对我国金融中介与经济增长关系的经验分析，本文主要内容关键词为：经济增长论文,中介论文,关系论文,经验论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
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，为金融发展理论奠定了最初的基础。1973年罗纳德.I.麦金农(Ronald l.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间的关系进行了实证分析，其研究结果表明金融深度指标M[,2]/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中国的金融发展状况，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，进而讨论银行、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一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M[,2]/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，M[,2]/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。M[,2]/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指标对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M[,2]/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M[,2]和M[,3]的统计口径不同，有可能形成该指标衡量的不准确。与M[,2]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中国家，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，而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季度为基期计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《中国人民银行统计季报》的各期的居民消费物价指数换算得出。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GDP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
表1
金融发展指标的相关系数矩阵
BANK BANKAJLOAD PRLOAD
BANK 1 0.54639
0.16243 0.32247
BANKAJ
0.546391 0.12692 0.09612
LOAD 0.162430.126922 10.15056
PRLOAD
0.322470.09612
0.150561
表2
对金融中介与经济增长之间的回归结果
解释变量 (1)(2)(3) (4) (5)(6)
(7)
c -0.160-0.0530.574-0.087 -0.248
-0.477
t -1.594-1.3223.894-1.720 -2.090
-2.918
Gdpr(-3)-0.048
-0.049
t-statistic -1.380
-1.466
BANK
0.1890.321-0.120
0.645
t-statistic1.2361.755-1.717
2.672
BANKAJ 1.836-0.858
-0.813 -0.844
t-statistic1.520-2.407
-2.274 -1.939
Load
-0.219-0.213-0.161
-0.200 -0.221
-0.199 -0.219
t-statistic-20.419
-23.383
-3.792
-19.678 -21.520 -18.841 -22.135
Load(-1)
0.229 0.234 0.237
0.2270.2380.228
t-statistic22.07525.057 25.653 22.342
24.986 23.536
PLoad
0.0280.029
t-statistic 0.9771.014
判定系数R[2]
R-squared 0.961 0.960 0.3160.987
0.9690.987
0.973
调整的判定系数
Adjusted-R[2] 0.957 0.958 0.2740.983
0.9650.983
0.968
F统计值252.231
408.977
7.407279.601 213.312 188.845
P(F-statistic) 0.00000
0.00000
0.002272 0.00000 0.00000 0.00000
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，经济增长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。
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0.54639，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。
被解释变量：Gdpr——经过季节调整后的GDP环比增长率。
样本区间：1993年第1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t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。
通过回归结果我们可以发现无论是BANK指标值或是BANKAJ指标值均与Gdpr呈较显著的正相关关系，这说明了存款货币银行相对于中央银行在资源配置中的地位提高是有助于经济增长的，目前不应该忽视对存款货币银行等传统金融中介的发展。另外方程(3)也显示在不引入有明显正相关的BANK指标值时，BANKAJ指标值与经济增长同样存在正相关关系而且相关系数达到1.836，说明了我国的银行中介体的发展不应该仅仅注重存款货币银行的总体规模发展，更应该抓紧推进银行商业化，鼓励股份制商业银行的快速发展，使更高比例的社会资源能够由真正的商业银行配置。
表3
对金融中介发展指标与经济增长指标之间的因果关系检验表
Load指标值与Gdpr呈负相关，无论是系数还是检验值都很显著。这一结论与国内已有的研究结果基本相符。这在相当大程度上证实了关于货币当局逆周期操作的说法，即在经济高峰期紧缩信贷，在经济低谷时鼓励信贷。而通过对Load(-1)的观察，我们发现其滞后一期的指标Load(-1)与Gdpr呈明显的正相关，这说明了信贷总额对于经济增长具有很强的推动作用，而这种作用一般在四个月后达到一定的程度，当然具体的作用时滞和时效不属于本文的主要研究范围。值得注意的是，Load指标值以及Load(-1)指标值对经济增长的回归系数非常稳定，其绝对值都在0.2左右，而Load(-1)的系数略大，这说明信贷指标与经济增长之间很可能存在长期稳定的均衡关系。
四、对金融中介与经济增长之间关系的进一步研究
在国内仅从实践上来说，中国的金融发展速度的确超越了很多饱受金融抑制之苦的其他发展中国家，但在我国金融抑制同样存在，一直以来政府对金融的许多方面实行严格的管制，即使改革开放到了今天，政府仍然较强地控制着金融部门。在金融部门改革滞后的同时，非金融部门的市场化改革取得了很大进展，商品市场基本放开，其发展使社会货币需求和金融资产的需求数量不断上升。正是适应这种需求增长的需要，政府控制的金融部门才创造了大量的货币和金融资产的供给。那么能否认为，中国的金融增长主要是被动地适应经济市场化发展的结果，而不是导源于金融自由化。经济效率的提高有多种原因，金融可能只是影响因素之一，市场机制的引入，整体经济的自由化发展，都对经济发展有一定的作用。也就是说，相当多的看法相信，在中国是经济发展决定金融增长，而不是金融深化引致了经济发展。我们部分同意这种分析，我们认为，在改革开放的初期，是非金融部门经济自由化促使了我国金融的被动发展，但这种决定关系很有可能在金融体系逐渐完善，作用日渐增强的情况下反转过来形成经济增长对金融发展的依赖关系，即金融发展为因、经济增长为果的关系。下文的因果关系分析主要考察最近几年所体现出来的趋势。
在前文的分析基础上，我们尝试使用格兰杰(Granger)因果关系检验方法对我国金融中介的发展与经济增长指标进行因果关系检验。Granger因果关系主要定义的是一种统计预测意义上的因果关系，即谁先谁后的关系。其定义为：
如果一个变量x无助于预测另一个变量Y则说X不是Y的Granger原因；相反，如果X是Y的Granger原因，必须满足：
1、X应该有助于预测Y，即在Y关于X的过去值的回归中，添加X的过去值作为独立变量应该显著增加回归的解释能力；
2、Y不应当有助于预测X。
我们通过计量经济学软件Eviews3.1对金融发展指标与经济增长进行Granger因果关系检验，结果见表3：
从表3我们可以发现，信贷总额指标与经济增长之间存在反向的因果关系，即经济增长决定信贷总额的变动，这与国内的主流观点在一定程度上相符合。但是与Levine，Loayza和Beck(2000)的实证分析结果有很大的差异，我们认为这是由于Levine等人所取金融发展指标是银行（或准银行）对私营部门信贷与GDP的比率，而我们使用的LOAD指标是金融机构所有贷款，包含了公共部门的贷款因素，双方可比性不大。另外由于我们使用的PRLOAD指标中的对私营部门贷款的数据采用“其他短期贷款”，不仅仅包括对私营部门贷款，在口径上与Levine等人不一致，造成了该指标无法说明与经济增长之间的因果关系。此外，PRLOAD和BANK指标与经济增长之间都是互为因果的关系，这说明很可能另外存在某个变量是它们的共同原因。
很令人兴奋的是，检验表明很可能存在由BANKAJ到GDPR指标之间的因果关系，即BANKAJ是GDPR的Granger原因。这有力地说明了发展股份制商业银行对于经济增长具有重要的实际意义。股份制商业银行为代表的新一代金融中介体在资源配置的合理性上是国有商业银行以及未成熟的股票市场都无法比拟的。虽然股份制商业银行目前资产规模较小，但是商业化的运作方式以及与国际接轨的经营管理理念是其发展壮大的保证，也是保证资源合理有效配置的关键。
五、结论性述评
通过以上分析，我们阐述以下主要的几个结论：金融发展的主要指标与经济增长之间的确存在很强的相关关系，其中BANK和BANKAJ指标与经济增长呈正相关关系，而LOAD指标与经济增长呈负相关关系，但是LOAD(-1)与经济增长之间存在正相关。因果关系的检验表明，GDPR是LOAD的Granger原因，而BANKAJ是GDPR的Granger原因。需要说明的是由于样本数量较小，本文的实证分析可能受到一定的影响。此外，对于股票市场与经济增长之间的关系，限于篇幅和数据，我们留待下一步的研究。
我们的政策建议是大力发展金融中介体的确有利于经济增长，但是这种发展不应该只注重于一味追求存款贷币银行的规模，而应该致力于大力推进股份制商业银行的发展，推动国有商业银行的股份制改造，使银行中介体的商业化运行成为资源配置的保证。在目前以及以后相当长的一段时期内，新兴的股份制商业银行有相当强的生命力，具有其他金融中介体所不具备的发展潜力和优势。
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