我国金融发展与二元经济结构内在关系实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,经济结构论文,关系论文,我国论文,金融论文，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、文献综述
二元经济结构属于发展经济学的研究范畴，刘易斯于1954年在《劳动力无限供给条件下的经济发展》一文中首次提出了关于发展中国家二元经济结构的理论模型。刘易斯模型以及后来的费景汉一拉尼斯模型、乔根森模型、哈里斯一托达罗模型等都主要从剩余劳动力的流动来考察农业与工业之间的影响，而假设资本在两个部门之间是不流动的，并没有考察金融对二元经济结构的影响。
1964年，海拉·明特提出了落后国家的金融二元性问题；相似地，金融发展理论的创始人爱德华·肖和罗纳德·麦金农也于1973年指出发展中国家“市场不完全”的一个重要表现，就是存在两个割裂的金融市场：一方面拥有少数现代化的、正规的金融市场和组织，被称为“有组织的金融市场”；另一方面存在着大量落后的、传统的和非正规的金融活动，被称为“无组织的金融市场”。而且两个市场之间由于存在种种阻隔无法实现资金的有效流通，形成统一的金融市场。进一步地，他们从金融二元结构的角度来解释经济二元结构的产生。明特认为，政府为了促进工业化，把数额有限的资本和外汇资源按有利的条件提供给现代部门，同时按不利的条件提供给传统经济部门。并且金融二元性导致资金从传统经济部门向现代部门的净流出，使现代部门的扩展对传统经济部门的正面影响很小，甚至产生负效应。而罗纳德·麦金农利用欧文·费雪的两时期分析框架来说明：在割裂的金融市场条件下，会出现金融机构只向一部分企业家而不向另一部分企业家(或农户)提供低息贷款的情况，这样只有那些可以获得低成本信贷的企业家可以采用新技术从而获得较高的投资收益，而无法获得低成本贷款的企业家(或农户)则被封闭在低级技术中，无法获得投资的高收益。所以信贷获得的不平等会导致二元经济结构。
爱德华·肖和罗纳德·麦金农从金融深化的角度指出，造成发展中国家金融二元结构的主要原因是由于政府普遍采取“金融抑制”(financial repression)政策，比如人为地分隔金融市场，形成金融的垄断，人为设立低利率和高汇率，实行资金信贷配给制等。而要打破金融抑制，就要打破金融业垄断，鼓励民营金融业与政府金融业共同发展，将“场外活动”纳入有组织的金融活动等等。
本世纪以来，有学者开始关注金融发展与二元经济结构之间的关系。Clarke、Xu和Zou(2003)提出了一个扩展的库兹涅茨假说：经济结构可以影响金融中介对收入分配的作用机制；而且在金融发展对收入分配的直接作用保持不变的情况下，金融发展与“现代部门的重要性”(importance of modern sector)之间应该存在正的作用关系。并且他们利用91个国家从1960年到1995年的数据对之进行了检验，检验结果是支持该假说的。但是他们的考察是以收入差距为对象，“现代部门重要性”只是作为一个外生变量，并没有得出金融发展与它之间确切的相关关系或者因果关系。我国学者王少国(2003)通过两部门二元结构转换模型分析了金融发展如何通过作用于决定二元经济转换的因素来对二元经济结构产生影响。但是王少国没能够将金融发展因素放到模型中去，只是通过定性分析揭示金融发展与二元经济结构之间的间接关系。
到目前为止发展经济学理论尚未能为发展中国家二元经济结构转换过程中的金融支持问题提供足够的理论依据。本文试图从实证的角度进行探索。
二、指标设计和数据说明
(一)指标设计
要分析我国金融发展与二元经济结构的关系，所采用的指标必须既能满足理论要求又能反映实际情况。本文综合考虑金融发展理论和二元经济结构理论中实证研究所用的指标体系，设计了两组指标来反映二元经济结构状况和金融发展状况。
1．二元经济结构指标
二元经济结构主要有以下两类：一类是部门二元经济结构，指发展中国家一般存在着性质完全不同的两种经济部门：一是技术先进、生产力水平和收入水平高但是比重较小的现代部门，以工业为代表；一是技术落后、生产力水平和收入水平低但是比重较大的传统部门，以农业为代表。而另一类则是不同地区之间由于生产力和经济发展水平的不平衡而导致的地区二元经济结构，即发达地区与不发达地区并存形成的地区二元经济结构。所以本文分别用以下两个指标来衡量两类二元经济结构。
①二元对比系数(R)
二元对比系数是用来反映部门二元经济结构状况的，由陈宗胜在1994年提出。根据陈宗胜所述：
二元对比系数=农业的比较劳动生产率/工业的比较劳动生产率
其中，某部门的比较劳动生产率=该部门的收入比重/劳动力比重。
这里使用二元对比系数的理由是：二元经济结构通常可用农业与工业的劳动力相对比重和纯收入(或产值)相对比重来衡量，而这两个指标的变动趋势具有规律性：农业部门的劳动力比重和纯收入比重都随人均收入水平的提高而逐步缩小，工业部门的这两个指标则随人均收入的增长而相应提高，这标志着经济活动的重心逐步从传统农业部门向现代工业部门转移。二元对比系数越小，表明两部门的差别越大，即二元性越强，反之则反是(陈宗胜，1994)。但是在现代经济中，现代部门不仅指工业，还包括第三产业，而且第三产业的比重越来越大，现代化程度越来越高。如果仅仅考虑农业和工业的对比系数，并不能反映二元经济结构的真实情况。本文借鉴Clarke、Xu和Zou(2003)的做法，对二元对比系数的公式进行了适当的修改，以更全面地反映我国经济的二元性：
二元对比系数=农业比较劳动生产率/非农产业比较劳动生产率
其中，非农产业比较劳动生产率=第二、三产业的收入比重之和/第二、三产业的劳动力比重之和。
但下文仍然用农业指代第一产业，用工业指代第二、三产业。
②威廉逊系数(Vw)
威廉逊系数又称加权变异系数，由美国经济学家威廉逊(williamson，J.1965)首先使用，是用来反映地区经济发展差异的，现在移用来度量地区二元经济结构状况。采用威廉逊系数首先要解决地区的划分问题，我国在研究地区经济差异时，一般将我国按照东中西三个地带或者按照省级行政单位来划分，本文采用后者以尽可能精确地反映地区二元经济结构状况，其公式如下
其中Y[，i]为第i个省或直辖市的人均国内生产总值，
为全国人均国内生产总值，n为省和直辖市的数量，P[，i]为第i个省或直辖市的人口，P为全国总人口。威廉逊系数越大说明地区经济差距越大，地区二元经济结构越强，反之则反是。
2．金融发展指标
改革开放以来，我国的直接金融和间接金融都有了很大的发展，但至今中国的金融体制还是明显的银行导向型。2004年年底我国金融机构贷款余额为178197.78亿元；而从1991年累积到2004年底，通过发行和配售股票筹集的资金总额只有11642.5亿元，仅占前者的6.53％。所以本文使用银行类金融机构的指标来度量我国金融发展水平。
①贷款相关比率(LIB)
金融发展水平提高的一个主要表现为金融资产规模相对于国民财富的扩展，常用罗纳德·麦金农的M2/GDP指标来衡量。但是Levine和Zervos(1998)认为，M2/GDP这个指标既不能度量负债的来源，也不能度量金融系统的资源配置，实际上与经济增长之间没有理论联系。Arestis、Demetriades和Luintel(2001)考虑到不发达国家国内信贷的作用，设计了贷款与国内生产总值之比这一指标，本文称之为贷款相关比率。根据我国的实际情况，本文认为采用该指标不仅可以反映金融中介规模的扩大，还能够反映在资金配给方面金融中介在国民经济中的活跃程度，所以是比较合理的。贷款相关比率的公式如下
LIR=L/GDP
其中L为全部金融机构贷款余额，GDP为国内生产总值。
②金融结构比率(FSR)
金融发展一方面表现为金融规模的扩大，另一方面也表现为金融结构的改变和优化。按照爱德华·肖和罗纳德·麦金农的观点，打破金融垄断、发展民间金融以及非正规金融活动正规化，也就是金融结构的优化有助于打破金融抑制、消除金融二元结构。所以我们有必要设计一个金融结构指标。
如果把金融机构分为国家金融机构和非国家金融机构①的话，那么改革开放以前我国的金融机构实际上只有中国人民银行一家国家银行和若干家信用合作社，整个金融体系具有明显的行政性、封闭性和单一性，受计划经济的严格约束，不存在真正意义上的商业银行。经过20多年的改革，现在的金融机构除了中央银行、政策性银行和四大国有独资商业银行等国家金融机构外，还有大量的非国家金融机构，如城市商业银行、农村商业银行、城市信用社、农村信用社以及部分非国有独资的股份制商业银行等等。非国家金融机构引入了不同的市场主体，一定程度上弱化了国家对金融资源的垄断，并且使金融服务遍及社会各个层面，把更多的民间资金吸收到有组织的金融市场中去。所以非国家金融机构在金融体系中地位的提升体现了我国金融体系的结构调整和市场化趋势。
非国家金融机构具有很强的区域性和地方特色。一方面，它们很多都属于区域性金融机构，与国家金融机构在全国范围内进行资金配置相比，它们的资金配置主要集中在所在区域之内，并且立足于本地经济的发展，所以对区域经济的发展有着特殊的意义。另一方面，专业性金融机构也是它们的重要组成部分，如农村商业银行、农村信用社等，它们对支持农业的发展有着不可取代的地位。所以非国家金融机构在很大程度上反映了金融资源在地区与部门之间的分配，对二元经济结构转换有着直观的影响。
基于以上理由，本文设计了非国家金融机构贷款与贷款总额之比这一指标，即金融结构比率，其公式如下
FSR=(L-DBL)/L
其中DBL为国家金融机构的贷款，L为全部金融机构贷款余额。该指标比较确切地反映了非国家金融机构在金融体系中的地位和它们对金融资源分配的作用。
(二)数据来源以及处理说明
考虑到时间序列分析对数据的最低要求和数据的可得性，本文研究的样本为从1990年到2004年的季度数据。
本文所用的季度GDP、各行业收入、人口与劳动人口的数据来源于各年《中国统计年鉴》、《中国季度国内生产总值核算历史资料》以及国家统计局网站。而贷款数据是根据各年《中国金融统计年鉴》和各期《金融统计分析》整理。
在进行实证检验前本文对数据作如下处理：首先采用X12方法对数据进行季度调整；然后采用CPI环比指标对GDP和人均GDP数据进行价格平整。而对金融指标则借鉴King和Levine的做法，某年度剔除价格因素后的贷款等于该年度的贷款和上一年度贷款的算术平均值。
本文所用软件为Eviews5．0。
三、实证分析
(一)数据特征描述
我国1990年以来二元对比系数、威廉逊系数、贷款相关比率以及金融结构比率的变化情况如图1、图2所示。
从图1可以看出，1990年以来我国二元对比系数一直在20％附近徘徊，而威廉逊系数则缓慢上升，这说明我国的二元经济结构不但没有得到改观，反而有所加强。从图2可以看出，贷款相关比率和金融结构比率均呈波动性上升态势，这两个指标与二元经济结构的内在关系将在下面的实证检验中给予说明。
(二)变量的平稳性检验
由于宏观经济数据常常是非平稳的，因此在进行相关检验之前需要对变量进行单位根检验。本文采用ADF检验法来检验各变量的平稳性。检验结果如表1所示。
表1 各变量平稳性检验结果
检验类型② 某显著性水平下ADF的临界值
变量ADF检验值平稳性
(c，t) 1％ 5％10％
R(c，0)-2.36962-3.5504 -2.91355-2.59452否
D(R) (0，0)-3.10313-2.60616-1.94665-1.61312是
Vw(0，0)3.541531-2.60475-1.94645-1.613238
否
D(Vw) (c，0)-4.80928-3.55502-2.91552-2.59557是
LIR
(0，0)1.154189-2.60544-1.94655-1.61318否
D(LIR) (0，0)-6.12343-2.60544-1.94655-1.61318是
FSR
(0，0)1.50061 -2.60691-1.94676-1.61306否
D(FSR) (0，0)
-1.856888-2.606911 -1.946764-1.613062
是
由表1可以看出，R、Vw、LIR和FSR均是一阶单整序列。对非平稳的经济变量不能采用传统的线性回归分析方法来检验相关性，而应采用协整方法进行检验。
(三)协整检验
虽然各指标是非平稳的，但是这些指标之间的某种线性组合可能是平稳的。如果这样的组合存在，就认为它们之间存在长期稳定的比例关系，即协整关系。下面使用Johansen检验法来进行协整检验。
1．R和LIR、FSR之间的Johansen检验。
表2 R和LIR、FSR之间的Johansen检验结果
协整向量个数原假设 特征值迹统计量 1％的临界值 相伴概率
R=0 0.337229
38.5715935.192750.0208
R≤10.149560
14.7146620.261840.2432
R≤20.087621
5.3186099.1645460.2503
从表2可以看出，在1％显著性水平下，变量间存在惟一的协整关系，协整方程如下
R=-0.048210 LIR+0.565160 FSR(1)
(0.02)③(0.19)
上式表明贷款相关比率、金融结构比率和二元对比系数之间存在长期稳定的相关关系，其中贷款相关比率与二元对比系数之间是负相关关系，而金融结构比率与二元对比系数之间是正相关关系。即我国贷款相关比率越大，部门二元经济结构性状越强；非国家金融机构的作用越大，则部门二元经济结构性状越弱。
2．Vw和LIR、FSR之间的Johansen检验。
表3 Vw和LIR、FSR之间的Johansen检验结果
协整向量个数原假设 特征值 迹统计量
5％的临界值 相伴概率
R=00.37499329.2671024.275960.0108
R≤1
0.0467973.41749312.320900.7929
R≤2
0.0141080.7814794.1299060.4336
从表3可以看出，在5％显著性水平下变量间存在唯一的协整关系，协整方程如下
Vw=0.168312 LIR-0.057320 FSR(2)
(0.01)(0.24)
上式表明贷款相关比率、金融结构比率和威廉逊系数之间也存在长期稳定的相关关系，其中贷款相关比率和威廉逊系数之间是正相关关系，金融结构比率和威廉逊系数之间是负相关关系。这说明我国贷款相关比率越大，地区经济差异越大，地区二元经济结构越强；非国家金融机构的作用越大，地区经济差异越小，地区二元经济结构越弱。
(四)Granger因果检验
贷款相关比率、金融结构比率和二元对比系数、威廉逊系数之间存在协整关系，但是尚未能判断金融发展与二元经济之间是否存在因果关系。下面我们分别对LIR、FSR和R、Vw采用非平稳序列下的Granger因果关系检验法进行分析，检验结果如下
表4 Granger检验结果
原假设滞后阶数④
x2值 相伴概率
LIR不是R的Granger原因 2 7.8522090.0197
R不是LIR的Granger原因
11.271470.0036
FSR不是R的Granger原因 2 9.5192330.0086
R不是FSR的Granger原因
4.6992350.0954
LIR不是Vw的Granger原因2 7.7005600.0213
Vw不是LIR的Granger原因 0.5268550.08683
FSR不是Vw的Granger原因2 6.5858140.0371
Vw不是FSR的Granger原因 3.3699730.1854
由表4可以看出：在5％的显著性水平下，贷款相关比率和金融结构比率均是二元对比系数和威廉逊系数的Granger原因，而且二元对比系数是贷款相关比率的Granger原因。
四、对实证结果的分析及政策建议
(一)对实证结果的分析
实证结果表明：上个世纪90年代以来，我国金融发展和二元经济结构转换之间存在协整关系和Granger因果关系，即金融发展对我国二元经济结构转换有显著的影响，其中贷款相关比率上升对二元经济结构转换起到了负向作用，而金融结构比率的上升对二元经济结构转换起到了积极的促进作用。
贷款相关比率上升对二元经济结构转换起负向作用是因为贷款的增长是一种非均衡增长，主要表现为金融机构的贷款倾向于现代工业、城市和发达地区，导致这些部门和地区所获得的金融资源远远多于农业、农村和不发达地区所获得的金融资源。贷款规模的扩大虽然在一定程度上促进了农业、农村和不发达地区的发展，但却在更大的程度上促进了工业、城市和发达地区的发展，从而拉大了经济的两极分化。
从图3可以看到，除了90年代初农村存款是略少于农村贷款之外，其他年份农村存款都是远远大于农村贷款，而且差额不断上升，到2004年更是高达8563.57亿元；15年间农村存贷款差额累计达到40876.52亿元。由于数据可得性原因，本文农村存款中未包括乡镇企业存款，若把这一部分存款计算在内，农村存贷款差额将更大。以上数据说明了每年都有大量的资金从农村流向城市，我国金融体系在金融资源配置上明显地倾向于现代部门，这和罗纳德·麦金农(1993)⑤的观点是一致的。
我国金融体系对工业、城市和发达地区的倾斜发展是有着深层次原因的。一方面，资金具有逐利的本质，在一定的金融运行机制的作用下，资金倾向于从收益相对较低的农业部门和农村流向工业部门和城市。另一方面，我国的金融部门在改革开放过程中有着显著的功能财政化特征(张杰，1997；周立，2005)。由于我国的金融体系具有很强的汲取剩余能力，国家就通过控制金融系统使之成为国家推进改革开放和施行宏观经济政策的一个直接工具。而我国在计划经济时期实施重工业优先发展的赶超战略，改革开放后又实施东部沿海地区优先发展战略，在这些非均衡发展战略的政策背景下，为了支持工业和东部地区的优先发展，大量的金融剩余⑥从农业流向工业、从农村流向城市、从中西部地区流向东部沿海地区。这就解释了为什么贷款规模的扩大对二元经济结构转换起到了负向作用。
而金融结构比率的上升则意味着非国家金融机构的发展，非国家金融机构对农业、农村和不发达地区的金融资源起到了较好的保护作用。国家金融机构是在全国范围内进行资金配置，从农村和不发达地区汲取的金融资源就不可避免的流向城市和发达地区；而非国家金融机构由于具有很强的区域性，其资金配置主要在本地区和部门内进行，对于不发达地区和传统部门来说可以起到减少金融资源的流失、支持本地区和部门的经济发展的作用。所以非国家金融机构作用的加大在一定程度上抵消了贷款规模非均衡增长所造成的消极影响，对二元经济结构转换起到了积极的促进作用。
我国已经提出构建和谐社会、节约型社会的战略目标，“三农问题”、“城乡差别和地区差别问题”、“环保问题”、“能源消耗问题”和“经济可持续发展问题”已成为党和国家关注的焦点。在这一宏观背景下，传统部门、农村和不发达地区所提供的产品的经济社会价值都会明显提高。例如，农村提供的产品大多能耗较少、环境污染较少，能较好地利用当地的资源，若能采用现代化技术对初级产品进行深加工，其经济附加值将是十分可观的。因此，通过国家正确的政策导向，有效地运用市场机制，向传统部门、农村和不发达地区引入资金并产生很好的效益是完全可能的。我们认为，非国家金融机构向传统部门、农村和不发达地区提供金融支持具有重要的战略意义且大有作为。
在我国目前国家金融机构占据整个金融体系主体地位的情况下，发展非国家金融机构可以有效弱化国家金融机构的垄断地位，加强金融业运行的市场机制，优化金融资源的配置。但这并非排斥国家金融机构的存在，国家金融机构依然是我国金融体系的重要组成部份，政策性银行更是促进落后产业和地区经济发展的重要推动力量。
(二)政策建议
为了实现我国二元经济结构的顺利转换，达到建设和谐社会的目的，我们要充分发挥金融在其中的积极作用。
一方面，我们不能限制宏观贷款规模的扩展，而是要调整金融的财政性功能，使之为二元经济结构转换服务。我国金融体系对促进金融剩余从传统部门向现代部门流动是具有效率的，但是对促进金融剩余的反方向流动却是低效率的。因此我们要弱化政府对金融向现代部门过度倾斜的影响，同时又要加强对农业、农村和不发达地区的政策性金融支持、以各种优惠政策引导商业银行向它们提供金融支持，促进金融剩余的合理流动。
另一方面，我们要促进金融结构的进一步优化。我们要大力发展非国家金融机构，以充分有效地利用本地区和部门内的金融剩余，保证区域经济和农业经济的发展可以获得足够的金融支持。具体而言就是要发展城市商业银行、城市信用社、农村商业银行、农村信用社、农村合作银行等地方中小金融机构。
从宏观的角度看，发展地方中小金融机构首先有利于实现金融制度安排多元化，使之与二元经济结构相对应；其次可以提升金融体系的市场化程度，提高金融资源的配置效率，在一定程度上弱化金融的财政功能；最后可以将在农业和个体经济中广泛存在的非正规的民间融资活动纳入有组织的金融市场并置于政府的监管之下，从而更有效地利用民间资金。
从微观的角度看，由于交易成本和信息不对称问题，大型金融机构往往集中于向大城市、大型企业提供资金支持，而不愿意向农业、乡镇企业提供贷款。而地方中小金融机构在支持地方经济和农业经济发展时相对于大型金融机构来说，在信息成本、谈判成本、实施监督成本、代理成本等方面更具有优势。同时，由于大型金融机构基本都撤出了农业和乡镇企业的信贷市场，留下的市场空白就是它们发展的土壤。
注释：
①国家金融机构是沿用《中国金融统计年鉴》对国家银行的指定范围，指人民银行、四大国有银行、交通银行、中信实业银行、政策性银行和邮政储蓄机构。而非国家金融机构是指除国家金融机构之外的其他金融机构，包括其他商业银行、外资银行、城市信用社、农村信用社、信托投资公司、财务公司和租赁公司等。
②检验类型是否保留截距和趋势项是根据从一般模型中得到的截距和趋势项的t统计值是否显著而确定的。其中c表示含截距项，t表示含趋势项，p为滞后阶数。滞后阶数根据AIC信息准则确定。下同。
③括号内数字为标准化协整系数估计值的渐进标准差。
④最佳滞后阶数由VAR模型的滞后阶数确定。
⑤见罗纳德·麦金农，1993：《经济市场化的次序》，中译本，上海三联书店、上海人民出版社，1996。
⑥金融剩余就是国家从非国有部门获取的金融资源大于国家给非国有部门注入的金融资源的差额(张杰，1997)．
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