
再对方程(1)两边取对数,并对时间t求导,联合方程(3),得出方程(4)
yt=at+StAt-δ(4)
这里,yt表示实际产出增长率,at为At的增长率。
为使模型更能反映中国经济“干中学”的实际,假设企业生产力随经济发展而增长,即企业的生产能力具有一定的学习效应,本文使用关系式(5)表示
at=a0+αyt-1(5)
a0为初始技术水平,学习效应系数α∈(0,1),这意味着学习效应为正,却是收敛的。将方程(5)代入方程(4),得
yt=ao+αyt-1+StAt-δ(6)
差分方程(6)的稳态解为:
y=ao1-α+StAt1-α-δ1-α(7)
方程(7)表明,本文讨论框架内,长期稳定的中国经济增长率取决于学习效应系数、储蓄率、资本边际生产率以及折旧率。就本文研究目的而言,方程(7)显示,金融中介发展通过两个渠道影响经济增长;一是有助于动员储蓄,从而推动经济增长;二是能提高投资生产率。其作用机制的解释如下:第一,金融中介的发展有助于推动储蓄动员,从而驱动经济增长。如果不能找到大量投资者,集中大量资金,众多生产过程将被限制在经济学意义上的低效率或无效率规模上。在动员储蓄的过程中,金融中介必然要创造可以进行小额投资的金融工具,这些金融工具为家庭持有分散化的资产组合向有规模效应的企业投资提供了机会,增加了资产的流动性。个人和家庭资产显然不足以建立大型现代企业,但通过储蓄的形式,金融机构可以吸收与集中分散在各个家庭的金融资产,形成充足的资金,资助大型企业的建立和发展。通过使风险分散化、增强流动性和使企业达到合理的规模,改善资源配置效率,促进经济增长,〔17〕并通过有效动员社会资源促进投资。而物质资本增加本身可以推动企业采用更加先进的技术,从而提高方程中的a,驱动经济增长;金融中介的发展还有利于降低交易成本,促进交换,从而促进专业化分工,推动技术创新,提高方程中的a,最终推动经济增长。第二,金融发展能够提高资本的投资边际生产率,进而促进经济增长。Pagano(1993)认为,金融中介能够把资源配置到资本边际生产率最高的项目中,主要是通过两个渠道:①收集信息平复可供选择的投资项目。②通过提供风险分担功能,诱导个体投资于风险较高但产出也更高的技术。〔18〕这样,金融中介发展可以提高资本的投资边际生产率A,进而促进经济的增长。
四、实证检验
本文实证检验:第一,金融中介发展是否引导了中国投资的增加?第二,金融中介发展是否有助于投资生产率的提高?此外也关注逆因果关系是否成立。借鉴Suleiman(2008)的处理方法,〔19〕在模型控制投资变量前提下,如果发现金融中介发展(FD)是引导实际GDP的Granger原因,则表明FD通过改变投资生产率影响经济增长。这样FD的生产率效应便从总效应中剥离出来,从而可以单独地被考察;当模型中包含了GDP变量,如果FD是引导投资的Granger原因,则意味着FD通过增加储蓄和投资影响经济增长。
①国外的实证研究中,一般采用对私人部门的贷款与GDP比率反映金融发展程度。中国官方公布的统计资料中没有这方面的数据。
②限于篇幅,Zivot-Andrews单位根检验的具体步骤结果不在文章中列出。
(一)实证方法:
采用Toda和Yamamoto(1995)提出的TY因果检验〔20〕实证考察各变量之间的关系。
第一步是估计一个以VAR(p)为基础的添加了滞后阶数d(其值等于VAR系统变量的最大单整阶数)的VAR(p+d)模型,即:
yt=γ+A1yt-1+•••+Apyt-p+•••+Ap+dyt-p-d+εt(8)
其中,yt是3维向量,包括实际GDP、投资率(IV)、金融中介发展指标(FD)。γ是3维截距向量,εt是3维随机误差向量,假定服从白噪音过程,Ak为yt-k对应的参数矩阵。采用Schwarz(SIC)信息准则选择VAR最优滞后阶数。
第二步,若原假设H°:Ak中的第i行,第j列的元素akij=0,k=1,...,p被拒绝,则认为第j个变量是引导第i个变量的Granger原因;该检验采用经过修正的Wald统计量。
(二)变量选择和数据来源
结合中国实际情况,本文采用三个指标衡量金融中介发展程度:
(1)总贷款(TC):每年年末金融机构贷款余额与GDP的比率表示中国金融中介发展中的信贷扩张特征。①数据来源于北京大学中国经济研究中心数据库。
(2)居民储蓄(savings):每年城乡居民储蓄与GDP比率表示中国金融中介发展的储蓄动员特征。数据来源于历年《中国金融统计年鉴》。
(3)固定资产投资资金来源结构(loan/budget):其定义为,全社会固定资产投资中来源于国内贷款的资金与来源于国家预算内资金的比率。
同时采用实际GDP表示经济增长;采用全社会固定资产投资总额与GDP比率(IY)反映投资规模。数据来自历年《中国统计年鉴》。
根据数据可得性,除loan/budget(采用1981-2008年)以外,其他变量采用1978-2008年数据。为消除异方差的影响,对所有变量数据均取对数。
(三)实证结果
1.单位根检验
本文采用Zivot和Andrews發展起来的单位根检验方法,〔21〕其允许检验方程中截距项、斜率项或者以上两项同时出现结构突变点,可以用于检验变量序列究竟存在单位根,还是服从趋势平稳过程。检验结果表明,所有变量序列水平值都服从I(1)过程。②
2.TY因果检验结果
在确定各变量单整阶数之后,本文通过TY因果考察金融中介发展与经济增长之间的内在联系。基于SIC信息准则确定VAR模型的滞后阶数,并兼顾保证VAR系统变量残差序列的白噪音性质。结果显示:不管采用何种指标反映金融中介发展程度,VAR系统恰当的滞后阶数都为2。
根据单位根检验,VAR系统变量的最大单整阶数为1,因此TY因果检验的第一步是估计VAR(3),然后采用标准Wald检验对估计系数进行联合检验。表1给出TY因果检验结果显示,不管采用哪个金融中介发展的测度指标,至少在5%显著性水平下,FD是引导GDP的granger原因,这意味着金融中介发展有助于预测投资生产率变化;类似地,至少在10%显著性水平下,FD是引导投资率的granger原因,这表明,金融中介发展有助于预测投资率的变化。
表1TY因果检验结果
原假设MWALD统计值阶数自由度P值结论
panalA:金融中介發展指标选用总贷款(TC)
TC不是GDP(投资生产率)的granger原因9.638320.0081拒绝原假设
TC不是投资率的granger原因6.719320.035拒绝原假设
GDP不是TC的granger原因5.119320.077拒绝原假设
panalB:金融中介发展指标选用居民储蓄(savings)
savings不是GDP(投资生产率)的granger原因13.973320.0009拒绝原假设
savings不是投资率的granger原因4.979320.0841拒绝原假设
GDP不是savings的granger原因11.476320.0032拒绝原假设
panalC:金融中介发展指标选用固定资产投资资金来源结构(loan/budget)
loan/budget不是GDP(投资生产率)的granger原因7.006320.036拒绝原假设
loan/budget不是投资率的granger原因5.127320.078拒绝原假设
GDP不是loan/budget的granger原因2.335320.3111不能拒绝原假设
另一方面,检验结果表明,对于除loan/budget外的其他金融中介发展指标而言,至少在10%显著性水平下,GDP是引导FD的granger原因,这表明在中国金融中介发展和经济增长存在双向的因果关系。
3.脉冲响应分析
以上因果关系分析的不足在于没有提供关于因果效应更为具体的信息。为此,本文采用累积脉冲响应函数,以考察金融中介发展对经济增长和投资的长期因果效应的具体性质。
图1追踪了给定FD(限于篇幅,只给出TC和savings作为FD度量指标的脉冲响应)即期一个单位标准差冲击之后,GDP和投资率在10年内的累积响应。图1显示,金融中介发展对经济增长和投资率的长期影响都是正向的,这个结果与理论预期和大多经验研究结果一致。这表明,金融中介发展有助于改善投资生产率或增加投资率,进而促进经济增长。
图1 累积脉冲响应函数
五、结论与政策建设
采用Toda和Yamamoto (1995)发展起来的TY因果检验,实证考察金融中介发展程度对中国经济长期增长所产生的影响,发现:第一,不管使用本文定义的哪种金融中介发展度量方法,金融中介发展通过储蓄动员和提高投资生产率两个路径,对中国经济长期增长均产生积极影响。第二,在中国金融中介发展和经济增长存在双向因果关系。由此,我们需要进一步采取措施积极推进金融改革,促进金融中介有更大的发展,从而驱动中国经济的持续增长。①进一步完善金融市场结构,建立多层次的金融中介服务体系,提高直接融资比重,重点发展证券市场和健全面向中小企业的金融中介服务体系,大力推进企业债券市场的发展,改善企业融资结构。②鼓励金融中介进行金融创新,丰富金融产品,避免金融产品同质化倾向,同时还应建立期权、货币互换,利率期货、货币期货及股指期货等衍生工具,完善衍生品市场,为投资者提供必要的规避或分散金融风险的工具。③进一步强化金融中介的法人治理结构,健全金融中介的内部风险控制机制,增强金融机构对金融风险的自我防范能力。尤其在经济全球化背景下,每一次局部的金融危机都可能通过传染演变为全球金融危机。为了更好地应对危机,金融中介必须强化风险控制机制,提高自身应对危机的免疫力。④进一步强化政府对金融中介的监管,加强监管机构之间的协调与配合,提高统一监管能力,在促进金融中介稳健发展的同时,防范金融泡沫化,当前尤其要防止房地产泡沫的泛滥,金融泡沫与房地产泡沫是一对孪生姐妹。〔22〕
始于2007年的次贷危机后来波及全球,使得全球经济陷入衰退,至今没有结束。这场源于美国衍生品监管松懈以及金融过度发展的全球金融危机,使很多人开始质疑中国的金融改革,担心金融改革同样会给中国经济带来类似次贷危机的负面效果。事实上,尽管中国经济实现了长达32年的高速增长,但中国金融至今处于发展不足的状态而非过度发展状态,并且中国的金融改革始终滞后于经济改革,比如金融产品同质化,资本市场极度不完善,企业融资渠道匮乏,居民投资渠道严重不足等。要提高对金融危机的免疫力,实现工业化,完成由“猴”到人的质变,中国需要进一步深化金融改革,促使金融中介有更大的发展,促进储蓄向投资转化,提高生产率。
〔参考文献〕
〔1〕McKinnon,R. I. Money and capital in economic development. Washington, DC: Brookings Institution,1973,177.
〔2〕Pagano, M. Financial markets and growth: An overview. European Economic Review 1993,37,613-622.
〔3〕Robinson, J. The rate of interest and other essays. London: Macmillan,1952,67.
〔4〕Levine, R. Financial development and economic growth: Views and agenda. Journal of Economic Literature,1997,35 (2),688-726.
〔5〕King, R. G., & Levine, R. Finance and growth: Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics, 1993,108 (3),717-738.
〔6〕Levine, R Law, finance and economic growth. Journal of Financial Intermediation, 1999, 8(1-2), 36-67.
〔7〕Beck, T., Levine, R., & Loayza, N. Finance and the sources of growth. Journal of Financial Economics, 2000, 58(1-2), 261-300.
〔8〕Demetriades, P.& Hussein, K. Does financial development cause economic growth? Time series evidence from sixteen countries.Journal of Development Economics, 1996, 51(2), 387-411.
〔9〕黄达.财政信贷综合平衡导论〔M〕.中国金融出版社,1984.205-230.
〔10〕〔12〕林毅夫,孙希芳.银行业结构与经济增长〔J〕.经济研究,2008,(9).
〔11〕Boyreau-Debray, G. Financial intermediation and growth: Chinese style. Policy Research Working Paper 2003,〔J〕.3027. World Bank, Washington, D.C.
〔13〕中国经济增长与宏观稳定课题组.金融发展与经济增长:从动员性扩张向市场配置的转变〔J〕.经济研究,2007,(4)
〔14〕Brandt , Loren and Xiaodong Zhu.Redistribution in a Decentralized Economy:Growth and Inflation in China under Reform,Journal of Political Economy 108,2000,422-439
〔15〕Cull, R., & Xu, L. C. Who gets credit? The behavior of bureaucrats and state banks in allocating credit to Chinese state-owned enterprises. Journal of Development Economics,2003,71(2), 533-559.
〔16〕McKinnon,R. I.Money and capital in economic development. Washington, DC: Brookings Institution,1973,14.
〔17〕金融体系的动员储蓄对经济增长作用〔EB〕.http://blog.sina.com.cn/s/blog_4ab32159010007up.html.
〔18〕张志文.金融发展与经济增长关系的国际经验研究〔M〕.中国金融出版社,2008.45.
〔19〕Suleiman Abu-Bader, Aamer S. Abu-Qarn. Financial development and economic growth: The Egyptian experience,Journal of Policy Modeling, 2008,30, 887-898.
〔20〕Toda, H.Y. & Yamamoto, T.Statistical inference in vector autoregressions with possibly integrated process.Journal of Econometrics66,1995,225-250.
〔21〕Zivot, E. and Andrews, D.Further evidence of the great crash, the oil-priceShock and the unit-root hypothesis. Journal of Business and Economic Statistics10,1992,251-270.
〔22〕米建國,李建伟.我国金融发展与经济增长的理论思考与实证分析〔J〕.管理科学,2002,(4).
(责任编辑:张 琦)
注:
①1952-1977年,财政收入占GDP比重最高在1960年达到39.3%;1978-2008年,财政收入占GDP比重最低为1995年,仅10.7%。
①由于本文分析的特定目的及中国劳动力成本在生产型企业中是一个相对固定的因素,故本模型中劳动力不予考虑。