田樹喜, 惲?xí)苑? 王 毅

(1. 東北大學(xué) 文法學(xué)院, 遼寧 沈陽(yáng) 110819;2. 沈陽(yáng)廣播電視大學(xué) 教務(wù)處, 遼寧 沈陽(yáng) 110003; 3. 北京銀行 博士后工作站, 北京 100032)

一、 問(wèn)題的提出

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心,金融資源的配置效率決定著一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。市場(chǎng)機(jī)制是金融資源配置的基礎(chǔ),但大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家市場(chǎng)機(jī)制不健全,客觀上要求政府干預(yù)金融資源的配置。Shaw(1973)[1]提出,多數(shù)發(fā)展中國(guó)家存在著儲(chǔ)蓄不足和資本匱乏的問(wèn)題,這些國(guó)家在金融資源配置中以金融管制代替市場(chǎng)機(jī)制,并導(dǎo)致金融資源配置效率低下。McKinnon(1973)[2]建議放松政府部門對(duì)金融體系的管制,尤其是利率的管制,使實(shí)際利率提高,高利率鼓勵(lì)人們儲(chǔ)蓄,從而為投資提供資金,即以金融自由化的方式實(shí)現(xiàn)金融深化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。然而,20世紀(jì)80年代以來(lái),許多實(shí)施金融自由化政策的發(fā)展中國(guó)家爆發(fā)了債務(wù)危機(jī)和金融危機(jī)。Hellman等(1996)[3]從不完全信息的角度提出“金融約束論”,重新審視了金融資源配置中的放松管制與加強(qiáng)政府干預(yù)的問(wèn)題。他們認(rèn)為McKinnon和Shaw的金融深化理論的假設(shè)前提是瓦爾拉斯均衡的市場(chǎng)條件,在現(xiàn)實(shí)中,由于經(jīng)濟(jì)中存在著信息不對(duì)稱的問(wèn)題,這種均衡條件難以成立,金融資源也難以被有效配置,所以政府對(duì)金融資源配置的約束是必要的。他們指出金融約束的目標(biāo)是政府通過(guò)積極的政策引導(dǎo)為民間部門創(chuàng)造租金機(jī)會(huì),通過(guò)“租金效應(yīng)”和“激勵(lì)作用”規(guī)避金融資源配置中的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題。因此,在政策上,金融約束論更強(qiáng)調(diào)政府干預(yù)的重要作用,認(rèn)為選擇性的政府干預(yù)有助于而不是阻礙了金融發(fā)展,這是一種通過(guò)政府推動(dòng)金融深化的政策。學(xué)者們普遍認(rèn)為“金融約束”是金融資源配置的過(guò)渡性措施,市場(chǎng)化的金融體系才是一國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)的基礎(chǔ)[4]。然而,2008 年爆發(fā)的國(guó)際金融危機(jī)導(dǎo)致市場(chǎng)體系最發(fā)達(dá)的美國(guó)正在經(jīng)歷著嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)衰退,危機(jī)中金融機(jī)構(gòu)的“國(guó)有化”措施屢見不鮮,而以“政府約束”為特征的中國(guó)金融體系并未受到顯著沖擊,人們開始重新審視政府“這只看得見的手”在金融資源配置中的作用。

中國(guó)作為全球最大的轉(zhuǎn)型國(guó)家,由于政府的強(qiáng)制性金融“約束”行為, 形成了以國(guó)有中介壟斷為特征的金融資源配置模式[5]。 這一金融資源配置模式在中國(guó)經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌初期發(fā)揮了重要作用: 為了動(dòng)員居民儲(chǔ)蓄以彌補(bǔ)國(guó)家財(cái)政的迅速下降, 中國(guó)在改革初期迅速擴(kuò)展其壟斷金融產(chǎn)權(quán)的邊界, 金融規(guī)模不斷擴(kuò)張; 另一方面,為了支持國(guó)有企業(yè)的發(fā)展,政府推行了存款利率管制、金融市場(chǎng)準(zhǔn)入管制、金融組織體系控制及限制資產(chǎn)替代等一系列政策,獲得政府市場(chǎng)準(zhǔn)入特許的銀行在沒有其他替代金融產(chǎn)品可供居民選擇的條件下, 通過(guò)較低的利率盡可能多地動(dòng)員居民手中的閑置資金, 獲得金融租金。 在Hellman等人的金融約束分析框架中, 獲取租金的是民間金融部門和市場(chǎng)化的企業(yè), 而中國(guó)則是政府自己獲取租金并擁有相應(yīng)的內(nèi)在激勵(lì)。 政府以顯性或隱性的方式參與了租金的分配過(guò)程, 使得租金的分配呈現(xiàn)“所有制偏好”。 作為租金的主要獲得者的國(guó)有企業(yè)存在著預(yù)算軟約束和目標(biāo)多元化的特征, 預(yù)算軟約束不僅扭曲了國(guó)有企業(yè)面臨的真實(shí)的融資約束,使得其對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴程度明顯低于非國(guó)有企業(yè), 而且降低了其對(duì)利率的敏感度,使其存在擴(kuò)張信貸規(guī)模的內(nèi)在沖動(dòng)。 劉小玄、周曉艷(2011)[6]對(duì)中國(guó)制造業(yè)規(guī)模以上企業(yè)的研究表明,中國(guó)企業(yè)的信貸資源主要是以企業(yè)的固定資產(chǎn)和銷售收入為依據(jù)來(lái)配置,2001—2007年期間, 國(guó)企支付的實(shí)際融資費(fèi)率為1.6%,利潤(rùn)率只有1.3%; 民企支付的實(shí)際融資費(fèi)率為5.4%,而利潤(rùn)率卻達(dá)到7.8%。同時(shí),政府對(duì)金融資源的實(shí)質(zhì)性控制和制度性歧視導(dǎo)致了中國(guó)金融資源配置事實(shí)上的“雙軌價(jià)格”。以浙江省為例[7],2008年,浙江金融機(jī)構(gòu)貸款加權(quán)平均年利率為6.84%,浙江民間貸款利率為15.88%。金融管制造成了民間利率與正規(guī)金融利率之間的價(jià)差,這部分租金收益在各方爭(zhēng)奪中“耗散”,導(dǎo)致金融資源不能有效供給[8]。

在經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌的背景下,中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的基礎(chǔ)是“復(fù)合型”的,既依賴于金融資源的數(shù)量擴(kuò)張,更要依靠金融資源配置效率的提高[9]。但當(dāng)前,中國(guó)金融資源配置效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在著“悖論”:一方面,中國(guó)金融資源配置的所有制偏好和雙軌價(jià)格嚴(yán)重影響著金融資源的配置效率;另一方面,近年來(lái)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)是不爭(zhēng)的事實(shí)。由此提出的問(wèn)題是,中國(guó)金融資源的低效配置是如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的？其實(shí)現(xiàn)的約束條件是什么？當(dāng)約束條件發(fā)生變化時(shí),“動(dòng)員性”的金融資源配置能否支撐中國(guó)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)？因此,本文在內(nèi)生金融發(fā)展的理論框架下,對(duì)中國(guó)金融資源配置與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制及其約束條件進(jìn)行實(shí)證分析,并針對(duì)實(shí)證分析結(jié)果提出政策建議。

二、 金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制及約束條件

間接融資與直接融資是金融資源的兩種配置方式,間接融資通過(guò)銀行體系完成,直接融資通過(guò)證券市場(chǎng)實(shí)現(xiàn)?；趦煞N金融資源配置方式對(duì)經(jīng)濟(jì)作用機(jī)制的差異,形成了市場(chǎng)主導(dǎo)學(xué)派和銀行主導(dǎo)學(xué)派:市場(chǎng)主導(dǎo)學(xué)派認(rèn)為,勢(shì)力強(qiáng)大的金融中介機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)的影響力較大且具有天生的謹(jǐn)慎傾向性,不利于公司創(chuàng)新和增長(zhǎng),而證券市場(chǎng)則能提供靈活多樣的金融風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品和工具,有利于公司改善治理結(jié)構(gòu);銀行主導(dǎo)學(xué)派強(qiáng)調(diào),銀行等金融中介易于獲得企業(yè)的有關(guān)信息從而降低信息搜集和管理成本,有利于金融資源配置效率的提升和對(duì)企業(yè)實(shí)施控制。對(duì)于大多數(shù)國(guó)家而言,在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期,間接融資主導(dǎo)著金融資源的配置,銀行體系暢通的傳導(dǎo)機(jī)制有利于儲(chǔ)蓄的增加和儲(chǔ)蓄向投資的有效轉(zhuǎn)化。隨著資本市場(chǎng)規(guī)模的擴(kuò)大和業(yè)務(wù)的拓展,直接融資對(duì)資本積累和技術(shù)創(chuàng)新的作用日益重要?？傮w而言,市場(chǎng)主導(dǎo)型金融資源配置方式的優(yōu)勢(shì)在于金融創(chuàng)新,銀行主導(dǎo)型金融資源配置方式的優(yōu)勢(shì)在于金融統(tǒng)籌。Levine(2002)[10]指出,無(wú)論金融資源配置依賴于哪一種方式,它所發(fā)揮的金融功能是相同且穩(wěn)定的,即動(dòng)員儲(chǔ)蓄、將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資、提高資源配置效率以及風(fēng)險(xiǎn)管理。

基于上述分析,本文在內(nèi)生金融發(fā)展理論框架下,以間接融資和直接融資作為目標(biāo)解釋變量,對(duì)金融資源配置功能及其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制進(jìn)行分解:

其中,ΔYt/Yt為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率;e為資本邊際效率;η為儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化率;K為資本存量;ΔK為資本增量;I為投資,在不考慮折舊的情況下,新增資本全部用于投資,所以ΔK=I;s為儲(chǔ)蓄率。式(1)表明,金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用體現(xiàn)在資本邊際效率、儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化率和儲(chǔ)蓄率的變化上。首先,分析儲(chǔ)蓄率s的影響因素。理論上,居民收入水平和市場(chǎng)利率水平等因素與儲(chǔ)蓄水平正相關(guān),而通貨膨脹預(yù)期和資本市場(chǎng)的替代效應(yīng)等因素與儲(chǔ)蓄水平負(fù)相關(guān)。其次,分析儲(chǔ)蓄-投資轉(zhuǎn)化率η的影響因素。儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化通過(guò)間接融資和直接融資兩種方式實(shí)現(xiàn),間接融資和直接融資規(guī)模是儲(chǔ)蓄向投資轉(zhuǎn)化的直觀反映。其中,間接融資的作用規(guī)模可以用金融機(jī)構(gòu)形成的貸款來(lái)衡量;直接融資的作用規(guī)?？梢杂米C券市場(chǎng)的融資額來(lái)衡量。最后,分析資本邊際效率e的影響因素。資本的邊際效率主要取決于金融資源配置的制度條件和技術(shù)條件。中國(guó)在由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過(guò)程中,非國(guó)有經(jīng)濟(jì)成分比重不斷增加,而且,相對(duì)于國(guó)有經(jīng)濟(jì),非國(guó)有經(jīng)濟(jì)具有更強(qiáng)的預(yù)算約束和創(chuàng)新激勵(lì),投資效率相對(duì)較高,因此,選擇非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資數(shù)量作為反映中國(guó)制度變遷的變量。從技術(shù)條件來(lái)看,一方面,信息技術(shù)的發(fā)展減少了金融市場(chǎng)的信息不對(duì)稱性,節(jié)約了交易成本;另一方面,資本積累過(guò)程中所形成的技術(shù)進(jìn)步與溢出效應(yīng)更是資本邊際效率的重要影響因素。

基于上述分析,中國(guó)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制通過(guò)模型(2)來(lái)表示:

GDPt=α0+α1LOANt+α2STOCKt+

α3RDt+α4IRt+α5NIt+εt

(2)

其中, 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值(GDPt)為反映經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的被解釋變量; 金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款數(shù)額(LOANt)與A股市場(chǎng)融資額(STOCKt)為反映金融資源配置的目標(biāo)解釋變量; 研發(fā)教育投入(RDt)、實(shí)際利率(IRt)和非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資(NIt)分別為反映技術(shù)條件、市場(chǎng)條件和制度變遷的控制變量;α系列為反映解釋變量引起被解釋變量變動(dòng)的彈性系數(shù);εt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。 本文樣本區(qū)間為1992—2010年度數(shù)據(jù), 數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》相關(guān)各期。其中, 研發(fā)與教育投入(RDt)是研發(fā)投入和教育投入兩項(xiàng)數(shù)據(jù)相加而得; 實(shí)際利率(IRt)是用一年期名義存款利率減去消費(fèi)品價(jià)格指數(shù)而得; 非國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資(NIt)是用總投資減去國(guó)有經(jīng)濟(jì)投資而得。

依據(jù)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用機(jī)制的分析,模型中變量為自然對(duì)數(shù)變量。由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)往往存在顯著的自相關(guān)性,因此,本文采用一階廣義差分法對(duì)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì),參數(shù)估計(jì)結(jié)果如式(3)所示:

(3)

R2=0.98,F=2 877,D.W.=1.44

從兩種金融資源配置方式對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)來(lái)看,間接融資的產(chǎn)出彈性為0.58,直接融資的產(chǎn)出彈性僅為0.13;從變量的顯著關(guān)系來(lái)看,LOANt與GDPt的線性關(guān)系顯著,而STOCKt沒有通過(guò)與GDPt的顯著性檢驗(yàn)。進(jìn)一步分析中國(guó)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的約束條件:首先,在中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中,由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)變的制度變遷起到了顯著的作用(NIt的產(chǎn)出彈性為0.25)。其次,國(guó)家對(duì)金融資源價(jià)格的管制,使實(shí)際利率長(zhǎng)期低于均衡利率水平,降低了國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成本,在預(yù)算軟約束的情況下,國(guó)有企業(yè)關(guān)注的是貸款可得性而非利率水平(IRt的產(chǎn)出彈性為-0.11,且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn))。第三,研發(fā)和教育投入的產(chǎn)出效應(yīng)不顯著,這一效應(yīng)體現(xiàn)在RDt的產(chǎn)出彈性僅為0.06,且未通過(guò)變量的顯著性檢驗(yàn),這說(shuō)明中國(guó)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用主要體現(xiàn)在數(shù)量擴(kuò)張上,技術(shù)溢出效應(yīng)不足。

三、 金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用的計(jì)量檢驗(yàn)

通過(guò)對(duì)中國(guó)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用機(jī)制的分析,控制了金融資源配置影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的市場(chǎng)條件、技術(shù)條件和制度條件,從中分離出間接融資與直接融資兩種金融資源配置方式對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相對(duì)貢獻(xiàn)。需要進(jìn)一步分析的是,間接融資和直接融資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間因果關(guān)系如何？隨著時(shí)間的推移,兩種金融資源配置方式對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)是否具有穩(wěn)健性？如果兩種金融資源配置方式的相對(duì)作用發(fā)生變化,那么變化趨勢(shì)是什么？上述問(wèn)題的回答需要借助時(shí)間序列的協(xié)整檢驗(yàn)和向量自回歸模型進(jìn)行分析。

1. 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在中國(guó)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用機(jī)制的回歸分析中, 隱含著一個(gè)重要的假設(shè), 即數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的, 這樣回歸結(jié)果才會(huì)是穩(wěn)健的。 經(jīng)典回歸分析對(duì)于小樣本問(wèn)題具有普遍適用性, 但對(duì)于大樣本分析, 尤其是在時(shí)間序列的趨勢(shì)分析中, 需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)來(lái)保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性, 避免非平穩(wěn)時(shí)間序列之間可能產(chǎn)生的偽回歸問(wèn)題。 因此, 在分析金融資源配置與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的協(xié)整關(guān)系之前, 首先要對(duì)相關(guān)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。 本文采用拓展的迪基-富勒(ADF)方法來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性, ADF模型如式(4)所示:

(4)

依據(jù)假設(shè)檢驗(yàn)原理,如果式(4)中Xt-1前面的系數(shù)δ通過(guò)零假設(shè)檢驗(yàn),說(shuō)明Xt序列含有一個(gè)單位根,即Xt是非平穩(wěn)序列;反之,如果式(4)中Xt-1前面的系數(shù)顯著不為零,說(shuō)明Xt序列不含有單位根,即Xt是平穩(wěn)序列。ADF模型檢驗(yàn)形式為(C,T,L),其中,C、T、L分別代表模型中的常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。GDPt、LOANt、STOCKt不能拒絕含有單位根的原假設(shè)。經(jīng)過(guò)一階差分后,ΔGDPt在5%顯著水平下拒絕單位根假設(shè);ΔLOANt、ΔSTOCKt在1%顯著水平下拒絕單位根假設(shè)?？傮w而言,ΔGDPt、ΔLOANt、ΔSTOCKt可以在5%的顯著水平下拒絕含有單位根的原假設(shè),接受平穩(wěn)性的備擇假設(shè)。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2. 協(xié)整檢驗(yàn)

判斷中國(guó)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用,不僅要考慮間接融資與直接融資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相對(duì)貢獻(xiàn),還應(yīng)考察兩種金融資源配置方式與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想是:如果所考慮的時(shí)間序列具有相同的單整階數(shù),且它們之間某種線性組合(協(xié)整向量)使得組合時(shí)間序列的單整階數(shù)降低,則稱這些時(shí)間序列之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。由于GDPt、LOANt、STOCKt均為1階單整序列,如果它們之間的線性組合為0階單整序列,則說(shuō)明這些變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系;反之,則說(shuō)明這些變量之間的線性組合不具有穩(wěn)健性。本文依據(jù)極大似然原理,采用約翰遜(Johansen)估計(jì)法對(duì)GDPt、LOANt、STOCKt之間協(xié)整關(guān)系假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示: GDPt、LOANt、STOCKt之間在1%的顯著水平下拒絕不存在協(xié)整方程的原假設(shè),在5%的顯著水平下拒絕至多存在1個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)。總體而言,ΔGDPt、ΔLOANt、ΔSTOCKt可以在5%的顯著水平下接受至少存在兩個(gè)協(xié)整方程的備擇假設(shè)。

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

3. 格蘭杰因果檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)可以判斷變量之間是否具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系,但不能反映出變量之間的因果關(guān)系,因此,需進(jìn)一步進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)是檢驗(yàn)變量之間因果關(guān)系的常用方法,其基本思想是:對(duì)于兩個(gè)時(shí)間序列變量Xt和Yt,如果在包含了變量Xt和Yt的過(guò)去信息的條件下,對(duì)變量Xt的預(yù)測(cè)效果要優(yōu)于只單獨(dú)由Xt的過(guò)去信息對(duì)其進(jìn)行的預(yù)測(cè)效果,即變量Yt-i有助于解釋變量Xt的變化,則說(shuō)明Yt序列是引致Xt序列變化的格蘭杰原因?；谏鲜龇治?本文建立向量自回歸(VAR)模型進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),模型形式如式(5)和式(6)所示:

綜合AIC信息和SC準(zhǔn)則,格蘭杰因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ徒忉屪兞康臏箅A數(shù)k確定為2階。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示:首先,LOANt不是GDPt變化的Granger原因的原假設(shè)被拒絕,說(shuō)明LOANt-1和LOANt-2與GDPt的線性關(guān)系顯著,即間接融資的先期變動(dòng)對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變化影響顯著;另一方面,GDPt不是LOANt變化的Granger原因的原假設(shè)也被拒絕,說(shuō)明LOANt與GDPt之間形成了相互引導(dǎo)關(guān)系。其次,STOCKt不是GDPt變化的Granger原因的原假設(shè)被接受,說(shuō)明STOCKt-1和STOCKt-2與GDPt的線性關(guān)系不顯著,即直接融資的先期變動(dòng)不能顯著影響中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng);另一方面,GDPt不是STOCKt變化的Granger原因的原假設(shè)被拒絕,說(shuō)明雖然中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)客觀上帶動(dòng)了直接融資的發(fā)展,但STOCKt與GDPt之間尚未形成相互引導(dǎo)關(guān)系,直接融資對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的引致作用不足。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

4. 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

隨著金融運(yùn)行的虛擬化程度的不斷提高,市場(chǎng)上的外生沖擊在金融加速機(jī)制作用下往往會(huì)對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成嚴(yán)重影響,使經(jīng)濟(jì)運(yùn)行偏離長(zhǎng)期的均衡路經(jīng)。因此,分析金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用不僅要考慮其長(zhǎng)期均衡趨勢(shì),還應(yīng)關(guān)注市場(chǎng)沖擊的波動(dòng)效應(yīng)及其恢復(fù)機(jī)制。在VAR模型中,脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)模型中內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。令式(5)中的ε1t=0.01且式(6)中的ε2t=0,脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是間接融資序列隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響,見圖1。脈沖響應(yīng)圖1顯示,中國(guó)間接融資序列隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生顯著正向影響,但在3個(gè)預(yù)測(cè)期后,正向影響開始衰弱,間接融資的邊際產(chǎn)出開始下降。

圖1 LOANt對(duì)GDPt的脈沖響應(yīng)曲線

令式(5)中的ε1t=0且式(6)中的ε2t=0.01,脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是直接融資序列隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響,見圖2。脈沖響應(yīng)圖2顯示,中國(guó)直接融資序列隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的初期影響微弱,但在3個(gè)預(yù)測(cè)期后,這種正向影響開始顯現(xiàn)并有所增強(qiáng),這說(shuō)明中國(guó)直接融資存在著較大的發(fā)展空間。

圖2 STOCKt對(duì)GDPt的脈沖響應(yīng)曲線

四、 結(jié)論分析與政策啟示

1. 結(jié)論分析

本文利用經(jīng)典假設(shè)下線性回歸模型進(jìn)行的實(shí)證分析表明,中國(guó)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用是在一定約束條件下實(shí)現(xiàn)的:首先,由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)軌,釋放了社會(huì)生產(chǎn)力,使中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入了“干中學(xué)”的發(fā)展階段[11]。在這一階段,即使金融資源配置尚不能形成有利于技術(shù)進(jìn)步的機(jī)制,但“干中學(xué)”中經(jīng)驗(yàn)積累的溢出效應(yīng)客觀上帶動(dòng)了全要素生產(chǎn)率的提升,從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其次,國(guó)家采取了管制性金融約束政策,使金融資源低成本配置給國(guó)有經(jīng)濟(jì),從而促進(jìn)了體制內(nèi)產(chǎn)出的增長(zhǎng)。盡管非國(guó)有經(jīng)濟(jì)直接得到的金融資源有限,但通過(guò)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的“資金漏損”以及民間融資,非國(guó)有經(jīng)濟(jì)獲得了必要的生產(chǎn)資金,從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。第三,政府對(duì)銀行體系的隱性擔(dān)保,客觀上形成了對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的救助機(jī)制,由于銀行主導(dǎo)的融資模式更有利于實(shí)現(xiàn)金融統(tǒng)籌,這樣即使金融資源配置依賴于間接融資方式,國(guó)有銀行形成的呆賬壞賬也可以通過(guò)不良資產(chǎn)剝離和注資的方式解決,使金融風(fēng)險(xiǎn)隱性化。第四,國(guó)家通過(guò)對(duì)人民幣匯率的控制使中國(guó)產(chǎn)品在國(guó)際市場(chǎng)保持比較優(yōu)勢(shì),中國(guó)過(guò)剩的產(chǎn)能得以輸出。

本文利用時(shí)間序列VAR模型進(jìn)行的實(shí)證分析表明,中國(guó)金融資源配置對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用體現(xiàn)為“量”的擴(kuò)張而非“質(zhì)”的提升,并且,隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)約束條件的變化,中國(guó)“動(dòng)員性”金融資源配置的邊際產(chǎn)出開始出現(xiàn)遞減趨勢(shì)。首先,金融資源“錯(cuò)配”累積的矛盾日益突出,導(dǎo)致金融資源配置效率下降。長(zhǎng)期以來(lái),國(guó)有企業(yè)低成本地占據(jù)著大部分金融資源,但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)并不顯著;另一方面,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)顯著的非國(guó)有經(jīng)濟(jì)無(wú)法通過(guò)正規(guī)渠道獲得金融資源,只能依賴于高成本的民間融資及來(lái)自國(guó)企的“資金漏損”[12]。當(dāng)高融資成本和低經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)并存時(shí),金融資源配置的邊際產(chǎn)出必將下降。其次,國(guó)有銀行的股份制改造導(dǎo)致政府對(duì)國(guó)有經(jīng)濟(jì)的擔(dān)保和救助作用減弱,金融風(fēng)險(xiǎn)面臨顯性化挑戰(zhàn)。長(zhǎng)期以來(lái),國(guó)有銀行充當(dāng)著“第二財(cái)政”的作用,在國(guó)家的隱性擔(dān)保下,國(guó)有企業(yè)的呆賬壞賬通過(guò)資產(chǎn)剝離的方式核銷,并且,隨著地方財(cái)政權(quán)力的縮減,地方政府對(duì)銀行資金的依賴性增強(qiáng)。2010年,全國(guó)地方債務(wù)累計(jì)達(dá)10.7萬(wàn)億元,其中80%是銀行債務(wù)。當(dāng)國(guó)有銀行股份制改革逐步深入時(shí),國(guó)有控股銀行必將更加注重商業(yè)化經(jīng)營(yíng),擺脫政策性負(fù)擔(dān),因此,國(guó)有企業(yè)和地方政府的不良債務(wù)面臨顯性化的局面。第三,人民幣升值壓力和國(guó)際金融危機(jī)沖擊導(dǎo)致金融資源配置的邊際產(chǎn)出下降。無(wú)論是人民幣升值產(chǎn)生的相對(duì)價(jià)格效應(yīng),還是國(guó)際金融危機(jī)產(chǎn)生的外部收入效應(yīng),都會(huì)對(duì)中國(guó)的出口產(chǎn)生巨大的沖擊,加之國(guó)內(nèi)勞動(dòng)力成本、融資成本、交易成本的居高不下,使中國(guó)企業(yè)尤其是外向型企業(yè)面臨嚴(yán)峻的生存環(huán)境。近年來(lái),許多生產(chǎn)性資金流入到房市、股市以及高利貸市場(chǎng)便是例證。當(dāng)勞動(dòng)力成本的比較優(yōu)勢(shì)和經(jīng)驗(yàn)積累的溢出效應(yīng)逐漸喪失的時(shí)候,金融資源配置的邊際產(chǎn)出便會(huì)出現(xiàn)下降的趨勢(shì)。

2. 政策啟示

在金融資源配置過(guò)程中,由于市場(chǎng)這只“看不見的手”有時(shí)會(huì)失靈,所以需要政府這只“看得見的手”參與調(diào)節(jié);由于政府這只“看得見的手”也會(huì)“顫抖”,所以政府調(diào)節(jié)不是萬(wàn)能的,金融資源配置還應(yīng)以市場(chǎng)化機(jī)制為基礎(chǔ),政府的主要作用在于為金融資源配置創(chuàng)造良好的制度環(huán)境并加強(qiáng)監(jiān)管。中國(guó)金融資源配置低效的原因關(guān)鍵在于中國(guó)金融約束的“租金”是由國(guó)有部門而非民間部門獲得的。由于國(guó)有企業(yè)目標(biāo)的多重性,金融資源在國(guó)有企業(yè)手中難以按照利潤(rùn)最大化原則配置,難以激勵(lì)經(jīng)營(yíng)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步,由此導(dǎo)致了金融資源供求的結(jié)構(gòu)性失衡和金融資源配置的價(jià)格雙軌。在實(shí)際存款利率為負(fù)、官方利率價(jià)格信號(hào)失真的情況下,很多社會(huì)資金流向了民間借貸體系、非銀行金融機(jī)構(gòu)以及商業(yè)銀行的表外資產(chǎn)[13]。規(guī)模巨大的民間融資如同地下暗流,既難以被金融監(jiān)管體系所涵蓋,也難以被宏觀調(diào)控政策所控制。因此,只有通過(guò)有效的制度安排,使中國(guó)金融約束的“租金”由國(guó)有部門轉(zhuǎn)移到非國(guó)有部門,才能激勵(lì)金融企業(yè)的創(chuàng)新和生產(chǎn)性企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。2012年3月28日召開的國(guó)務(wù)院常務(wù)會(huì)議,批準(zhǔn)實(shí)施《浙江省溫州市金融綜合改革試驗(yàn)區(qū)總體方案》 ,重點(diǎn)提到引導(dǎo)民間金融從“地下”走向“地上”,構(gòu)建與經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展相匹配的多元化金融體系,為全面金融改革探路。

從長(zhǎng)期來(lái)看,只有為金融資源由動(dòng)員性配置向市場(chǎng)化配置轉(zhuǎn)變創(chuàng)造良好的制度環(huán)境、市場(chǎng)條件和技術(shù)條件,才能最終實(shí)現(xiàn)金融資源配置效率的提高和中國(guó)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。就近期而言,中國(guó)金融資源配置應(yīng)重點(diǎn)處理好兩方面問(wèn)題:第一方面是要明確政府作用的領(lǐng)域及邊界,減輕政府配置金融資源形成的“擠出效應(yīng)”。地方政府作為地區(qū)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的代理人,存在著獲取金融資源的偏好。由于激勵(lì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展有利于提高地方官員的政績(jī),所以地方政府有獲取和配置金融資源的主觀偏好;由于地方政府的財(cái)權(quán)和事權(quán)不對(duì)等,客觀上要求地方政府通過(guò)金融渠道獲得資金。因此,應(yīng)通過(guò)明確地方政府的作用領(lǐng)域和邊界,使地方政府從競(jìng)爭(zhēng)性領(lǐng)域退出,把主要精力投入到公共服務(wù)上,同時(shí),中央政府對(duì)地方政府的考核由GDP增長(zhǎng)轉(zhuǎn)移到服務(wù)和民生上,這樣才能真正減少地方政府對(duì)金融資源的擠占,實(shí)現(xiàn)金融資源的市場(chǎng)化配置。第二方面是要打破國(guó)有金融體系的壟斷地位,消除對(duì)國(guó)有企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)的“所有制偏好”,形成金融資源的有效供給。理論上,金融機(jī)構(gòu)與其服務(wù)對(duì)象的業(yè)績(jī)正相關(guān),但我國(guó)金融機(jī)構(gòu)的業(yè)績(jī)卻相對(duì)獨(dú)立,金融業(yè)的高收益一方面是由于高額存在差和繁雜收費(fèi),另一方面也意味著業(yè)績(jī)不穩(wěn)但對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)貢獻(xiàn)顯著的中小企業(yè)難以得到貸款,也就不會(huì)形成不良貸款。因此,應(yīng)加快國(guó)有金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)權(quán)多元化的改革,降低民營(yíng)金融資本的進(jìn)入門檻,鼓勵(lì)民營(yíng)資本參股和組建金融機(jī)構(gòu),逐步形成多元、有序的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)格局。同時(shí),政策制定要兼顧到各級(jí)政府以及市場(chǎng)參與者的多元利益平衡,這樣相關(guān)措施才能真正得到落實(shí)。

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