货币、金融深化与经济增长的效率——基于中国的实证，本文主要内容关键词为：实证论文,经济增长论文,中国论文,货币论文,效率论文，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。
虚拟经济与实体经济的关系历来是理论关注的焦点之一，自从维克塞尔(J.G.-K.Wicksell)提出货币与经济的一体化理论之后[1]，以前的将价值理论与货币理论相分离的“两分法”的经济分析方法被打破。随后，尤其是20世纪60年代以后，雷蒙德·W·戈德史密斯(Raymond W.Goldsmit)和爱德华·S·肖(Edward S.Shaw)以及罗纳德·麦金农(Ronald Mckinnon)等人从实证和理论上对金融在经济发展中作用进行了深入地研究。改革开放后，随着我国金融中介机构的增多和金融流量的急剧扩大，金融在资源配置和促进经济增长方面的作用越来越受到人们的重视，有关这方面的实证研究也随之增多[2,3]。但这些研究大多只是对一些金融变量与经济变量的相关分析，而对于金融深化与生产效率之间关系的分析却往往只集中在规范意义上，实证方面的研究尚不多见。由于搞清金融深化与生产效率之间关系对于正确评价金融改革的成果和理解虚拟经济与实体经济的关系是至关重要的，因此有必要从实证角度对此进行深入地研究。为此，我们先来考虑一下货币在生产函数中作用的理论演变。
一、生产函数中货币
通常情况下，生产函数被定义为描述生产过程中投入的生产要素的某种组合同它可能生产的最大产量之间的依存关系的数学表达式，即：y=f(x[,1],x[,2],…x[,n])，这里，x[1],x[,2],…,x[,n]表示各种投入要素。由于中间生产物的购入和售出可以相互抵消，因此在一般的宏观经济分析中，投入要素被简化为只包含资本(K)和劳动(L)，此时生产函数的表达式变为：y=f(K,L)。
实际上，在古典主义和凯恩斯主义宏观经济模型中，生产函数都是以这种形式出现的，这种生产函数的一个特点是货币都未被作为一种投入要素而引入函数中。但对于货币对产出的作用，古典主义和凯恩斯主义还是有一定区别的；古典宏观经济模型是建立在货币理论和价值理论“两分法”的基础之上的，因此它们认为货币对实际产出不构成任何影响；凯思斯主义宏观经济模型则认为货币供应量可以通过货币市场和商品市场之间的相互作用影响总需求，进而间接影响总量生产函数。
不过，同以上两种看法相反，许多学者从货币作为商品交换媒介可以降低交易费用的角度出发，认为货币是投入生产过程的一个有价值的流动要素，它可以影响实际产品和劳务的流量，因此主张将货币同资本和劳动一样作为生产性要素引入总量生产函数中。最初进行这一尝试的代表人物是新凯恩斯主义的帕廷金(D.Patinkin)。在他建立的一般均衡宏观经济模型中，总量生产函数的形式为：
为实际现金余额[4]。
显然，如果货币的作用的确如帕廷金所言，则生产函数中是否包含货币应是影响生产效率的一个因素，而且随着金融深化程度的提高，生产效率也应当有所提高；否则两种生产函数形式下所估计出的生产效率至多只应有微小的差别，而且由金融深化程度加深所引起的增量生产效率与时间也不应具有统计上的相关关系。本文的目的就是要对此进行验证。为此，下面的实证分析将主要做两方面的工作：一是验证货币是否是影响生产效率的因素；二是在上述结论成立的条件下验证由金融深化程度加深所引起的增量生产效率与时间之间的相关关系是否具有统计上的显著性。
二、研究的理论方法与数据
理论上，生产的效率状况可通过实际产出与生产可能性边界之间的位置关系来说明。如图1所示，设由生产契约线得到的生产可能性边界为AB，则实际产出只能落在有界闭区域AOB内。若产出落在AB曲线上，则说明生产是有效率的；否则说明生产是无效率的，其无效率的程度可用实际产出与潜在产出（生产可能性边界上的点）之间的比率表示。
通过上面的分析可知，实证分析的关键是要给出边界生产函数的具体估计形式。为此本文将采用生产函数为C-D形式的修正最小二乘法(COLS)进行参数估计，其基本原理可参见文献[5]。实证分析中所用的数据为年度数据，时间跨度为1981～1998，所用数据分别来自《中国统计年鉴》、《中国农村经济年鉴》、《乡镇企业年鉴》和《中国金融年鉴》有关各期。由于统计口径与所需变量口径不一致，一些变量来自间接的计算。其中国有企业职工人数＝采掘业职工人数＋制造业职工人数＋电力、煤气及水的生产和供应业职工人员＋建筑业职工人数＋地质勘察业、水利管理业职工人数＋交通运输仓储和邮电通信业职工人数；农业固定资产总额＝乡村户数×平均每户生产性固定资产原值；全社会固定资产总额＝农业固定资产总额＋工业固定资产总额；工业固定资产总额＝独立核算工业企业固定资产原值＋建筑业固定资产原值＋运输业固定资产原值。另外由于统计口径前后的不统一，农业耕地面积1985年前的数据用播种面积来代替，统计分析中所用变量的含义见表1。
图1 生产的可能分布区域示意图
表1 模型中所涉各变量的含义
变量名称
变量含义（1980年为100）
y[,1]全社会总产值指数
k[,1]全社会固定资产总额指数
l[,1]全社会从业人员总额指数
y[,2]农业生产总值指数
k[,2]农业固定资产总额指数
l[,2]农业劳动力指数
land 农业耕地面积指数
y[,3]国有企业总产值指数
l[,3]国有企业职工总额指数
k[,3]国有企业固定资产总额指数
y[,4]乡镇企业总产值指数
k[,4]乡镇企业固定资产总额指数
l[,4]乡镇企业职工总额指数
m[,2]广义货币供应量指数
三、变量的平稳性检验
由于实证分析中的参数估计是基于OLS的回归分析法，而用于统计检验的统计量的分布规律取决于变量是否是平稳的，因此为避免出现谬回归的现象，首先必须对变量进行平稳性检验。为使扰动项的分布更具一般性，这里采用ADF(Dicke and Fuller,1979)法进行检验，即假设数据的生成过程为：
对假设H[,0]:β=0进行参数检验，这里ε[,t]是一平稳过程。具体的检验结果见表2。
表2 单位根检验结果
注：这里的临界值为MacKinnon临界值(MacKinnon,1991)，*表示在10%的水平上拒绝原假设，**表示在5%水平上拒绝原假设，***表示在1%水平上拒绝原假设。
从检验结果可以看到，除lnl[,1]和lnl[,2]外，其它变量在剔除时间趋势的影响因素以后均可以通过单位根检验，因此在水平数据上用一般的OLS回归分析法进行下面的参数估计所用检验统计量都是一般意义上的。
四、社会相对生产效率状况
根据确定性统计边界生产函数的COLS估计原理(Richmand,1974)，将生产函数取为C-D形式并考虑货币作为生产要素和货币不作为生产要素两种情况，利用样本数据，得到如下的模型估计结果见表3。
根据表3的结果对模型1和模型2的常数项进行修正，得到考虑货币因素和不考虑货币因素的社会边界生产函数分别为：
lny[,1]=4.5826+0.78lnm[,2]-0.32lnl[,1]-0.41lnk[,1]
(1)
lny[,1]=0.139+0.4785lnk[,1]+0.5213lnl[,1]
(2)
将社会生产总值的样本观测值与边界生产函数值之比
做为两种情况下历年的社会相对生产效率，分别记为spe[,1]（考虑货币因素）和spe[,2]（考虑货币因素）其基本情况见图2。图2所显示的信息表明，1993年以前两种情况下的社会相对生产效率的大小是交替的，没有一个明显的规律，而1993年以后spe[,1]要大于spe[,2]；另外，从图形上看，spe[,1]似乎也不具有时间趋势。但这些都是描述性的，要使其在统计上有意义，还必须进行相应的统计检验。为此，下面将进行t检验和r检验，以验证金融深化所造成的社会相对生产效率变化的时间趋势性和在平均意义上spe[,1]和spe[,2]是否是没有区别的，检验结果见表4。
图2 社会相对生产效率状况(1980～1998)
根据假设检验的结果，从总体上看，两种情况下社会平均相对生产效率在统计上并没有明显的区别。但1993年以后的数据表明，我们可以在11.9%的显著性水平上拒绝它们没有区别的假设，由于这是一个较小的概率事件，因此有理由认为在这种情况下二者是有区别的。也就是说尽管从总体上来看货币因素的加入并没有使社会生产效率得到明显提高，但可以认为1993年后货币开始做为一个生产性的要素的确带来了生产效率的增长，根据样本均值的计算结果，增长率大约为0.36%。关于金融深化所造成的社会相对生产效率变化的时间趋势性，检验结果表明，在剔除了其它影响因素后，货币因素所导致的生产效率的增长与时间是不相关的。这说明金融深化程度的加深并没有使生产效率得到相应地提高。
五、社会相对生产效率状况的典型剖析与比较
为了从深层面对社会相对生产效率状况有一个把握，下面将按部门和所有制对社会相对生产效率状况进行典型剖析与比较。为此，我们选择了农业、国有企业和乡镇企业的三组样本数据进行统计分析，具体的分析步骤和目的与对全社会的分析过程相同。也就是说，我们首先利用确定性统计边界生产函数求出三个不同对象组的相对生产效率时间序列值，然后对时间序列进行相关分析和t检验，以达到验证货币是否是影响相对生产效率的因素以及相对生产效率是否随金融深化程度的加深而相应提高的目的。具体的分析结果见图3、图4、图5和表5、表6。
图3 农业相对生产效率状况(1980～1998)
检验结果显示，农业、国有企业和乡镇企业包含货币因素的相对生产效率状况与不包含货币的相对生产效率状况没有区别的假设均在很小的显著性水平下被严格地拒绝了，这说明货币的确是影响它们的相对生产效率的一个因素。由于农业和国有企业包含货币因素的相对生产效率样本均值要大于不包含货币因素的样本均值而乡镇企业的情况却恰恰相反，因此可以认为从平均意义上来说，对农业和国有企业而言，货币的确是一个生产性的要素，但对乡镇企业而言，货币却并不具有生产要素的功能。对这一结论的一个可能的经济解释是中国改革过程中存在着金融二元主义。根据麦金农的分析[6]，在中国渐近的市场化改革过程中，为了保证整个经济的稳定和减少社会代价，大部分银行存款被以低于均衡水平的成本用于机制内的部门，而象乡镇企业这样的体制外部门实际上很难获得银行贷款的支持。也就是说，对乡镇企业的实证分析结果之所以与农业和国有企业的分析结果不一致，一个比较可信的解释是因为实际上乡镇企业并没有获得多少M[,2]（M[,2]主要是由各种银行存款构成）。
表5 农业、国有企业和乡镇企业的确定性边界生产函数COLS估计结果
表6 三组相对生产效率样本序列假设检验结果
从样本平均相对生产效率的大小比较来看，货币因素的加入使得农业相对生产效率提高了1.37个百分点，远大于国有企业的0.21个百分点，这说明农业部门的货币利用效率要远高于国有企业。关于这一点可通过两个部门经济主体的不同行为特征来说明。显然，相对国有企业而言，80年代农村经营体制改革后，农业部门经济主体的行为更具理性特性，因此其对资源的利用效率就越高。
另外，对假设2的显著性检验结果说明，如果拒绝原假设，我们将面临犯较大概率错误的危险，因此可以认为金融深化程度对相对生产效率提高是无关的，这与对总体情况的分析结果是一致的。
六、基本结论
本文在对变量的单位根检验基础之上，利用COLS法估计出了全社会以及其三个典型构成部分农业、国有企业和乡镇企业的确定性边界生产函数，并由此计算出了它们的相对生产效率值。对这些相对生产效率时间序列值的统计分析结果表明：关于货币是一个生产性要素还是仅是一层“面纱”的问题，样本区间为1980～1998年的结果显示，包含货币因素的相对生产率状况与不包含货币因素的相对生产率状况并没有显著的差异，因此这种情况下可以接受货币只是一层“面纱”的古典宏观经济学的假设，即认为货币并没有起到生产要素的作用；而对全社会样本区间为1993～1998以及对农业、国有企业和乡镇企业样本区间为1980～1998的分析所得出的结果则与此相反，且除乡镇企业由于体制上的原因外，其它的分析均表明，货币是一个重要的生产性要素，它对于提高相对生产率的作用是显著的，这其中又以农业尤为突出。关于我们要验证的另一个问题，即金融深化是否有助于相对生产率的提高，所有情况下的检验结果均严格拒绝了金融深化有助于提高相对生产率的假设。由此可见，我们在通过对货币市场和资本市场的扩容来促进金融深化的过程中，要特别注意提高金融资源增量的配置效率。
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