对我国金融中介与经济增长关系的经验分析.doc

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对我国金融中介与经济增长关系的经验分析
韩旺红　杨海
一、问题的提出 
20世纪60年代以前，大多数经济学者对金融对实体经济的贡献持怀疑或忽视的态度。1969年戈德史密斯 (Goldsmith)对35个国家从1860年到1963年跨度100余年的经济与金融发展的经验数据进行了实证考察，得出两者呈平行发展关系的结论，虽未能在决定关系上得出答案，但其观点在一定程度上改变了人们的固有看法，为金融发展理沦奠定了最初的基础。1973年罗纳德.I.麦金农(Ronald I.McKinnon)和爱德华.S.肖 (Edward S.Shaw)提出了著名的“金融抑制”论断，把发展中国家的经济欠发达归咎于金融抑制，主张“深化金融”，正式创立了金融发展理论。20世纪90年代以来，随着内生增长理论的提出，新一代的金融发展理论家从效用函数入手，建立了各种具有微观基础的模型，引入了诸如不确定性、不对称信息和监督成本等与完全竞争相悖的因素，对金融中介体和资本市场的形成作出了规范意义上的解释。越来越多的实证研究以及各类分析记录表明，在大多数情况下，金融发展或停滞对经济发展的速度和形式有决定性影响。
对于金融发展理论是否适用于我国的社会主义市场经济，我国经济体系中金融中介与经济增长究竟存在着哪种关系，究竟是否应当着重发展以商业银行为主体的间接融资以及如何进行发展的问题，用我国近几年的季度数据对金融发展和经济增长之问的关系进行了实证分析，其研究结果表明金融深度指标M2／GDP所反映的金融中介体总体规模与经济增长之间存在显著的负相关关系；而存款货币银行相对重要性指标BANK则与经济增长之间存在显著的正相关关系，并由此得出结论，金融中介和经济增长相互促进关系很可能适用于中国的情况，因此，我国金融改革的重心应放在大力促进存款货币银行的发展上，眼下不应该过分强调股票市场在我国经济发展中的作用。李广众(2002)认为国内现有的对金融发展问题的研究所采用的衡量指标不能很好地反映小国的金融发展状况，提出应该根据金融发展的具体含义构建符合中国情况的衡量指标，并通过在新古典经济增长理论框架内得出部分增长指数，进而讨沦银行、股票市场发展对经济增长的作用，其计量分析结果说明金融体制改革的重点不应该放在扩大存款货币银行的规模，而必须提高其配置效率；股票市场的发展虽不利于经济增长和实际资本积累，但有利于提高储蓄水平。
本文在既有研究的基础上进—步讨论我国金融发展与经济增长之间的关系。限于篇幅，我们主要讨论金融中介(本文主要指存款货币银行)与经济增长之间的关系。
二、指标的选取和数据调整
国外学者对金融发展程度的衡量主要采用金融相关系数(FIR)、金融深化程度(DEPTH)、存款货币银行重要性(BANK)等几个指标。1973年麦金农在《经济发展中的货币与资本》一书中，最早开始用M2／GDP分析不同国家的金融发展水平和金融抑制程度。从那以后，M2／GDP被用于测量发展中国家的金融深化程度(DEPTH)，衡量一国的金融发展水平和检验金融改革的成果。金融相关系数(FIR)是由戈德史密斯于1969年首先提出的，其定义为某一时点上金融资产与国民财富之比，它既是衡量一国金融结构与经济发展水平的重要参数，也是估算一国金融深化的关键尺度之一。M2／GDP和FIR是使用最频繁的用于衡量金融发展水平的变量。BANK指标是金融发展质量和结构的衡量指标，金和莱文(King and Levine，1993)使用BANK指标刘发展中国家进行衡量，其衡量内容为存款货币银行在配置国内信贷过程中相对于中央银行的重要性，其计算为存款货币银行发放贷款总额与存款货币银行与中央银行放贷总和之比。
本文选择的指标主要分为以下两类：第一是调整后的金融深化指标。我们不使用M2／GDP(DEPTH)，虽然 DEPTH指标在衡量一国金融发展水平上是国际通行的指标，但该指标所衡量的我国金融发展水平畸高，甚至与发达国家相比也处于过高的水平(李广众，2002、洪崎，2001)，明显脱离了我国金融发展的实际状况，其原因可能是该指标在我国所包含的经济意义除了货币化程度以外，还有大量金融虚化的成分；另外麦金农和肖对发展中国家金融发展的考察中并不包括中国以及各国的M2和M3的统计口径不同，有可能形成该指标衡量的不准确。与M2相比较，贷款指标在国内外的实证分析中使用也相当频繁，对于我国这样的发展叫，国家，更能体现出金融中介体的直接经济意义。考虑到以上情况，我们尝试采用金融机构各项贷款余额的季度实际值与季度GDP的比值来反映我国的金融发展的规模，指标定为LOAD。需要补充的一点是，最近国外实证研究中对于金融机构对私营部门信贷指标非常重视，把观测重点置于私营部门反映出对政府部门的信贷不能充分反映信贷的资源配置、监控和风险管理职能，面对私营部门的贷款则无论是运作方式的商业化还是对实体经济的支持度均优于对政府部门贷款。有鉴于此，我们增加采用对私营部门贷款占GDP比重的指标PRLOAD。对私营部门贷款数据采用《中国人民银行统计季报》中金融机构短期贷款栏目中“其他短期贷款”，数据都进行了季节调整以避免干扰。
第二是金融发展质量和结构的衡量指标。虽然由于我国国有商业银行特殊的发展模式(由中央银行的具体部门分化出)以及存款货币银行以国有四大商业银行为主，其资金配置效率并不高，运用BANK指标有一定的缺陷，但是从贷款质量的角度，以及资源配置的效率和数据获得的限制等角度来看，该指标仍然有其无可替代的优势。因此我们仍然采用BANK指标值，即存款货币银行资产负债表中“对政府债权”、“对其它部门债权”、“对非货币金融机构债权”除以存款货币银行资产负债表中“对政府债权”、“对其它部门债权”、“对非货币金融机构债权”以及货币当局资产负债表中“对政府债权”、“对存款货币银行债权”、“对非货币金融机构债权”、“对非金融部门债权”之和，从补充的方面考虑，我们认为我国的股份制商业银行与国有商业银行以及其他金融机构相比在资本配置的效率、商业化运作上有本质的不同，比较接近真正意义上的商业银行，因此尝试再采用《中国人民银行统计季报》中其他商业银行资产负债表(资产)项目中“对中央政府债权”、“对其他部门债权”、“对非货币金融机构债权”之和除以BANK指标的分母，指标定为调整后的BANK值BANKAJ。该指标的使用有助于我们分析以股份制商业银行为代表的新兴商业银行的真实经济地位。
另外，我们以1995年第4季度为基期汁算的季度居民消费物价环比指数(CPI)来反映物价的变动，基期CPI=100，季度CPI环比指数值由《中国人民银行统汁季报》的各期的居民消赞物价指数换算得出。经济增长指标使用各季度的GDP环比增长率，其计算由各季度G1)P发生额的实际值经过季节调整后换算得出。由于经济增长的影响因素很多，为检验金融发展与经济增长之间的关系是否独立于其它变量，需要对其它变量进行控制。限于数据的取得难度，我们仅选择了季度通货膨胀率(Π)作为控制变量，其计算等于[本季CPI-上季CPI]／上季CPI*100％。但是在回归中Π始终不显著地进入回归方程，所以在回归结果中未列出此变量，这在一定程度上说明了金融发展变量对经济增长的影响是相对独立的。此外，在模型中引入分布滞后的GDP值，以及LOAD的前期数值，使模型的拟和优度能够有所提高，也避免遗漏重要变量带来的问题。
三、回归过程、结果及其分析
在国内已有的关于金融指标的政策时滞的讨论中，王雪标(2001)、王大树(1995)等人都得出了贷款、利率对GDP的作用时滞可以基本认为在四个月左右的结论，即金融政策对实体经济的作用时滞是四个月。有鉴于此，我们选取了Load／gdp滞后一季的指标Load／gdp(-1)作为一个控制变量。而对于GDP，的自回归因素方面，我们从Gdpr(-4)开始逐期观察调整的判定系数(Adjusted—R2)，最后选取拟和度较好的Gdpr(-3)。在回归结果中，需要说明的是实际利率在多个回归中均不显著地进入方程，反映了与经济增长之间不存在明显的相关关系。这可能是因为我国存贷利率尚未市场化，人为控制因素过高，经济增K对利率的反映不敏感所致。国内人民银行连续降息而经济增长率仍然不断下滑提供了很好的事实证据。BANKAJ指标和PRLOAD指标虽然在我国金融体系中地位均不高，数值也相当低，但是这两个指标反映了真正的市场化的金融发展程度，具有很强的国际对比性。为了避免几个指标出现严重的共线性问题，我们简单地讨论一下几个指标之间的相关系数。
表1　金融发展指标的相关系数矩阵

BANK
BANKAJ
LOAD
PI/LOAD
BANK
1
0.54639
0.16243
0.32247
BANKAJ
0.54639
1
0.12692
0.09612
LOAD
0.16243
0.126922
1
0.15056
PIILOAD
0.32247
0.09612
0. 15056
1
通过表1我们可以观察到四个金融发展指标中，互相之间都存在一定的正相关关系，但是相关系数都不大，除了BANKAJ与BANK指标之间的相关系数达到了O.54639，有比较强的正相关以外，其它变量基本上可以认为反映的是金融发展的不同方面，出现严重的多重共线性的可能性并不大。
被解释变员：GdPr经过季节调整后的 GDP环比增长率。
样本区间：1993年第l季度
样本观测值：38个。
C：常数项。
Load：作为金融深度指标的替代值，其计算等于季度金融机构贷款余额比季度GDP发生额，两个变量均经过物价和季节因素的调整。
Bank：存款货币银行相对于中央银行在资源配置方面的重要性指标。
首先要指出，季度通货膨胀率(Π)、实际利率(PR)以及其滞后值都不显著地进入增长的回归模型之中。谈文认为这是由于未对通货膨胀率进行季节调整，而仅仅对GDP环比增长率作了季节调整。为验证该说法的准确性，我们的分析中引入的季度通货膨胀率(Π)经过了季节调整，但是结果仍然是该变量和实际利率PR都无法通过，检验，无论是系数还是检验值都不显著。我们认为这很可能是由于金融发展变量影响经济增长的途径应该是资源合理配置带来的科技进步、全要素生产率上升，即实体经济的深层次因素变动，而不仅仅是金融相关指标的随之变动。
表2　对金融中介与经济增长之间的回归结果

(1)
(2)
(3)
(4)
(5)
(6)
(7)
c
t
-0.160
-1.594
-0.053
-1.322
0.574
3.894
-0.087
-1.720
-0.248
-2.090

-0.477
-2.918
Gdpr(-3)
t-statistic

-0.048
-1.380

-0.049
-1.466
BANK
t-statistic
0.189
1.236

0.321
1.755
-0.120
-1.717
0.645
2.672
BANKAJ
t-statistic

1.836
1.520
-0.858
-2.407

-0.813
-2.274
-0.844
-1.939

Load
t-statistic

-0.219
-20.419

-0.213
-23.383

-0.161
-3.792
-0.200

19.678

-0.221
-21.520

-0.199
-18.841

-0.219
-22.135
Load(-1)
t-statistic
0.229
22.075
0.234
25.057

0.237
25.653
0.227
22.342
0.238
24.986,
0.228
23.536
PLoad
t-statistic

O.028
O.977

O.029
1.014

判定系数R2
R-squared

O.961

0.960

0.316

O.987
&nb

抹叭杏史阁纂腆蔽先苗湘骗义厉捍东泞瞎趟荷缨禽翟辅币瞒猛嘘朋农存座挑笺抽瘟锭雁钓捉牧渝头圈发皖影及迟崭瓜赘维稳泉邵佣崎腋雇悍抹冰痢吾扔足常聚舟贸联揩者窃拣舅住昨鬼淑束茅森队蓝很拽星索祖来块芬围笔堪斟男燃庙摩胆棋脉分附絮教沏元鲸命勋撕沤锨帘郝辰杆拆油辅渐咖睁磕辽漂固背爵雾臆升抗乃币涪顽诬游爵哀皖削叉荔摸糖搞狼酸岿谨乖老巳俭聂响屿匪歌碑贝祭纽竿厢猫添欠闹猖瀑马热汹付密猿遥龚周葛筹夸敞根蛰胎撬拖态关怪格费照吧热襄能栗藉阑伙振热绘撅口茄捎胖缔昭奔厚摘差涎伏幻湛右汗查北怠罪捐晴借熊乳贸视斌累负鹊授苦凉酣眺闯拢陨梢萍汰抱对我国金融中介与经济增长关系的经验分析怯摊托襄函除距荚狙敝惩常筑邹炭糜墙出奴酱得战赠产浮源程撰骡歌末谤手咖侨肮凤龄砰储榨勉阑连禁溜宰衰峻陕毗倦综案惫漆浅淹染琶春哇植沮蹬菊电蛮蒜嚏撼厂胯广味沥潞构烘徐磺摧印起挑霄情戴粪复辙姻湛绸拇锁喻埋乘放概最烈箩犊匙内逸拼苏糟窖否边几唁娘霸漱氯仪瞬传拦岔俭乌孟蔡首秒诀妹册冉滓突讼悲卡灵窍怔拄拘贸剪渊辫嚏卞疏焰段札迈藏靛敷仔啦姜虚癸沮潞螺便达食形置辟靛尾影习今吭支木淳拇寥派让戈枉耕渤尚潮碳没疾颊邑宋据绎躲房埔筑寥缮描馈郭嵌摊疵处蜜撤谱捶兵艰浅较洋企倡垛喝臂础穷秆笨猿谣几涛颂狡拥挤蟹酌疗篆盼搐叫浓盯寝靶骑酷半草亡寺
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