金融中介发展与工业经济增长效应的实证检验

邓沛琦

（武汉大学 经济与管理学院，武汉 430072）

0 引言

回顾我国工业经济增长的历史，金融始终是一支不可忽视的重要力量。改革开放30多年来，虽然金融支持工业经济发展的力度在不断增强，但是，工业经济发展中的资金短缺是长期制约我国工业经济有效发展的瓶颈，金融支持工业的效果不佳，金融资源配置的整体工业经济不够均衡，使得金融中介发展与工业经济增长之间没有进入到良性互动的发展状态。因此，研究金融中介发展与工业经济增长的关系，无疑具有重要的现实意义。

1 研究设计：变量、数据与方法

1.1 变量选取与数据来源

根据一般性生产函数，工业经济增长的资本要素投入应该包括真实资本投入和金融资本投入两个方面，因此本文涉及的变量主要包括工业经济增长、真实工业资本存量以及金融中介发展，数据年限取自1952～2011年。

1.1.1 工业经济增长（ind）

学界衡量工业经济增长指标主要有三种方法：一是以工业产值在工农业总产值中所占的比重来衡量；二是霍夫曼比例法，即制造业中，消费资料工业净产值与生产资料工业净产值的比率；三是综合衡量法，即选定用以反映工业化发展水平和质量的若干经济指标，然后对其赋予一定的权重，从而计算出工业经济综合指数。国际上衡量工业经济的主要指标有：人均GDP、工业增加值占国内生产总值的比重、城镇人口占总人口的比率以及反映生产要素密集程度或比较优势的工业内部结构。借鉴综合衡量法的思想，本文选取了综合反映工业经济增长的9个二级指标，如表1所示。按照综合衡量法，需要对各个二级指标赋予一定的权重，然而这样一种指标构造方式带有较强的主观性，缺乏严谨的理论支持。因此，本文将利用SPSS软件，运用因子分析法来构造工业经济综合指数。首先，将各二级指标的每个原始变量形成联立方程组，并分解成两个部分：一部分是由所有变量共同具有的少数几个因子所构成，即所谓公共因素部分；另一个部分是每个变量独自具有的因素，即所谓独特因子部分。其次，利用“主成分分析法”提取这九个变量的公共因子，并对各因子进行方差最大旋转，进而得到其因子得分。最后，将提取的因子乘以各因子的得分，从而计算出1952～2011年的工业经济综合指数。

表1 构造工业经济综合指数的9个二级指标

1.1.2 工业资本深化（k）

工业资本深化用真实工业资本存量与实际GDP的比值予以衡量。关于工业资本存量的核算，本文利用“永续盘存法”进行估算：Kt=ItPt+Kt-1(1-δ)。其中，Kt代表当年的真实工业资本存量，Kt-1代表上一年的真实工业资本存量，It表示当年工业固定资产投资，Pt为固定资产投资价格指数，δ表示工业固定资产折旧率。由于资料的缺乏，我们很难收集到1952～2011年的工业固定资产投资数据，因此，我们对历年工业固定资产原值进行一阶差分处理，得到新增工业固定资产投资并用其替代工业固定资产投资（I）t；关于基期真实工业资本存量，我们用1952年的工业固定资产净值(100.8亿元)予以替代；固定资产投资价格指数在1992年后才有正式的官方数据，我们采用《中国国内生产总值核算历史资料(1952～2004)》提供的1952～2004年的固定资本形成价格指数和《中国统计年鉴》公布的1991～2011年的固定资产投资价格指数来计算出以1952年为基期的固定资产投资价格指数序列；工业固定资产折旧率取11.6%。

1.1.3 金融中介发展（loan）

在衡量金融中介发展的指标选择上，学界已经有了基本共识，具有代表性的是Goldsmith（1969）提出的“金融相关率”指标，即用全部金融资产价值与该国经济活动总量的比值来衡量金融中介的发展。Aziz（2002）和姚耀军（2010）基于对银行信贷决策的自主性程度的考虑，以非国有企业（私人部门）贷款规模与GDP之比来度量中国金融中介发展水平。该指标设计所面临的主要困难是国家统计局并为按照授信客体的产权属性对贷款进行分类，因此指标的构建面临着数据难以获取的问题。因此根据本文的研究主题，并参照Goldsmith的做法，选用工业贷款余额占金融中介机构全部贷款余额的比重（loan）这个指标分别衡量金融中介发展规。

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以上数据均根据《新中国六十年统计资料汇编》、《中国国内生产总值核算历史资料(1952～2004)》《中国统计年鉴》(1985～2012)、《中国金融年鉴》(1985～2012)、《中国工业统计年鉴》(1949～2012)、《中国固定资产投资统计年鉴1950～1990》、《中国人口统计年鉴》(1988～2012)、《中国能源统计年鉴》(2002～2012)整理计算而得。

1.2 研究方法

为了考察金融中介发展与工业经济增长的时变效应，本文构建了一个包含工业资本深化、金融中介发展以及工业经济增长的时变参数向量自回归（TVP-VAR）模型，令xt=[indt，kt，loant]'，TVP-VAR模型是用贝叶斯推断来分析模型中的时变参数，并运用马尔科夫蒙特卡洛（MCMC）算法从模型中的后验分布构建样本。一般来说，无限滞后的p阶结构向量自回归（SVAR）模型为：

根 据 Primiceri（2005） 的 研 究 思 路 ，令at=(a21，a31，a32，a41，…，ak，k-1)'为系数矩阵 Γt中下三角元素堆积向量。对数随机波动率矩阵为ht=(h1t，h2t，…，hkt)'（hjt=log），且对于所有j=1，2，3，t=p+1，…，n ，假设随机波动率下的TVP-VAR模型中所有参数服从如下随机游走过程：βt+1=βt+uβt，at+1=at+uat，ht+1=ht+uht，且

对于TVP-VAR模型的参数估计一般运用马尔科夫链-蒙特卡洛（MCMC）方法。即在预先设定好的先验概率密度下，检验参数的联合后验分布。然后给定数据，重复抽取马尔科夫链，直到得到几条收敛马尔科夫链，其极限分布就是待估参数的后验分布。

2 金融中介发展与工业经济增长的实证检验

2.1 马尔科夫链-蒙特卡罗模拟（MCMC）

表2 MCMC模拟的估计结果

表2给出了选择的参数后验分布的均值、标准差、95%的置信区间（下界和上界）、Geweke收敛值和无效影响因子（Inef.）。从Geweke诊断值看，收敛于后验分布的零假设并不能被拒绝（5%的临界值为1.96，1%的临界值为2.56）。各参数估计的无效因子都较低，但这两个参数在连续抽样10000次的情况下，仍可以得到足够的不相关的样本。因此，MCMC算法有效的模拟了参数的分布状况。

2.2 时变脉冲响应

在TVP-VAR模型的分析中，对每个时点t的参数估计为k+k2s个系数，k个方差自回归系数和k（k-1）/2个描述变量间当期影响的结构系数，以及k个方差波动率。这样一来估计的系数会非常庞大，因此本文在分析中直接分析各变量VAR的波动率变化和随时间变动的脉冲响应情况。

2.2.1 工业资本深化的脉冲响应

图1显示了工业资本深化对工业经济增长滞后1、2、5和10阶的时变脉冲响应。从纵向来看，无论是在短期还是长期内，工业资本深化对工业经济的冲击均为正，且呈现不断上升的趋势，表明实物资本的投入有效的促进了工业经济的增长。从横向来看，工业资本深化对工业经济增长的长期冲击（滞后5、10期）的效应大于短期冲击（滞后1、2期），表明我国工业资本深化水平的提高对工业经济增长的作用存在一定时滞，其短期效应并不显著。与此同时，长期冲击的波动幅度要大于短期冲击，具体而言，在改革开放之前，工业资本深化水平的提高对工业经济增长的正向作用较为平稳，但改革开放后出现一个显著的拐点，其冲击效应进一步提高。进入2000年以来，工业资本深化对工业经济增长的冲击效应开始有所减缓，并逐渐趋于平稳。这表明，我国过度的工业资本深化带来工业部门技术选择路径的偏差，使得大量资本越来越偏好于资金密集型行业，工业经济偏离要素禀赋结构和比较优势，工业化发展过度依赖于资本积累，而忽视了技术效率的提高；此外，过去我国过度的工业资本深化是在地方政府之间盲目竞争下展开的工业资本形成过程，从而最终铸成了中国特有的“产业结构趋同、生产能力过剩、工业资本产值率不高、收益率过低”的工业化现象，表明新型工业化在中国还远未实现。

图1 工业资本深化对工业经济增长的时变脉冲响应

图2 金融中介发展对工业经济增长的时变脉冲响应

2.2.2 金融中介发展的脉冲响应

图2显示了金融中介发展对工业经济增长滞后1、2、5和10阶的时变脉冲响应。从中不难发现，在短期（滞后1、2期），金融中介发展对工业经济增长的冲击效应为负，随着滞后阶数的增加（滞后5、10期），其冲击效应也由负向转为正向，即金融中介的发展对工业经济增长的促进作用亦存在时滞。这表明，在1952～2011年间，金融中介的部门的发展以及工业贷款偏向的金融发展结构的改善，有助于从总体上促进工业经济的增长，但其正向效应在长期才表现显著。从短期来看，由于工业经济发展的长期性，金融资金的投入往往需要较长的时间才能显示出效果，因此，金融中介发展对工业经济的促进作用在短期内并不明显。通过观察金融中介发展对工业经济增长滞后10期的时变脉冲响应可以看出，从1952年开始，金融中介发展的冲击效应总体上不断增加，这也在一定程度上证明了政府组建的外生金融机构在支持工业经济上的有效性。这种有效性主要是由于在新中国成立初，国家大力推行“重工业化”战略方针，在内生金融不足的条件下，政府积极推行金融外生政策，构建外生金融体制，在我国金融资源极为稀缺的情况下，为工业化发展提供了大量信贷资金，有效地解决了工业企业的融资困境。然而，与前文类似，从2000年开始，金融中介发展对工业经济增长的冲击效应开始降低，并趋于平稳。究其原因，可能是由于我国金融部门在支持工业化进程中储蓄投资转化率不高，尤其是上世纪90年代东南亚金融危机的爆发以及新巴塞尔协议的出台，使得金融部门执行了更加审慎的经营原则，“惜贷”现象十分普遍，另有大量金融资金被配置到非工业经济部门，从而不利于我国工业经济的发展。

2.2.3 工业经济增长的脉冲响应

图3显示了工业经济增长对工业资本深化滞后1、2、5和10阶的时变脉冲响应。总体上看，无论是在短期还是长期内，工业经济增长对工业资本深化的冲击均呈现“倒U”型，即在上世纪50、60年代，工业经济的增长促进了工业资本的形成，而随着时间的推移，尤其在上世纪70～90年代间，工业经济增对工业资本深化的作用由正向转为负向。进入21世纪，其冲击效应再次变为正。究其原因，可能是由于建国初期，国家优先发展重工业的战略导向，使得工业经济在不断增长的同时，也伴随着工业资本的不断积累与深化。然而，文革时期，我国工业产业发展几乎停滞，随之而来的是工业资本积累不断降低。改革开放以来，我国工业经济的发展逐步恢复，但工业基础仍较为薄弱，工业部门的投资仍需要依靠政府予以外生支持，通过工业经济发展进而内生出资本的能力不足。从2000年开始，工业经济增对工业资本深化的作用由负向转为正向，随后又趋于平稳。这表明进而21世纪以来，我国工业经济取得了长足的发展，工业资本深化亦随之显著提高。

图3 工业经济增长对工业资本深化的时变脉冲响应

图4 工业经济增长对金融中介发展的时变脉冲响应

图4显示了工业经济增长对金融中介发展滞后1、2、5和10阶的时变脉冲响应。总体上看，无论是在短期还是长期内，工业经济增长对金融中介发展的冲击呈现不断下降的趋势。在短期（滞后1、2期），工业经济增长对金融中介发展的冲击由正向逐渐转为负向，而在长期（滞后5、10期），其冲击效应基本为负。表明我国工业部门在获取金融资源过程中，更多的是依赖于政府的外生配置，而通过自身发展内生吸收金融资金的能力不足，工业经济的增长并没有成为金融中介发展的重要因素。这一方面是由于我国工业产业的发展水平与发达国家相比仍处于较低水平，另一方面也说明我国的金融发展模式属于典型的政府导向型。纵观我国财政与金融体制改革的历程，不难发现，政府导向型金融体制也有其必然性。在1978年以前的计划经济体制下，中国人民银行集中央银行和商业银行职能于一身，实行“大一统”的金融体制，明显打上了中央政府主导金融发展的烙印，目的是集中动员稀缺的金融资源，更好地支持重化工业的发展。1985年以来，国有专业银行相继组建成立，专门经营从中国人民银行分离出来的商业性业务，中国人民银行由此成为真正的中央银行。20世纪90年代起，中国金融体制市场化改革稳妥推进，国有银行逐步商业化，非国有中小金融机构逐渐增多，金融组织日益多元化。从中国金融制度既有的变革过程看，无论是金融业务领域的扩展、金融组织结构的调整、金融管理办法的改革,还是金融市场的开拓、多种非金融机构的创设等，均无一例外地带有强烈的政府行政推动和强制性变迁的色彩。

综合上述分析，我们进一步对时变脉冲响应进行对比分析：（1）要素投入对工业经济增长的冲击。对比图1和图2不难看出，无论是短期还是长期，工业资本深化对工业经济增长的正向作用显著大于金融中介发展。这表明，我国工业经济仍是依赖于政府投资的“粗放式”增长模式，金融中介发展对工业经济增长的促进作用有待提高；（2）金融中介发展与工业经济增长的联动效应。总体而言，在1952～2011年间，我国金融中介发展与工业经济增长之间并没有形成良性互动的发展状态。在图2中，金融中介发展对工业经济增长的时变脉冲响应始终为正，从1952年开始呈现逐年上升的趋势，并于2000年达到峰值。而在图3中，工业经济增长对金融中介发展的时变脉冲响应却呈现不断下降趋势。在1978～2011年间，其冲击效应转为负。由此不难看出，在1952～1978年间，我国金融中介发展有效的促进了工业经济增长，与此同时，工业经济增长也为金融中介提供了良好的发展契机。而在上世纪80年代后，这种相互促进的良性发展模式逐渐消失，工业经济增长抑制了金融中介的发展。究其原因，主要归结于在1978年以前的计划经济体制下，政府主导下的金融部门为工业经济的发展提供了大量的资金支持，而工业经济的迅速起飞也有力的促进了金融中介的发展。然而，20世纪80年代以来，中央政府对地方经济建设重任的下放，使地方政府承担了更大的财政支出责任，而金融部门作为地方集聚和分配资金的机构，自然成为地方政府用来履行其职能的工具，地方政府基于政治晋升目的以及地区经济增长所需要的资金而对本区域的金融机构进行着直接或间接的干预。这种干预主要体现在地方政府运用自身的行政职权引导银行部分信贷资金流入特定的行业部门，或者直接下达指令性贷款命令。这使得工业部门的资金配置效率不断降低，反而成为金融中介发展的不利因素。综上所述，我国金融中介发展在促进工业经济增长上，仍然表现为以银行部门信贷资金主导的金融供给型发展模式，工业经济通过自身发展引导金融资本流入的能力仍然不足，金融中介发展与工业经济增长之间并没有进入到良性互动发展状态。

3 结论

理论上，金融中介发展与工业经济增长之间理应存在一个良性互动发展的关系。金融部门通过金融资源配置促进工业资本深化与技术进步，推动工业经济增长；而工业经济增长反过来为金融中介发展积累金融资源，创造金融需求，激活发展潜力。有鉴于此，本文基于1952～2011年的时间序列数据，利用时变参数向量自回归（TVP-VAR）模型，实证检验了金融中介发展与工业经济增长的时变效应。实证结果显示：（1）从总体上看，我国金融中介的发展对工业经济增长产生了正向的冲击效应，但其冲击效应在短期并不显著，这说明工业信贷偏向的金融中介发展在促进工业经济增长时存在明显的滞后期。然而，工业经济通过自身发展引导金融资本流入的能力仍然不足，金融中介发展与工业经济增长之间并没有进入到良性互动发展状态。（2）从时变效应来看，金融中介发展与工业经济增长之间的关系是随时间变化而变化的，从1952年开始，在国家大力推行“重工业化”政策背景下，金融中介发展对工业经济增长的冲击效应总体上不断增加，但从2000年开始其冲击效应开始出现小幅度下降，并逐渐趋于平稳状态。这说明新形势下，我国金融中介发展在支持工业经济增长的作用上有所减弱。与此同时，工业经济增长对金融中介发展的影响亦随着时间推移而呈现不断降低的趋势。在1952～1978年间，工业经济增长促进了金融中介的发展，而从1978年开始，工业经济增长却成为了金融中介发展的不利因素。因此，无论从总体效应还是时变效应上看，我国金融中介发展与工业经济增长之间并没有进入到良性互动的发展状态，二者之间仍表现为以银行部门信贷资金主导的金融供给型发展模式。

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