中国金融资源配置对经济增长作用的实证分析

田树喜, 恽晓方, 王 毅

(1. 东北大学 文法学院, 辽宁 沈阳 110819;2. 沈阳广播电视大学 教务处, 辽宁 沈阳 110003; 3. 北京银行 博士后工作站, 北京 100032)

一、 问题的提出

金融是现代经济的核心,金融资源的配置效率决定着一国经济发展的质量。市场机制是金融资源配置的基础,但大多数发展中国家市场机制不健全,客观上要求政府干预金融资源的配置。Shaw(1973)[1]提出,多数发展中国家存在着储蓄不足和资本匮乏的问题,这些国家在金融资源配置中以金融管制代替市场机制,并导致金融资源配置效率低下。McKinnon(1973)[2]建议放松政府部门对金融体系的管制,尤其是利率的管制,使实际利率提高,高利率鼓励人们储蓄,从而为投资提供资金,即以金融自由化的方式实现金融深化和经济增长。然而,20世纪80年代以来,许多实施金融自由化政策的发展中国家爆发了债务危机和金融危机。Hellman等(1996)[3]从不完全信息的角度提出“金融约束论”,重新审视了金融资源配置中的放松管制与加强政府干预的问题。他们认为McKinnon和Shaw的金融深化理论的假设前提是瓦尔拉斯均衡的市场条件,在现实中,由于经济中存在着信息不对称的问题,这种均衡条件难以成立,金融资源也难以被有效配置,所以政府对金融资源配置的约束是必要的。他们指出金融约束的目标是政府通过积极的政策引导为民间部门创造租金机会,通过“租金效应”和“激励作用”规避金融资源配置中的逆向选择和道德风险问题。因此,在政策上,金融约束论更强调政府干预的重要作用,认为选择性的政府干预有助于而不是阻碍了金融发展,这是一种通过政府推动金融深化的政策。学者们普遍认为“金融约束”是金融资源配置的过渡性措施,市场化的金融体系才是一国经济长期增长的基础[4]。然而,2008 年爆发的国际金融危机导致市场体系最发达的美国正在经历着严重的经济衰退,危机中金融机构的“国有化”措施屡见不鲜,而以“政府约束”为特征的中国金融体系并未受到显著冲击,人们开始重新审视政府“这只看得见的手”在金融资源配置中的作用。

中国作为全球最大的转型国家,由于政府的强制性金融“约束”行为, 形成了以国有中介垄断为特征的金融资源配置模式[5]。 这一金融资源配置模式在中国经济体制转轨初期发挥了重要作用: 为了动员居民储蓄以弥补国家财政的迅速下降, 中国在改革初期迅速扩展其垄断金融产权的边界, 金融规模不断扩张; 另一方面,为了支持国有企业的发展,政府推行了存款利率管制、金融市场准入管制、金融组织体系控制及限制资产替代等一系列政策,获得政府市场准入特许的银行在没有其他替代金融产品可供居民选择的条件下, 通过较低的利率尽可能多地动员居民手中的闲置资金, 获得金融租金。 在Hellman等人的金融约束分析框架中, 获取租金的是民间金融部门和市场化的企业, 而中国则是政府自己获取租金并拥有相应的内在激励。 政府以显性或隐性的方式参与了租金的分配过程, 使得租金的分配呈现“所有制偏好”。 作为租金的主要获得者的国有企业存在着预算软约束和目标多元化的特征, 预算软约束不仅扭曲了国有企业面临的真实的融资约束,使得其对内部现金流的依赖程度明显低于非国有企业, 而且降低了其对利率的敏感度,使其存在扩张信贷规模的内在冲动。 刘小玄、周晓艳(2011)[6]对中国制造业规模以上企业的研究表明,中国企业的信贷资源主要是以企业的固定资产和销售收入为依据来配置,2001—2007年期间, 国企支付的实际融资费率为1.6%,利润率只有1.3%; 民企支付的实际融资费率为5.4%,而利润率却达到7.8%。同时,政府对金融资源的实质性控制和制度性歧视导致了中国金融资源配置事实上的“双轨价格”。以浙江省为例[7],2008年,浙江金融机构贷款加权平均年利率为6.84%,浙江民间贷款利率为15.88%。金融管制造成了民间利率与正规金融利率之间的价差,这部分租金收益在各方争夺中“耗散”,导致金融资源不能有效供给[8]。

在经济体制转轨的背景下,中国经济增长的基础是“复合型”的,既依赖于金融资源的数量扩张,更要依靠金融资源配置效率的提高[9]。但当前,中国金融资源配置效率与经济增长之间存在着“悖论”:一方面,中国金融资源配置的所有制偏好和双轨价格严重影响着金融资源的配置效率;另一方面,近年来中国经济的持续增长是不争的事实。由此提出的问题是,中国金融资源的低效配置是如何促进经济增长的？其实现的约束条件是什么？当约束条件发生变化时,“动员性”的金融资源配置能否支撑中国经济的持续增长？因此,本文在内生金融发展的理论框架下,对中国金融资源配置与经济增长的作用机制及其约束条件进行实证分析,并针对实证分析结果提出政策建议。

二、 金融资源配置对经济增长的作用机制及约束条件

间接融资与直接融资是金融资源的两种配置方式,间接融资通过银行体系完成,直接融资通过证券市场实现。基于两种金融资源配置方式对经济作用机制的差异,形成了市场主导学派和银行主导学派:市场主导学派认为,势力强大的金融中介机构对企业的影响力较大且具有天生的谨慎倾向性,不利于公司创新和增长,而证券市场则能提供灵活多样的金融风险产品和工具,有利于公司改善治理结构;银行主导学派强调,银行等金融中介易于获得企业的有关信息从而降低信息搜集和管理成本,有利于金融资源配置效率的提升和对企业实施控制。对于大多数国家而言,在经济发展的初期,间接融资主导着金融资源的配置,银行体系畅通的传导机制有利于储蓄的增加和储蓄向投资的有效转化。随着资本市场规模的扩大和业务的拓展,直接融资对资本积累和技术创新的作用日益重要。总体而言,市场主导型金融资源配置方式的优势在于金融创新,银行主导型金融资源配置方式的优势在于金融统筹。Levine(2002)[10]指出,无论金融资源配置依赖于哪一种方式,它所发挥的金融功能是相同且稳定的,即动员储蓄、将储蓄转化为投资、提高资源配置效率以及风险管理。

基于上述分析,本文在内生金融发展理论框架下,以间接融资和直接融资作为目标解释变量,对金融资源配置功能及其对经济增长的作用机制进行分解:

其中,ΔYt/Yt为经济增长率;e为资本边际效率;η为储蓄-投资转化率;K为资本存量;ΔK为资本增量;I为投资,在不考虑折旧的情况下,新增资本全部用于投资,所以ΔK=I;s为储蓄率。式(1)表明,金融资源配置对经济增长的作用体现在资本边际效率、储蓄-投资转化率和储蓄率的变化上。首先,分析储蓄率s的影响因素。理论上,居民收入水平和市场利率水平等因素与储蓄水平正相关,而通货膨胀预期和资本市场的替代效应等因素与储蓄水平负相关。其次,分析储蓄-投资转化率η的影响因素。储蓄向投资转化通过间接融资和直接融资两种方式实现,间接融资和直接融资规模是储蓄向投资转化的直观反映。其中,间接融资的作用规模可以用金融机构形成的贷款来衡量;直接融资的作用规模可以用证券市场的融资额来衡量。最后,分析资本边际效率e的影响因素。资本的边际效率主要取决于金融资源配置的制度条件和技术条件。中国在由计划经济向市场经济转轨过程中,非国有经济成分比重不断增加,而且,相对于国有经济,非国有经济具有更强的预算约束和创新激励,投资效率相对较高,因此,选择非国有经济投资数量作为反映中国制度变迁的变量。从技术条件来看,一方面,信息技术的发展减少了金融市场的信息不对称性,节约了交易成本;另一方面,资本积累过程中所形成的技术进步与溢出效应更是资本边际效率的重要影响因素。

基于上述分析,中国金融资源配置对经济增长的作用机制通过模型(2)来表示:

GDPt=α0+α1LOANt+α2STOCKt+

α3RDt+α4IRt+α5NIt+εt

(2)

其中, 国内生产总值(GDPt)为反映经济增长的被解释变量; 金融机构人民币贷款数额(LOANt)与A股市场融资额(STOCKt)为反映金融资源配置的目标解释变量; 研发教育投入(RDt)、实际利率(IRt)和非国有经济投资(NIt)分别为反映技术条件、市场条件和制度变迁的控制变量;α系列为反映解释变量引起被解释变量变动的弹性系数;εt为随机误差项。 本文样本区间为1992—2010年度数据, 数据来源于《中国统计年鉴》和《中国科技统计年鉴》相关各期。其中, 研发与教育投入(RDt)是研发投入和教育投入两项数据相加而得; 实际利率(IRt)是用一年期名义存款利率减去消费品价格指数而得; 非国有经济投资(NIt)是用总投资减去国有经济投资而得。

依据金融资源配置对经济增长作用机制的分析,模型中变量为自然对数变量。由于时间序列数据往往存在显著的自相关性,因此,本文采用一阶广义差分法对模型进行参数估计,参数估计结果如式(3)所示:

(3)

R2=0.98,F=2 877,D.W.=1.44

从两种金融资源配置方式对经济增长的贡献来看,间接融资的产出弹性为0.58,直接融资的产出弹性仅为0.13;从变量的显著关系来看,LOANt与GDPt的线性关系显著,而STOCKt没有通过与GDPt的显著性检验。进一步分析中国金融资源配置对经济增长作用的约束条件:首先,在中国的经济增长中,由计划经济向市场经济转变的制度变迁起到了显著的作用(NIt的产出弹性为0.25)。其次,国家对金融资源价格的管制,使实际利率长期低于均衡利率水平,降低了国有企业的经营成本,在预算软约束的情况下,国有企业关注的是贷款可得性而非利率水平(IRt的产出弹性为-0.11,且未通过显著性检验)。第三,研发和教育投入的产出效应不显著,这一效应体现在RDt的产出弹性仅为0.06,且未通过变量的显著性检验,这说明中国金融资源配置对经济增长的作用主要体现在数量扩张上,技术溢出效应不足。

三、 金融资源配置对经济增长作用的计量检验

通过对中国金融资源配置对经济增长作用机制的分析,控制了金融资源配置影响经济增长的市场条件、技术条件和制度条件,从中分离出间接融资与直接融资两种金融资源配置方式对中国经济增长的相对贡献。需要进一步分析的是,间接融资和直接融资与经济增长之间因果关系如何？随着时间的推移,两种金融资源配置方式对经济增长的贡献是否具有稳健性？如果两种金融资源配置方式的相对作用发生变化,那么变化趋势是什么？上述问题的回答需要借助时间序列的协整检验和向量自回归模型进行分析。

1. 平稳性检验

在中国金融资源配置对经济增长作用机制的回归分析中, 隐含着一个重要的假设, 即数据是平稳的, 这样回归结果才会是稳健的。 经典回归分析对于小样本问题具有普遍适用性, 但对于大样本分析, 尤其是在时间序列的趋势分析中, 需要进行平稳性检验来保证回归结果的稳健性, 避免非平稳时间序列之间可能产生的伪回归问题。 因此, 在分析金融资源配置与经济增长之间的协整关系之前, 首先要对相关变量进行平稳性检验。 本文采用拓展的迪基-富勒(ADF)方法来检验时间序列的平稳性, ADF模型如式(4)所示:

(4)

依据假设检验原理,如果式(4)中Xt-1前面的系数δ通过零假设检验,说明Xt序列含有一个单位根,即Xt是非平稳序列;反之,如果式(4)中Xt-1前面的系数显著不为零,说明Xt序列不含有单位根,即Xt是平稳序列。ADF模型检验形式为(C,T,L),其中,C、T、L分别代表模型中的常数项、时间趋势项和滞后阶数。检验结果如表1所示。GDPt、LOANt、STOCKt不能拒绝含有单位根的原假设。经过一阶差分后,ΔGDPt在5%显著水平下拒绝单位根假设;ΔLOANt、ΔSTOCKt在1%显著水平下拒绝单位根假设。总体而言,ΔGDPt、ΔLOANt、ΔSTOCKt可以在5%的显著水平下拒绝含有单位根的原假设,接受平稳性的备择假设。

表1 单位根检验结果

2. 协整检验

判断中国金融资源配置对经济增长的作用,不仅要考虑间接融资与直接融资对经济增长的相对贡献,还应考察两种金融资源配置方式与经济增长之间是否具有长期均衡关系,即协整关系。协整关系检验的基本思想是:如果所考虑的时间序列具有相同的单整阶数,且它们之间某种线性组合(协整向量)使得组合时间序列的单整阶数降低,则称这些时间序列之间存在显著的协整关系。由于GDPt、LOANt、STOCKt均为1阶单整序列,如果它们之间的线性组合为0阶单整序列,则说明这些变量之间存在显著的协整关系;反之,则说明这些变量之间的线性组合不具有稳健性。本文依据极大似然原理,采用约翰逊(Johansen)估计法对GDPt、LOANt、STOCKt之间协整关系假设进行检验。检验结果如表2所示: GDPt、LOANt、STOCKt之间在1%的显著水平下拒绝不存在协整方程的原假设,在5%的显著水平下拒绝至多存在1个协整方程的原假设。总体而言,ΔGDPt、ΔLOANt、ΔSTOCKt可以在5%的显著水平下接受至少存在两个协整方程的备择假设。

表2 协整关系检验结果

3. 格兰杰因果检验

协整检验可以判断变量之间是否具有长期均衡关系,但不能反映出变量之间的因果关系,因此,需进一步进行因果关系检验。格兰杰(Granger)因果检验是检验变量之间因果关系的常用方法,其基本思想是:对于两个时间序列变量Xt和Yt,如果在包含了变量Xt和Yt的过去信息的条件下,对变量Xt的预测效果要优于只单独由Xt的过去信息对其进行的预测效果,即变量Yt-i有助于解释变量Xt的变化,则说明Yt序列是引致Xt序列变化的格兰杰原因。基于上述分析,本文建立向量自回归(VAR)模型进行格兰杰因果检验,模型形式如式(5)和式(6)所示:

综合AIC信息和SC准则,格兰杰因果检验模型解释变量的滞后阶数k确定为2阶。检验结果如表3所示:首先,LOANt不是GDPt变化的Granger原因的原假设被拒绝,说明LOANt-1和LOANt-2与GDPt的线性关系显著,即间接融资的先期变动对中国经济增长变化影响显著;另一方面,GDPt不是LOANt变化的Granger原因的原假设也被拒绝,说明LOANt与GDPt之间形成了相互引导关系。其次,STOCKt不是GDPt变化的Granger原因的原假设被接受,说明STOCKt-1和STOCKt-2与GDPt的线性关系不显著,即直接融资的先期变动不能显著影响中国的经济增长;另一方面,GDPt不是STOCKt变化的Granger原因的原假设被拒绝,说明虽然中国的经济增长客观上带动了直接融资的发展,但STOCKt与GDPt之间尚未形成相互引导关系,直接融资对中国经济增长的引致作用不足。

表3 格兰杰因果检验结果

4. 脉冲响应函数分析

随着金融运行的虚拟化程度的不断提高,市场上的外生冲击在金融加速机制作用下往往会对实体经济造成严重影响,使经济运行偏离长期的均衡路经。因此,分析金融资源配置对经济增长的作用不仅要考虑其长期均衡趋势,还应关注市场冲击的波动效应及其恢复机制。在VAR模型中,脉冲响应函数描述的是随机扰动项的一个标准差大小的冲击对模型中内生变量的当期值和未来值产生的动态影响。令式(5)中的ε1t=0.01且式(6)中的ε2t=0,脉冲响应函数描述的是间接融资序列随机扰动项的一个标准差大小的冲击对经济增长产生的动态影响,见图1。脉冲响应图1显示,中国间接融资序列随机扰动项的一个标准差大小的正向冲击对经济增长会产生显著正向影响,但在3个预测期后,正向影响开始衰弱,间接融资的边际产出开始下降。

图1 LOANt对GDPt的脉冲响应曲线

令式(5)中的ε1t=0且式(6)中的ε2t=0.01,脉冲响应函数描述的是直接融资序列随机扰动项的一个标准差大小的冲击对经济增长产生的动态影响,见图2。脉冲响应图2显示,中国直接融资序列随机扰动项的一个标准差大小的正向冲击对经济增长的初期影响微弱,但在3个预测期后,这种正向影响开始显现并有所增强,这说明中国直接融资存在着较大的发展空间。

图2 STOCKt对GDPt的脉冲响应曲线

四、 结论分析与政策启示

1. 结论分析

本文利用经典假设下线性回归模型进行的实证分析表明,中国金融资源配置对经济增长的作用是在一定约束条件下实现的:首先,由计划经济向市场经济的转轨,释放了社会生产力,使中国经济步入了“干中学”的发展阶段[11]。在这一阶段,即使金融资源配置尚不能形成有利于技术进步的机制,但“干中学”中经验积累的溢出效应客观上带动了全要素生产率的提升,从而促进了经济增长。其次,国家采取了管制性金融约束政策,使金融资源低成本配置给国有经济,从而促进了体制内产出的增长。尽管非国有经济直接得到的金融资源有限,但通过国有经济的“资金漏损”以及民间融资,非国有经济获得了必要的生产资金,从而促进了经济的增长。第三,政府对银行体系的隐性担保,客观上形成了对国有经济的救助机制,由于银行主导的融资模式更有利于实现金融统筹,这样即使金融资源配置依赖于间接融资方式,国有银行形成的呆账坏账也可以通过不良资产剥离和注资的方式解决,使金融风险隐性化。第四,国家通过对人民币汇率的控制使中国产品在国际市场保持比较优势,中国过剩的产能得以输出。

本文利用时间序列VAR模型进行的实证分析表明,中国金融资源配置对经济增长的作用体现为“量”的扩张而非“质”的提升,并且,随着经济增长约束条件的变化,中国“动员性”金融资源配置的边际产出开始出现递减趋势。首先,金融资源“错配”累积的矛盾日益突出,导致金融资源配置效率下降。长期以来,国有企业低成本地占据着大部分金融资源,但对经济增长的贡献并不显著;另一方面,对经济增长贡献显著的非国有经济无法通过正规渠道获得金融资源,只能依赖于高成本的民间融资及来自国企的“资金漏损”[12]。当高融资成本和低经营利润并存时,金融资源配置的边际产出必将下降。其次,国有银行的股份制改造导致政府对国有经济的担保和救助作用减弱,金融风险面临显性化挑战。长期以来,国有银行充当着“第二财政”的作用,在国家的隐性担保下,国有企业的呆账坏账通过资产剥离的方式核销,并且,随着地方财政权力的缩减,地方政府对银行资金的依赖性增强。2010年,全国地方债务累计达10.7万亿元,其中80%是银行债务。当国有银行股份制改革逐步深入时,国有控股银行必将更加注重商业化经营,摆脱政策性负担,因此,国有企业和地方政府的不良债务面临显性化的局面。第三,人民币升值压力和国际金融危机冲击导致金融资源配置的边际产出下降。无论是人民币升值产生的相对价格效应,还是国际金融危机产生的外部收入效应,都会对中国的出口产生巨大的冲击,加之国内劳动力成本、融资成本、交易成本的居高不下,使中国企业尤其是外向型企业面临严峻的生存环境。近年来,许多生产性资金流入到房市、股市以及高利贷市场便是例证。当劳动力成本的比较优势和经验积累的溢出效应逐渐丧失的时候,金融资源配置的边际产出便会出现下降的趋势。

2. 政策启示

在金融资源配置过程中,由于市场这只“看不见的手”有时会失灵,所以需要政府这只“看得见的手”参与调节;由于政府这只“看得见的手”也会“颤抖”,所以政府调节不是万能的,金融资源配置还应以市场化机制为基础,政府的主要作用在于为金融资源配置创造良好的制度环境并加强监管。中国金融资源配置低效的原因关键在于中国金融约束的“租金”是由国有部门而非民间部门获得的。由于国有企业目标的多重性,金融资源在国有企业手中难以按照利润最大化原则配置,难以激励经营创新和技术进步,由此导致了金融资源供求的结构性失衡和金融资源配置的价格双轨。在实际存款利率为负、官方利率价格信号失真的情况下,很多社会资金流向了民间借贷体系、非银行金融机构以及商业银行的表外资产[13]。规模巨大的民间融资如同地下暗流,既难以被金融监管体系所涵盖,也难以被宏观调控政策所控制。因此,只有通过有效的制度安排,使中国金融约束的“租金”由国有部门转移到非国有部门,才能激励金融企业的创新和生产性企业全要素生产率的提高。2012年3月28日召开的国务院常务会议,批准实施《浙江省温州市金融综合改革试验区总体方案》 ,重点提到引导民间金融从“地下”走向“地上”,构建与经济社会发展相匹配的多元化金融体系,为全面金融改革探路。

从长期来看,只有为金融资源由动员性配置向市场化配置转变创造良好的制度环境、市场条件和技术条件,才能最终实现金融资源配置效率的提高和中国经济的可持续发展。就近期而言,中国金融资源配置应重点处理好两方面问题:第一方面是要明确政府作用的领域及边界,减轻政府配置金融资源形成的“挤出效应”。地方政府作为地区经济和社会发展的代理人,存在着获取金融资源的偏好。由于激励地区经济快速发展有利于提高地方官员的政绩,所以地方政府有获取和配置金融资源的主观偏好;由于地方政府的财权和事权不对等,客观上要求地方政府通过金融渠道获得资金。因此,应通过明确地方政府的作用领域和边界,使地方政府从竞争性领域退出,把主要精力投入到公共服务上,同时,中央政府对地方政府的考核由GDP增长转移到服务和民生上,这样才能真正减少地方政府对金融资源的挤占,实现金融资源的市场化配置。第二方面是要打破国有金融体系的垄断地位,消除对国有企业和私营企业的“所有制偏好”,形成金融资源的有效供给。理论上,金融机构与其服务对象的业绩正相关,但我国金融机构的业绩却相对独立,金融业的高收益一方面是由于高额存在差和繁杂收费,另一方面也意味着业绩不稳但对经济增长贡献显著的中小企业难以得到贷款,也就不会形成不良贷款。因此,应加快国有金融机构产权多元化的改革,降低民营金融资本的进入门槛,鼓励民营资本参股和组建金融机构,逐步形成多元、有序的市场竞争格局。同时,政策制定要兼顾到各级政府以及市场参与者的多元利益平衡,这样相关措施才能真正得到落实。

参考文献:

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