封思賢，李政軍，謝靜遠

(1.南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210097;2.中國進出口銀行 南京分行，江蘇 南京 210029)

一、引言

長期以來，人們一直認為金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，金融發(fā)展存在顯著的經(jīng)濟增長效應(yīng)。Mckinnon(1973)［1］、Shaw(1973)［2］、Beck 等(2000)［3］、Rioja和Valev(2004)［4］等大量文獻也早就從多方面論證了這種增長效應(yīng)。在本輪金融危機發(fā)生初期，各國政府便根據(jù)這種增長效應(yīng)迅速出臺了一系列拯救經(jīng)濟的金融措施，并期望以此來避免金融危機向經(jīng)濟危機蔓延。然而，后危機時期經(jīng)濟艱難復(fù)蘇且前景仍不明朗的現(xiàn)實背景，必然要求我們對金融與經(jīng)濟之間的互動關(guān)系進行新的深刻思考。在當前及未來很長的一段時間內(nèi)，轉(zhuǎn)變增長方式將是我國經(jīng)濟發(fā)展的主要目標之一。翻開長三角近年來的政府工作報告和最新“十二五”發(fā)展規(guī)劃，不難發(fā)現(xiàn)，江蘇、浙江、上海均把發(fā)展金融業(yè)作為轉(zhuǎn)變本地區(qū)經(jīng)濟增長方式的重點措施之一。長三角的許多措施更是經(jīng)常被國內(nèi)許多其他省市借鑒和應(yīng)用，然而，后危機時期，經(jīng)濟演變的復(fù)雜性需要我們對“金融在多大程度上并通過哪些渠道來促進增長方式轉(zhuǎn)變”做出科學判斷?；诖耍疚膶⒁蚤L三角為例，分析金融支持與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變之間的相互關(guān)系。

從已有相關(guān)文獻來看，專門討論金融與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變關(guān)系的文獻還十分稀少，絕大多學者重點研究的是金融與經(jīng)濟增長之間的相互關(guān)系。如Goldsmith(1969)［5］曾指出:“金融結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響如果不是最重要問題，也是重要問題之一。”但正如Goldsmith所說:“但是，我們無法弄清這種聯(lián)系究竟意味著什么;到底是金融因素促進了經(jīng)濟增長呢，抑或金融發(fā)展是由其他因素引起的經(jīng)濟增長的一種反映?”King和 Levine(1993)［6］等延續(xù)了 Goldsmith 的工作，分析了金融發(fā)展水平與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系。早期的相關(guān)研究大多以銀行業(yè)代替金融業(yè)，但在現(xiàn)代金融體系下，討論金融與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系時，僅僅考慮銀行是不夠的。為了更準確地衡量金融支持，需要引入股票、債券等金融子市場。在此 基 礎(chǔ) 上，Arestis、Demetriades和 Luintel(2001)［7］發(fā)現(xiàn)，雖然銀行和股票市場的發(fā)展都解釋了后來的增長，但是銀行的影響遠比股票市場大。Rioja和 Valev(2004)［4］卻認為，金融與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系是不同的，只有發(fā)達地區(qū)或基于市場的金融體制才更有利于經(jīng)濟增長。國內(nèi)方面，談儒勇(1999)［8］最早對中國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系進行了實證研究;王定祥等(2009)［9］認為，金融資本適度形成是經(jīng)濟實現(xiàn)最優(yōu)增長的必要條件，但是，我國金融資本和真實資本之間的轉(zhuǎn)換制度缺乏充分的彈性，導(dǎo)致我國的經(jīng)濟增長和金融之間并未體現(xiàn)出有利的相互促進關(guān)系。趙勇、雷達(2010)［10］認為，不同地區(qū)的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的促進作用存在較大差異;金融發(fā)展水平的提高可以通過降低增長方式轉(zhuǎn)變的門檻值來推進經(jīng)濟發(fā)展向集約型轉(zhuǎn)變。在分析視角上，上述文獻給本文的啟示至少有三點:金融與增長方式轉(zhuǎn)變的關(guān)系分析不能只是單方向的;不能只考慮以銀行為代表的間接金融，必須綜合考慮資本市場;不同的區(qū)域或經(jīng)濟體制應(yīng)區(qū)別分析。

除本部分外，本文的結(jié)構(gòu)安排是:在第二部分，本文將基于索羅經(jīng)濟增長模型(Solow，1957)［11］，給出經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變效率的衡量指標和計算方法，并根據(jù)結(jié)果探討長三角增長方式的特征;第三部分是給出具體的金融指標，并建立金融與增長方式轉(zhuǎn)變效率的計量模型;第四部分將利用第三部分的模型與長三角的數(shù)據(jù)，實證分析金融支持與增長方式轉(zhuǎn)變的相互關(guān)系;第五部分為全文的結(jié)論和相應(yīng)的政策性建議。

二、長三角經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變效率的衡量

(一)衡量指標的選擇

經(jīng)濟增長的核心內(nèi)容是效率，生產(chǎn)率自然為人們所關(guān)注。生產(chǎn)率是指生產(chǎn)過程中投入品轉(zhuǎn)化為產(chǎn)出品的效率，分為單要素生產(chǎn)率和全要素生產(chǎn)率(totalfactorproductivity，TFP)。一國或地區(qū)的經(jīng)濟增長來自于兩個方面:要素投入的增長和全要素生產(chǎn)率的增長。TFP是衡量單位總投入、總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標，其計算方法是:

在現(xiàn)實經(jīng)濟中，由要素投入增加對經(jīng)濟增長起主導(dǎo)作用的增長方式稱為粗放型，由全要素生產(chǎn)率提高對經(jīng)濟增長起主導(dǎo)作用的增長方式稱為集約型。全要素生產(chǎn)率是對經(jīng)濟增長質(zhì)量的衡量，全要素生產(chǎn)率提高意味著經(jīng)濟增長方式向集約型轉(zhuǎn)變，反之則意味向粗放型轉(zhuǎn)變。根據(jù)Solow(1957)等提出的新古典增長理論，從長期來看，資本邊際收益遞減，如果僅通過要素投入的增加來驅(qū)動經(jīng)濟增長，則經(jīng)濟增長很難持續(xù)，因此，經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展的關(guān)鍵在于積極轉(zhuǎn)變增長方式。

基于上述判斷，本文用全要素生產(chǎn)率的年增長率來衡量經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變效率。

(二)全要素生產(chǎn)率(TFP)年增長率的計算

1.計算公式

遺憾的是，由于統(tǒng)計等因素，TFP無法直接從公式(1)中計算出來。本文將在Solow(1957)經(jīng)濟增長模型的基礎(chǔ)上，結(jié)合經(jīng)濟計量方法給出全要素生產(chǎn)率的間接估計方法。

在Solow(1957)經(jīng)濟增長模型中，總的產(chǎn)出函數(shù)是:

下標 t表示時間，Y、A、K、L、α 分別表示總產(chǎn)出、技術(shù)進步、資本、勞動和資本產(chǎn)出彈性。在假設(shè)L不變時，對人均化的產(chǎn)出函數(shù)取自然對數(shù)并對t求導(dǎo)，得到增長方程式:

其中，gAt是 TFP的增長率①此模型中，Solow把TFP的增長視為技術(shù)進步的反映，把技術(shù)進步視為轉(zhuǎn)變增長方式最核心的因素。，gyt是 GDP增長率，gkt是資本存量增長率。由于gyt和gkt可以根據(jù)統(tǒng)計年鑒上的相關(guān)數(shù)據(jù)計算出來，因此，只要能夠估計出資本的產(chǎn)出彈性α，就可以從式(3)中計算出TFP的年增長率gAt。

2.數(shù)據(jù)處理

要估計長三角的資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α，需要1978-2009年的人均GDP和人均資本存量的數(shù)據(jù)。本文所稱的長三角是廣義上的概念，包括江蘇省、浙江省和上海市。GDP數(shù)據(jù)來源于《新中國五十五年統(tǒng)計資料匯編》和《中國統(tǒng)計年鑒》。本文利用江蘇、浙江、上海各省市的GDP指數(shù)和當年價格GDP計算出隱含的GDP價格指數(shù)，對當年價格的GDP數(shù)據(jù)進行平減，得到以1978年為基期的GDP時間序列。

關(guān)于資本存量Kt的測算方法，本文采用Goldsmith于1951年開創(chuàng)、現(xiàn)在被OECD國家廣泛采用的永續(xù)盤存法(PIM)，它的基本公式是:

其中，It是當年凈投資，δ是資本折舊率。計算資本存量Kt需要解決四個指標:當年投資量It的選取、固定資本投資價格指數(shù)的確定、固定資產(chǎn)折舊率δ和基年(1978年)資本存量的確定。

由于現(xiàn)有投資有一部分是用于研究開發(fā)而并非全部服務(wù)于生產(chǎn)，因而，結(jié)合內(nèi)生技術(shù)進步理論，在選擇It數(shù)據(jù)時，本文采用的是扣除對技術(shù)投入補償后的固定資本形成總額，根據(jù)統(tǒng)計年鑒顯示的數(shù)據(jù)規(guī)律，扣除比例為5%。本文利用固定資本形成額和統(tǒng)計資料中已計算的各省固定資本形成指數(shù)，計算出長三角的固定資本價格指數(shù)。結(jié)合王小魯和樊綱(2000)［12］、龔六堂和謝丹陽(2004)［13］等人的研究，本文取δ=13%。根據(jù)張軍(2003)［14］對全國固定資產(chǎn)800億元(1952年價格)的估計以及長三角GDP占全國比例，我們估計1952年長三角的資本存量為88.7億元(1978年價格)。據(jù)此，由式(4)得到1978年的長三角資本存量為529億元(1978年價格)。

有了人均GDP和人均資本存量的數(shù)據(jù)，便可以估計資本產(chǎn)出彈性α了。在Solow(1957)的分析框架中，產(chǎn)出是資本的指數(shù)函數(shù)，取對數(shù)后得到估計α的線性計量模型:

其中，c是截距項，εt是隨機擾動項。但是，只有當lnyt和lnkt兩個序列全是平穩(wěn)時，才可直接利用式(5)得到資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α1。因此，必須首先檢驗兩個序列的平穩(wěn)性。

本文采用的平穩(wěn)性檢驗方法是ADF(單位根)檢驗法。由于我國的宏觀經(jīng)濟體制在1994年末實施了“由計劃經(jīng)濟轉(zhuǎn)向市場經(jīng)濟”轉(zhuǎn)變的重大改革，因而，根據(jù)我們從文獻綜述獲得的啟示，我們將檢驗分兩個時間段:1978-1994年和1995-2009年。

檢驗發(fā)現(xiàn):1978-1994年，lnyt和lnkt兩個序列全平穩(wěn)。式(5)的計量結(jié)果是:R2=0.71，資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α1=0.61(對應(yīng)的t值統(tǒng)計量為4.75，結(jié)果通過1%的顯著性水平檢驗);

1995-2009年的lnyt和lnkt兩個序列都是非平穩(wěn)的，進一步對兩序列的一階差分進行平穩(wěn)檢驗，得到lnyt和lnkt兩序列的一階差分都是平穩(wěn)的。于是，得到計量模型:

式(6)的計量結(jié)果是:R2=0.62，1995-2009年的資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α2為0.4(對應(yīng)的t值統(tǒng)計量為4.42，通過了1%的顯著性水平檢驗)。

3.計算結(jié)果

將得到的兩階段資本產(chǎn)出彈性系數(shù)分別代入式(3)，并將結(jié)果合并在一張圖上，我們得到了全要素生產(chǎn)率年增長率(圖1)。圖1顯示，長三角兩個階段的TFP增長呈現(xiàn)較明顯的短期波動性特征。1979-1994年，TFP增長速度緩慢，年平均增長率只有0.16%;1995-2009年，TFP增長加快，年均增長率達到4.5%。這表明:在計劃經(jīng)濟階段，長三角的經(jīng)濟增長方式并未得到有效的積極轉(zhuǎn)變。在計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌的1995-2009年，長三角的經(jīng)濟增長方式處于快速積極轉(zhuǎn)變之中。這也可以從資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α的計算結(jié)果中得到驗證。α的含義是資本存量Kt每增加1%，產(chǎn)出增加α%。在GDP增長率既定條件下，資本產(chǎn)出彈性估計值α越大，投資增長對GDP增長的貢獻率就越高，TFP增長對GDP增長的貢獻率就越低。1979-1994年的α1為0.61，明顯大于1995-2009年的α2(α2=0.4)，這表明長三角1979-1994年的經(jīng)濟增長方式比較傾向于粗放的投資拉動型，而1995-2009年比較傾向于集約型。

圖1 長三角的全要素生產(chǎn)率年增長率(1979-2009)

三、變量選擇、數(shù)據(jù)描述與研究方法

金融支持是指金融對經(jīng)濟發(fā)展的推動、調(diào)度和潤滑作用。根據(jù)本文第一部分歸納的幾點啟示，本文將可能影響經(jīng)濟增長方式的金融支持因素分為三個主要方面:銀行發(fā)展、證券市場發(fā)展和金融開放。

(一)變量選擇

經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變效率用全要素生產(chǎn)率年增長率來衡量，我們用g(即gAt)表示。

銀行業(yè)發(fā)展的主要體現(xiàn)是其規(guī)模和效率，本文分別用TFIR和BVAR表示。借鑒包群、陽佳余(2008)［15］等成果，TFIR用當年“全部金融機構(gòu)新增的存貸款金額之和占名義GDP的比率”來計算，這一指標也被各種文獻稱之為“金融相關(guān)比率(Total Financial Interrelation Ratio，TFIR)”?！百J款利息 -存款利息+中間服務(wù)收入”是銀行類金融機構(gòu)最主要的增加值(bank value added)，反映的是銀行經(jīng)營績效，因而，本文用本地當年銀行類金融機構(gòu)“(貸款利息 -存款利息+中間服務(wù)收入)占當年銀行類金融機構(gòu)資產(chǎn)總額的比例”來計算BVAR。

證券市場包括一級市場和二級市場，對應(yīng)地，我們分別用SMR和SVR表示。目前我國的證券市場主要體現(xiàn)為A股市場。因而，SMR用“當年長三角上市公司A股市場融資總額占名義GDP的比率”來計算，反映本地區(qū)獲得的股票市場融資支持力度。SVR用“當年本地區(qū)年末上市公司的A股市值占名義GDP的比率”來計算，反映二級市場。

根據(jù)WTO協(xié)議，我國金融業(yè)的全面對外開放直到2006年底才開始，到目前為止也沒有幾年，因而，我們難以直接用外資金融數(shù)據(jù)來衡量金融市場開放程度①自2001年6月開放以來，B股市場的參與資金主要來自境內(nèi);長三角H股上市公司數(shù)量不多且外商直接投資中有相當一部分并不是通過金融市場等原因。因此，本文曾有的“用B股、或H股、或?qū)嶋H利用外商直接投資的數(shù)據(jù)來衡量金融開放程度”等想法最終沒被采用。。金融開放不僅體現(xiàn)為對境外開放，也包含對內(nèi)開放。長期以來，國有金融機構(gòu)壟斷著我國的金融市場，因此，對我國而言，在很大程度上，一個地區(qū)非國有金融機構(gòu)的市場占有比例可以被用來反映該地區(qū)對內(nèi)開放程度。本文用“非國有銀行類金融機構(gòu)的存貸款占全部銀行類金融機構(gòu)的存貸款之比”來替代長三角的金融開放程度(FOR)，計算方法是“FOR=(全部銀行類金融機構(gòu)的存貸款 -國有銀行類金融機構(gòu)的存貸款)/(全部銀行類金融機構(gòu)的存貸款)”。

這樣，我們選擇了g(增長方式轉(zhuǎn)變效率)、TFIR(銀行業(yè)發(fā)展規(guī)模)、BVAR(銀行經(jīng)營效率)、SMR(證券一級市場發(fā)展)、SVR(證券二級市場發(fā)展)和FOR(金融開放)共6個變量來尋找長三角金融支持與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的相互關(guān)系。

(二)數(shù)據(jù)描述

g的數(shù)據(jù)來自圖1。其他5個指標的計算方法已在“(一)變量選擇”中給出。

計算TFIR和BVAR的原始數(shù)據(jù)是1978-2009年的年度數(shù)據(jù)，主要來自《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國金融年鑒》中的“各地經(jīng)濟金融篇”、《上海市統(tǒng)計年鑒》、《江蘇省統(tǒng)計年鑒》、《浙江省統(tǒng)計年鑒》、中國人民銀行網(wǎng)站、各地統(tǒng)計信息網(wǎng)和近年來各地的《金融運行報告》。

由于我國的兩個證券交易所直到1991年才全部成立，因而，計算 SMR和 SVR的數(shù)據(jù)時間是1991-2009年，原始數(shù)據(jù)源自天相數(shù)據(jù)庫。

計算FOR時，銀行類金融機構(gòu)包括國有商業(yè)銀行、政策性銀行、股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、城市信用社、農(nóng)村合作金融組織(含農(nóng)村信用社)、財務(wù)公司、郵政儲蓄和外資銀行。國有銀行類金融機構(gòu)包括政策性銀行和國有商業(yè)銀行。改革開放后，真正意義上的非國有銀行起始于1987年4月正式對外營業(yè)的、第一家由企業(yè)投資創(chuàng)辦的招商銀行。因而，計算FOR時，本文選取的時間為1987-2009年，原始數(shù)據(jù)來源同TFIR和BVAR。

(三)研究方法

由于各變量的時間無法統(tǒng)一，因而，本文對金融支持的分析將分別從銀行發(fā)展、證券市場發(fā)展和金融開放等三方面展開。

首先，我們將檢驗g分別與金融5個變量之間的相關(guān)關(guān)系。然后，對存在相關(guān)關(guān)系的g和金融各變量的時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，并借助協(xié)整理論從整體上判斷g與相關(guān)金融變量之間是否存在長期均衡關(guān)系②協(xié)整理論認為，盡管多個變量的時間序列自身是非平穩(wěn)的，但如果這些時間序列均是同階單整、且這些變量之間存在某個線性組合是平穩(wěn)的，則這些變量之間被認為存在協(xié)整(cointegrated)關(guān)系。，判斷金融各變量是否是決定增長方式轉(zhuǎn)變的重要因素之一。最后，將檢驗變量間的因果關(guān)系，來討論金融各變量與增長方式轉(zhuǎn)變之間“誰是因，誰是果”，即判斷是金融支持促進了經(jīng)濟增長方式的積極轉(zhuǎn)變，還是增長方式轉(zhuǎn)變促進了金融發(fā)展。

為防止偽回歸，本文將首先對各時間序列變量作單位根(ADF)檢驗。檢驗過程依序采用“帶趨勢和截距項模型、帶截距項模型、不帶趨勢和截距項模型”，何時檢驗出平穩(wěn)，何時停止檢驗。否則，就要繼續(xù)檢驗，直到檢驗完最后一個模型為止。其中最優(yōu)滯后期(p)的確定是基于赤池(Akaike)信息準則(AIC)和施瓦茨(Schwartz)準則(SC)給出，即在增加p值的過程中使AIC值或SC值達到最小。

協(xié)整檢驗的一般方法是Engle和Granger提出的EG兩步法。然而，當對兩個以上的變量作協(xié)整分析時，這種方法存在一個較大的缺陷:把不同的變量作為解釋變量時，可能檢驗得到不同的協(xié)整向量。因此，本文采用Johansen提出的跡統(tǒng)計量協(xié)整檢驗方法。如果存在著協(xié)整關(guān)系，則意味著二者存在長期均衡關(guān)系。

對于變量間的因果關(guān)系研究，一般采用格蘭杰(Granger)因果檢驗法。但是，Granger因果檢驗只能檢驗變量間的長期因果關(guān)系，而無法度量變量間的即時因果關(guān)系，而且對于存在雙向因果關(guān)系的兩變量，Granger檢驗無法估計并比較雙向因果關(guān)系(又稱反饋)的相對大小。為此，本文采用Geweke(1982)［16］的分解檢驗法(Geweke decomposition test)。Geweke(1982)把變量X和Y的因果關(guān)系(記為FX，Y)分解為:X對Y的因果關(guān)系(記為FX→Y)、Y對X的因果關(guān)系(記為 FY→X)以及 X 和Y的即時因果關(guān)系(記為FX·Y)。各因果關(guān)系之間的聯(lián)系如下:

對于時間序列X和Y，Geweke(1982)提出如下規(guī)范表達式來檢驗兩者間的因果關(guān)系:

其中，最佳滯后長度p和q可以運用赤池信息準則(AIC)加以確定，F(xiàn)X→Y、FY→X、FX·Y和 FX，Y為零的原假設(shè)的最大似然檢驗值①Geweke(1982)證明這些統(tǒng)計量服從χ2分布，且對于FX·Y的度量，In分別為:

其中，n為觀測值的個數(shù)，d為兩配對模型自由度的差。對比式(11)與式(13)、式(8)與式(10)可知，自由度d=q。

四、實證結(jié)果

本文采用的計量軟件是EVIEWS6.0。

(一)相關(guān)性分析結(jié)果

我們得到的結(jié)果是:金融支持的5個變量分別與增長方式轉(zhuǎn)變效率g之間的相關(guān)性呈現(xiàn)不同特點。衡量銀行業(yè)發(fā)展的TFIR與 g之間、BVAR與g之間，衡量證券一級市場的SMR與g之間、衡量金融開放的FOR與g之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系(相關(guān)系數(shù)分別為0.7643、0.9481、0.5045和0.766)，而衡量證券二級市場的SVR與g之間的相關(guān)性未通過10%的顯著性水平檢驗。

(二)協(xié)整檢驗結(jié)果

相關(guān)性分析結(jié)果并不表明兩變量間的長期均衡關(guān)系，判斷長期均衡關(guān)系需要對存在顯著相關(guān)關(guān)系的變量檢驗協(xié)整關(guān)系。由于金融支持的各變量時間不統(tǒng)一，因而檢驗將依序從BVAR、TFIR與 g之間，SMR與 g之間，F(xiàn)OR與 g之間展開。

得到的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果是:各變量的時間序列均是非平穩(wěn)的，而各變量一階差分的時間序列均是平穩(wěn)的，即各變量的時間序列都是一階單整序列。在此基礎(chǔ)上，通過計算跡統(tǒng)計量，我們得到協(xié)整結(jié)果(表1)。

表1 經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變效率(g)與金融支持各變量之間的協(xié)整檢驗結(jié)果

通過比較表1中的跡統(tǒng)計量與臨界值，我們發(fā)現(xiàn):在1%的顯著性水平下，r=0的假設(shè)被拒絕，r≤1的假設(shè)通過檢驗。這說明:在長三角，經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變效率與銀行業(yè)發(fā)展之間、增長方式轉(zhuǎn)變效率與本地上市公司融資規(guī)模之間、增長方式轉(zhuǎn)變效率與其金融開放程度之間，均分別存在唯一的長期均衡關(guān)系。

(三)Geweke因果關(guān)系分解檢驗結(jié)果

協(xié)整關(guān)系只能說明變量間存在長期相關(guān)關(guān)系，而不能說明增長方式轉(zhuǎn)變效率與金融支持之間有因果關(guān)系?；诔喑匦畔蕜t(AIC)，在式(8)-(13)中，g、TFIR和BVAR的最佳滯后期為1，而SMR和FOR的最佳滯后期為2。根據(jù)前述Geweke分解原理，得到結(jié)果(表2)。

表2 經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變效率與金融支持之間的因果關(guān)系分解檢驗結(jié)果(Y=g)

表2顯示:

(1)關(guān)于銀行發(fā)展與增長方式轉(zhuǎn)變效率之間的因果關(guān)系。從FX，Y列的結(jié)果來看，轉(zhuǎn)變效率與銀行業(yè)發(fā)展之間存在因果關(guān)系。從TFIR欄來看，銀行信貸規(guī)模(TFIR)與g之間存在雙向的因果關(guān)系，但從反饋份額來看，更多地表現(xiàn)為g對TFIR的因果關(guān)系(55.90%);從即時因果關(guān)系(FX·Y)來看，長三角的銀行存貸款不僅長期影響轉(zhuǎn)變效率，短期也顯著影響。再從BVAR欄來看，BVAR與g之間存在因果關(guān)系，但這種因果關(guān)系不是雙向的，而是轉(zhuǎn)變效率g的變化引起了銀行業(yè)內(nèi)部效率的變化(檢驗BVAR對g因果關(guān)系的相伴概率為0.1209，沒有通過10%的顯著性檢驗)。

(2)關(guān)于證券市場與轉(zhuǎn)變效率之間的因果關(guān)系。SMR欄顯示，無論是長期還是短期，長三角地區(qū)上市公司的證券市場融資規(guī)模(SMR)與轉(zhuǎn)變效率(g)之間均存在雙向因果關(guān)系。但從反饋份額來看，SMR與g的即時關(guān)系(FX·Y)所占比重卻很小(14.02%)，而SMR對g產(chǎn)生因果影響的反饋份額(40.86%)和g對SMR產(chǎn)生因果影響的反饋份額(45.12%)則大體相當。這說明，兩者的雙向因果關(guān)系中，短期影響較少，而長期內(nèi)兩者相互產(chǎn)生因果關(guān)系的程度相當。

(3)關(guān)于金融開放與轉(zhuǎn)變效率之間的因果關(guān)系。FOR欄顯示，無論是長期還是短期，金融開放與轉(zhuǎn)變效率之間均存在雙向因果關(guān)系。從反饋份額來看，這種反饋關(guān)系更多地反映為金融開放對增長方式轉(zhuǎn)變效率的影響(46.79%)。這說明，長三角的金融開放對本地增長方式轉(zhuǎn)變的滲透力、影響力和推動力已越來越強。

五、結(jié)論與啟示

本文從長三角地區(qū)的銀行信貸規(guī)模、銀行經(jīng)營效率、證券一級市場、證券二級市場、金融開放等金融支持的五個方面，探討了其與本地區(qū)經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變之間的相互關(guān)系?，F(xiàn)小結(jié)如下:

(1)信貸規(guī)模與增長方式轉(zhuǎn)變之間存在雙向因果關(guān)系，但這種雙向關(guān)系更多地體現(xiàn)為轉(zhuǎn)變效率的提高促進了銀行信貸規(guī)模的擴張。這表明，長三角地區(qū)銀行的信貸投放結(jié)構(gòu)總體上不盡合理，本地銀行應(yīng)從改善內(nèi)部經(jīng)營管理等方面提高應(yīng)對宏觀經(jīng)濟困境的能力。

(2)經(jīng)濟增長方式的積極轉(zhuǎn)變促進了長三角銀行內(nèi)部效率的提高，但銀行內(nèi)部效率的提高并未明顯促進長三角地區(qū)增長方式的積極轉(zhuǎn)變。這表明，以銀行為代表的金融業(yè)還未成為長三角的核心產(chǎn)業(yè)。同時也提醒，國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展相對欠發(fā)達的地區(qū)不宜模仿長三角而把金融業(yè)作為“十二五”重點發(fā)展的行業(yè)之一。

(3)長三角經(jīng)濟增長方式的積極轉(zhuǎn)變促進了本地區(qū)企業(yè)的證券市場融資，證券市場的融資便利也顯著促進了本地增長方式的積極轉(zhuǎn)變。但是，證券二級市場并未明顯體現(xiàn)出其與本地經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變的相關(guān)關(guān)系。這說明:具有一級市場特征的股權(quán)融資在促進增長方式轉(zhuǎn)變方面發(fā)揮著重要的作用;同時，我國的證券二級市場急需規(guī)范。

(4)無論是長期還是短期，長三角地區(qū)的金融開放與其增長方式轉(zhuǎn)變之間均存在顯著的雙向因果關(guān)系，兩者相互促進。這表明，即使在目前的后危機背景下，對長三角地區(qū)而言，無論是發(fā)展金融業(yè)、還是促進增長方式轉(zhuǎn)變，有序、加快推進金融開放都是應(yīng)堅持的改革方向。

為應(yīng)對2008年的全球金融危機，我國實施了以信貸規(guī)模擴張為主的金融政策。然而，本文的研究結(jié)果提醒我們，無論是應(yīng)對危機還是促進發(fā)展方式轉(zhuǎn)變，優(yōu)化金融支持結(jié)構(gòu)更應(yīng)成為未來政策制定時考慮的重點，即應(yīng)根據(jù)銀行、證券、金融開放以及各自內(nèi)部不同組成部分的不同效應(yīng)，區(qū)別對待。在利用銀行信貸支持來促進增長方式轉(zhuǎn)變時，既要優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，有針對性地對環(huán)保、能源等重點領(lǐng)域和民生等重點環(huán)節(jié)進行支持，又要完善商業(yè)銀行的法人治理結(jié)構(gòu)，提高銀行的經(jīng)營效率。在利用證券市場措施時，應(yīng)盡快發(fā)展公司債券市場，并重點發(fā)展具有股權(quán)融資特征、促進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的私募股權(quán)市場等;在促進金融開放方面，“走出去”和“引進來”相結(jié)合是必須堅持的改革方向，既要爭取國際金融機構(gòu)貸款、政府間貸款及國際銀行組織的專項貸款，進入國際證券市場融資，又要發(fā)展民營金融企業(yè)、引入外資金融機構(gòu)并鼓勵有序競爭。

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