(上海外國語大學 上海 201620)

一、引言

近年來，我國經濟步入經濟發(fā)展新常態(tài)，金融與經濟的關系越發(fā)受到政府與學界的重視。近日，國家有關部門提出，要深化對國內外金融形式的認識，正確把握金融本質。金融是國家的核心競爭力，發(fā)達國家無一不擁有發(fā)達的金融體系。良好的金融體系和制度能夠“潤滑”社會的經濟活動，提高資源配置效率，助力我國產業(yè)升級轉型。

改革開放以來，我國一直在探索金融市場化改革的道路。1997年和2008年兩次金融危機更是提醒我們金融“雙刃劍”的屬性。那么在我國經濟發(fā)展的進程中，金融深化到底發(fā)揮了什么樣的作用，多大的作用是值得探討的問題。此外，我國利率市場化改革作為我國金融改革的重要組成部分，在改革過程中，實際利率的變動對我國經濟增長和金融深化有怎樣的影響值得去探討。

本文接下來主要有四個部分：第一部分是對金融深化和經濟增長的文獻梳理，第二部分是本文的理論模型，第三部分是實證研究和結果分析，第四部分是根據本文的結果提出的政策建議。

二、文獻梳理

金融深化理論一般可以追溯到20世紀70年代，McKinnon(1973)在著作《經濟發(fā)展中的貨幣和資本》中首創(chuàng)性研究金融抑制對經濟發(fā)展的負面影響，強調利率在發(fā)展中國家由于人為扭曲，低利率降低資源配置效率，不利于儲蓄和投資，阻礙國民經濟發(fā)展。根本方法是金融深化，即以金融市場化取代行政調控。Shaw(1973)在《經濟發(fā)展中的金融深化》中強調發(fā)展中國家由于金融管制，實際利率為負，降低資金效率，金融系統(tǒng)阻礙經濟發(fā)展。

而金融深化與經濟增長之間的關系，在學界一直爭議不斷。Lucas(1988)認為人們過度強調了金融在經濟中的作用。Greenwood和Jovanovic(1990)通過跨國的面板模型發(fā)現(xiàn)了金融可以提高資源配置效率以促進經濟的發(fā)展。Beck和Levine(2004)通過實證研究論證了金融市場和信貸機構的發(fā)展促進經濟發(fā)展的直接證據。

而我國作為新興市場，無論是學界研究還是現(xiàn)實中的改革都起步較晚。因此針對我國情況的研究也會得出不同的結論。談勇儒(1999)認為金融發(fā)展與我國經濟之間相互促進。張軍和金煜(2005)的研究發(fā)現(xiàn)金融深化對生產率的提供具有明顯的促進作用。趙勇和雷達(2010)認為金融部門的發(fā)展有利于經濟朝集約化方向發(fā)展。周曉艷等(2015)研究證明金融水平越高的地區(qū)資本配置效率越高，相對落后的金融發(fā)展阻礙了產業(yè)轉型升級。也有得出相反觀點的學者，認為金融的發(fā)展和我國的經濟增長并沒有明顯的聯(lián)系(李東明，趙靜君，1998；曾五一，趙楠,2007)。還有的學者認為我國金融深化程度應該適度，防止信貸水平過度(張?zhí)祉?，鄒強,2016)。

這些文獻的主要問題是，國外學者的研究大多聚焦于發(fā)達國家的金融市場，照搬國外的研究成果顯然與我國國情不符。國內學者的研究的指標選取不太合適，單純地使用M2與GDP的比值已經無法真實反映我國金融深化的程度。

三、理論模型

本文通過索羅增長模型(Solow,1956)，從理論模型的角度探討金融深化如何影響經濟的增長。基本模型設定為

(1)

其中Ht表示人力資本，在Mankiw等(1992)的研究中，人力資本對于經濟增長有顯著影響。Yt表示產出，Kt表示資本，At表示技術，Lt表示勞動。假設α+β<1，即模型滿足規(guī)模報酬遞減和規(guī)模報酬不變。假設勞動和技術增長速度n和g是外生的，所以有

Lt=L0ent

(2)

At=A0egt

(3)

有效勞動AL的增長速度就是n+g。

此時我們將金融深化因素納入索羅模型的分析框架。引入一個金融深化函數(shù)φ(q)，表示金融深化的程度，用于影響儲蓄轉化為資本的效率。q表示金融深化。并且，0<φ(q)<1,q>0,φ'(q)>0。即假設金融深化程度越大，儲蓄轉化為資本的比例越大。由此可以得到物質資本和人力資本的動態(tài)變化為

(4)

(5)

(6)

(7)

把(6)式和(7)式代入生產函數(shù)中，得到穩(wěn)態(tài)時的人均產出，并且取自然對數(shù)

(8)

這里在M-R-W(1992)的研究中，認為A0不是狹義上的技術，而是廣義上包含了制度、環(huán)境、資源等稟賦，因此假設

lnA0=a+ε

(9)

其中a是一個常數(shù)，是與國家無關的變量，包括了外生的gt這一項。ε是因為國家其他方面不同而產生的差別。所以在給定時刻會有

(10)

但是，因為對于產出轉化為人力資本的比例難以衡量，因此將(7)式和(9)式聯(lián)立，將sk代換成h*，得

(11)

最終的得出了人均產出關于物質資本、金融深化程度、人口增長率和人力資本的方程。

四、實證分析

由(10)式可以構建本文所使用的實證模型為

模型1 lnyt=β0+β1lnngdeltat+β2lnskt+β3lnedut+

β4lndeptht+ut

(12)

模型2 lnyt=β0+β1lnngdeltat+β2lnskt+β3lnedut+

β4lndeptht+β5crisist+β6lndeptht×crisist+ut

(13)

其中y表示實際GDP/就業(yè)人數(shù)，sk是當年資本形成與GDP的比值，edu表示當年教育支出占GDP的比值，depth表示金融深化程度，本文參考王毅(2002)的思路，綜合考量金融深化指標，采用M2、股票市值和債券余額之和與GDP的比值作為該指標。ngdelta表示就業(yè)人口增長率、技術進步率和折舊率之和。n是就業(yè)人數(shù)的增長率，折舊率δ根據張軍(2004)的測算取9.6%，g根據李子奈和魯傳一(2002)的研究結果，中國的技術進步率約為0.02。模型2中crisis代表金融危機的虛擬變量，2007年之前設置為0，2007年及以后設置為1。并且引入lndepth×crisis，來考察金融危機對于金融深化的影響。數(shù)據來源為歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》。

首先對各個序列進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)所有序列原序列都存在單位根，一階差分后拒絕原假設，可以認為都不存在單位根，即一階差分序列平穩(wěn)。檢驗結果如表1所示。

表1 單位根檢驗結果

序列都是一階單整的，為了考察是否具有長期均衡關系，接下來進行Johansen協(xié)整檢驗。檢驗結果發(fā)現(xiàn)，變量之間存在長期均衡關系。故可以進行OLS回歸。協(xié)整檢驗結果如表2所示。

接下來依次對模型1和模型2進行回歸，回歸結果如表3所示。從模型1的回歸可以看出，所有變量都在不同程度上對經濟增長有正向顯著影響。方程的擬合度為0.968，模型結實度較好。表示金融深化的變量在5%的顯著性水平上存在經濟增長效應，金融深化程度提高1%，則人均收入水平提高0.683%。方程中另一點值得注意的是，lnngdelta這一項的系數(shù)最大，由于設定技術進步和折舊率是固定不變的，因此人口增長帶來的經濟效應非常明顯，這與中國過去幾十年所觀察到的“人口紅利”現(xiàn)象相符合。并且我國經濟轉型剛剛起步，還存在很多勞動密集型產業(yè)，龐大的人口量幫助中國實現(xiàn)了經濟增長的奇跡。

表2 協(xié)整檢驗結果

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

從模型2中可以看出，除了lnedu不顯著之外，其余變量均在不同程度上影響人均收入。令人疑惑的是，經濟危機crisis這個變量的系數(shù)為正，與預期符號不符。本文認為可能的原因有兩點。第一，當時我國收到的沖擊沒有歐美國家那樣嚴重。我國由于金融方面的管制，金融市場沒有完全放開，尤其是資本流動方面管制較為嚴格，很好地削弱了金融危機的沖擊。第二，當時我國政府及時出臺政策，出臺“四萬億計劃”，保證了經濟增長和就業(yè)，雖然現(xiàn)在回過頭看該政策頗有爭議，但是當時確實讓我國的經濟增長幾乎沒有受到影響，保持了良好的發(fā)展勢頭。我們這里重點關注金融深化與金融危機的交互項，發(fā)現(xiàn)在10%顯著性水平下，系數(shù)為負，說明金融危機明顯減弱了金融深化對于經濟增長的促進作用，甚至會危害經濟的發(fā)展。

McKinnon(1973)在金融深化理論的闡述中，表達了對凱恩斯低利率政策的反駁，認為發(fā)展中國家應該提高實際利率，以此提高資源配置效率。兩派的理論都有各自的立足點，那么對于中國來說情況到底是怎么樣還有待驗證。本文將進一步考察實際利率對于金融深化和經濟的影響。變量rr表示實際利率。實際利率數(shù)據來自世界銀行數(shù)據庫。對實際利率序列單位根檢驗發(fā)現(xiàn)原序列存在單位根，一階差分序列不存在單位根。結果不再贅述。然后進行Johansen協(xié)整檢驗。根據信息準則，確定最優(yōu)滯后階數(shù)為3階，檢驗結果顯示，lny、lndepth和rr之間存在兩個協(xié)整關系。檢驗結果如表4所示。

表4 lny、lndepth和rr的協(xié)整檢驗

在此基礎之上，建立向量誤差修正模型，最大滯后階數(shù)為3，協(xié)整向量為2，結果如表5所示。重點關注實際利率對于金融深化和人均收入的影響，因此僅列出兩個VECM方程的結果。根據模型結果顯示，VECM(1)的修正系數(shù)比較顯著，并且具有良好的擬合優(yōu)度。說明金融深化程度和實際利率對于人均收入有明顯的調節(jié)作用，但是當金融深化程度偏離均衡時，人均收入和實際利率對此沒有顯著的調節(jié)作用。從短期項的系數(shù)來看，lndepth的兩階滯后項對于人均收入有顯著的正向影響，每提高10%，人均收入提高2.08%。這與之前的分析結果一致。雖然VECM(2)的調整系數(shù)不顯著，但是從短期項可以看出，當期實際利率的提高和滯后兩期的人均收入對金融深化具有正向影響。同時模型的穩(wěn)定性檢測如圖1所示，所有的根模均落在單位圓內，表明模型穩(wěn)定。

表5 VECM模型結果

注：***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1。

圖1 VECM模型穩(wěn)定性檢驗

進一步地，我們在向量誤差修正模型的基礎之上進行格蘭杰因果檢驗，結果如表6所示。結果表明，lndepth拒絕原假設，是實際利率變化的單向格蘭杰原因。這也和實際相符，金融深化的進行往往是政策方面的改革，只有國家決定放松管制，重視金融發(fā)展，積極推進金融市場化改革，實際利率的真實水平才有可能展現(xiàn)，因此金融深化導致了實際利率水平的變動，也表明利率市場化改革是金融深化過程中的重要部分。實際利率與人均產出均沒有顯示出顯著的格蘭杰因果關系。這可能和我國目前微觀主體利率敏感度不高有關，我國很長一段時間都是利率管制階段，雖然進行了利率市場化改革，但是目前我國的利率依然存在“雙軌制”問題。并且由于我國貨幣政策主要還是依賴于數(shù)量型貨幣政策，通過調整信貸規(guī)模來調節(jié)社會總需求，利率渠道的禪道效果還不理想。這也和VECM模型實際利率對于人均收入的影響不顯著一致有關。金融深化強烈拒絕原假設，是人均收入的格蘭杰原因，再一次印證了金融深化能夠促進經濟增長。但是人均收入沒有表現(xiàn)出對金融深化的格蘭杰關系，表明我國目前沒有形成經濟與金融良好的循環(huán)互動關系，經濟的增長沒有明顯引致金融的發(fā)展，即我國金融的發(fā)展更多依靠政策扶持，金融業(yè)的發(fā)展相對于整體而言還比較落后。

表6 格蘭杰因果檢驗

五、總結與建議

(一)結論

本文在索羅模型的分析框架中引入金融深化變量，考察了金融深化對中國經濟增長的影響。通過理論模型的推導構建實證模型，并且通過構建交互項考察了金融危機對于金融深化的影響。然后對于金融深化過程中實際利率的變化和影響特別做出分析，研究發(fā)現(xiàn)：第一,金融深化程度的加深有利于提高我國人均收入水平；第二,金融危機會顯著削弱金融深化對于經濟增長的促進作用；第三,中國龐大的勞動力創(chuàng)造出的價值對于中國人均收入的增長貢獻巨大；第四,VECM模型顯示金融深化的二階滯后項會促進人均收入水平的提高，實際利率和金融深化正相關。格蘭杰因果檢驗表明金融深化能夠引致實際利率的變化，金融深化是人均收入水平的單向格蘭杰原因，而實際利率和人均收入水平之間互不影響。

本文從總量和總體上對金融深化與經濟增長的關系進行了研究，不足在于缺少對經濟結構性的分析，這也是今后隨著我國產業(yè)結構調整需要繼續(xù)研究的方向。

(二)政策建議

目前我國經濟下行壓力較大，內外部環(huán)境較為嚴峻，因此基于以上分析，提出下列政策建議。

第一，我國應該加大金融市場的改革力度，深化金融供給側結構性改革。加大資本市場的建設力度，拓寬直接融資渠道，發(fā)揮股市和債市的融資功能，激發(fā)市場活力，支持我國小微企業(yè)投資發(fā)展。完善監(jiān)管措施，做好在金融深化過程中的風險防范，牢牢守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的底線，做好應對各種金融風險的準備。

第二，加快利率市場化改革步伐，做好配套措施改革跟進，走好利率市場化改革“最后一公里”。我國長期以來貨幣政策傳導很大程度依賴于信貸渠道，初期拉動經濟增長的效果明顯。隨著經濟的發(fā)展，其弊端日益凸顯，學界、業(yè)界對于從數(shù)量型貨幣政策轉向價格型貨幣政策的呼聲越來越高。利率市場化有利于資源配置效率的提高，明確價格信號，促進市場競爭，促進實體經濟和金融的融合。