———基于金融发展视角的实证研究
Ξ
沈坤荣 孙文杰
改革开放以来,中国经济一直保持高速增长。但是,在这一过程中投资效率不断下降,储蓄转化为投资的效率不高,经济增长的质量和持续性并不让人乐观。本文针对这一情况,从金融发展视角分析资本形成水平、投资效率、储蓄向投资转化效率以及由此产生的宏观经济波动,并运用中国1978—2002年的数据进行计量检验。研究结果显示,虽然总体而言,90年代后金融发展与经济增长的相关性增强,但金融体系对投资效率和储蓄转化效率的改善极其有限;作者认为,投资效率低下,进而全要素生产率(TFP)不高是影响宏观经济波动的重要因素。
关键词 金融发展 投资效率 经济增长作者沈坤荣,1963年生,经济学博士,南京大学商学院经济学系教授(南京 210093);孙文杰,1979年生,南京大学商学院经济学系硕士研究生(南京 210093)。
一、引 言
改革开放以来,中国经济一直保持高速增长,年平均增长率约为9161%,城镇居民人均收入年均增长611%,进出口年均增长1615%,在国内需求与出口增长的拉动下,GDP保持了强有力的增长态势,经济发展水平和综合国力迅速提高。但是,从投资效率和能源消耗率来看,经济增长的质量令人担忧①。长期以来,中国经济增长高度依赖大规模的投资和大量的能源消耗,体现出粗放型特征,对环境的压力越来越大。并且,由于经济增长的粗放型特征,容易产生行业投资的结构性失衡,引起经济过热;而随之而来的宏观“微调”又由于市场主体的逆向反应
Ξ 此项研究得到国家社科基金(03BJL026)、江苏省社科基金(E22011)资助。
① 据国研网《科学的发展观与经济增长方式的根本转变》一文的统计数据显示,2003年,我国实现的
GDP约占世界GDP的4%,但为此消耗的各种国内资源和进口资源,经折合后粗略估算为50亿吨,其
中,原油、原煤、铁矿石、钢材、氧化铝、水泥的消费量分别约为世界消费量的714%、31%、30%、
27%、25%、40%。
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投资效率、资本形成与宏观经济波动
而收效甚微①,于是迫使部门采取更为严厉的紧缩,带有过度的行政色彩,形成“一刀切”的措施,从而加剧经济波动。
那么造成投资效率低下的原因是什么?为什么中国的经济增长长期以来一直依赖大规模的资本投入体现出粗放型特征?为什么宏观经济总是在过冷与过热之间徘徊?当然影响因素有很多,其中包括产业结构水平,整个行业的技术水准,企业的现代管理水平,的宏观能力,旧遗留下来的弊端等等。但是,本文认为,包括金融落后在内的金融发展水平与发达国家之间的较大差距,可能是造成投资波动进而造成宏观经济波动的重要原因。本文试图从金融发展的视角探讨资本形成质量较低的原因以及金融发展对经济长期增长和宏观经济波动的影响。
二、文献回顾
金融发展是指金融中介体和金融市场的发展,并通过利率和汇率等杠杆促进储蓄以更高的比例转化为投资,提高资金的使用效率和资本的配置效率,以资本积累和技术进步来促进经济增长。随着金融的发展,金融系统将充分发挥其信息收集、风险分担、金融创新等功能,促进金融资源向实体经济转化,进而促进经济增长。从资本形成角度看,金融发展对经济增长的影响主要有:11通过改变居民的储蓄水平影响一国的潜在资本供给;21通过优化金融资源配置改善资本投资的质量和效率;31由于金融系统本身所具有的易波动性和传染性,易引起投资和宏观经济的波动。Merton②从金融系统基本功能的角度分析了金融发展对经济增长的贡献,他认为金融系统
的主要功能有:促进商品和证券交易;资产保值,分散和共担风险;配置资源;监督管理者,实施公司控制;动员储蓄,促进产品和服务的交换,这些功能的发挥将有利于资本形成和经济的长期增长。Levine③等人则认为金融系统的上述功能是通过资本积累和技术进步来实现的,并最终促进经济增长,因为从长期看,资本积累水平和技术进步是支撑一国经济潜在增长的关键因素。
以麦金龙(Mckinnon)为代表的金融抑制论指出,发展中国家普遍存在市场不完全和信息不
①事实上,我国宏观“微调”常常失效的原因还源自于地方的“理性预期”与“学习效应”。一般而
言,针对不断升温的宏观经济,采取温和的“微调”措施,发出经济应该放缓的信号,力图能够实现“软着陆”。但是,这些温和的“微调”措施往往得到逆向效果,出现喊停,各地经济反而冲刺的现象。为了能在中国特有的经济周期波动中获取最佳的发展空间,各级地方往往在经济紧缩的“前夜”进行最后的冲刺,而这种白天学习贯彻文件,晚上继续加班加点开工建设的行为,往往都能够取得经济上的成功,比如可以在下一轮经济启动时占有先机,可以先将项目突击审批上马而向上级进行融资的“倒逼”等等,而最后政治上的“进步”就是对这种经济成功的“肯定”。有了这种理性预期概念,也就不难理解地方的“非理性”冲刺行为了。不断出台的“微调”,恰似十字路口不断闪烁的“黄灯”,刺激着各级地方在即将到来的“红灯”亮起之前,猛踩投资扩张的“油门”,作出最后的冲刺。为此,必须采取更为严厉的紧缩,“一刀切”式的行政手段也就在所难免,这样的宏观就像抗生素类西药,尽管不能增强机体的内在素质,但是却会有立竿见影的效果,中国的宏观经济也就随之潮起潮落,显示出特有的周期性特征。
②RobertMerton,AFunctionalPerspectiveofFinancialIntermediation.FinancialManagement,24,1995,pp.23—
41.
③RossLevine,FinancialDevelopmentandEconomicGrowth:ViewsandAgenda.JournalofEconomicLiterature,vol.
XXXV,1997,pp.688—726.
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中国社会科学 2004年第6期
对称的现象,同时实际利率受到不同程度的管制,金融市场分割现象严重,而金融发展可以部分缓解或消除这些现象,加速资本积累,对经济长期稳定增长发挥积极作用。金融系统与资本、劳动等传统生产要素一样,对长期经济增长有重要影响。
金融发展理论则对新古典经济学不符合现实经济的假设提出质疑,新古典经济学建立在没有信息成本和交易成本的完美市场假设基础之上,在这种环境中金融系统对经济增长的贡献是极其有限的。然而发展中国家的现实经济情况恰恰与此相反,到处充满市场缺陷和信息不对称,而弥补市场缺陷和克服信息不对称本身就是金融系统基本功能之一,所以考虑到发展中国家和发达国家截然不同的经济背景,有必要重新认识和反思金融系统对经济增长的贡献,并且将金融系统作为一个单独要素来分析。
在此理论基础上,国外有大量文献从实证角度来分析金融发展与经济增长之间的相互关系。如Gupta①利用14个发展中国家的季度时间序列数据,通过计量分析发现14个发展中国家中有8个国家存在金融发展带动经济增长的供给引导现象,有两个国家存在双向因果关系。盖尔博②(世界银行)检验了包括34个欠发达国家在1965—1985年的经济增长率、利率、储蓄率等指标
的相关性,发现实际利率为正值的国家,其经济增长率为516%,而实际利率为强负值的国家,其经济增长率仅为119%。Levine③通过对80个国家的数据进行分析,在控制了影响经济增长其他因素的情况下检验了资本积累和生产率发展与金融发展的关系。他们的研究结果表明:金融发展和经济增长存在显著的正相关关系。
国内学者就中国金融发展与经济增长之间的关系也进行了大量检验,绝大多数都发现金融发展对经济增长有显著的正向作用(谈儒勇④、宾国强⑤、沈坤荣⑥、冉茂盛⑦等)。值得注意的是韩廷春⑧从金融发展影响经济增长的渠道入手,将影响经济增长的因素分解为储蓄率,储蓄转化为投资的比例以及资本的边际效率,并运用中国的相关数据对金融发展与经济增长之间的关系进行计量检验,结果表明不同的经济发展阶段金融深化程度对经济的影响不同,金融体系的效率和质量与金融发展的数量同等重要,技术进步与制度创新是中国经济长期增长的关键因素。
从以上的文献回顾来看,金融发展与经济增长之间的关系学术界一直有争论,多数认为金融发展极大地促进了经济增长,有些则是金融中性论,另一些则认为金融发展对经济增长并没有明显的贡献作用。由于发展中国家与发达国家市场化程度和市场作用机制差别很大,宏观经济运行有很大的不同,金融体系作用的传导渠道和发挥作用的前提条件不尽相同,考虑到发展中国家金融发展的滞后和传导渠道的阻塞,因此需要对储蓄能否顺利转化为投资、金融体系对资本形成效率究竟有何种影响作进一步研究,需要通过选取不同的指标和变量进行实证分析。
①K.L.Gupta,AggregateSavings,FinancialIntermediationandInterestRate.ReviewofEconomicsandStatistics,69,
1987,pp.303—311.
②AlanH.Gelb,FinancialPolicies,Growth,andEfficiency.WorldBankPPRWorkingPaper,No.202,June19.③RossLevine,FinancialDevelopmentandEconomicGrowth:ViewsandAgenda.JournalofEconomicLiterature,vol.
XXXV,1997,pp.688—726.
④谈儒勇:《中国金融发展和经济增长关系的实证研究》,《经济研究》1999年第10期。⑤宾国强:《实际利率、金融深化与中国的经济增长》,《经济研究》1999年第3期。⑥沈坤荣、汪建:《实际利率水平与中国经济增长》,《金融研究》2000年第8期。⑦冉茂盛、张宗益、钟子明:《中国经济增长与金融发展关联性的实证分析》,《重庆大学学报》2003年第
2期。
⑧韩廷春:《金融发展与经济增长:经验模型与分析》,《世界经济》2001年第6期。
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投资效率、资本形成与宏观经济波动
本文的以下部分结构安排如下:第三部分是研究框架以及相关指标的选取;第四部分是计量检验及其结果分析;最后是本文结论。
三、研究框架与指标选择
从总体上看,金融发展能否改善一国的投资效率和质量,引导企业合理地进行投资,充分发挥储蓄———投资转化器的功能和作用,对一国经济长期增长和宏观经济至关重要。
在现实经济中,经济增长的速度取决于有多少资金投入到经济运行中,即取决于实际有效投资。无论在发展中国家,还是在发达国家,都主要依赖两种方式将储蓄转化为现实经济中的投资,即直接融资和间接融资方式。这两种融资方式的效率直接决定了储蓄向投资的转化效率,金融发展正是通过这两种渠道影响资本形成的质量进而影响经济增长。在现有的储蓄资源(资本供给)给定时,实际利率水平以及金融体系本身的发展能否将现有的储蓄转化为投资,能否加速资本积累和技术创新,能否增加研发和人力资本的投资,对经济的长期增长至关重要。McKinnon①和Shaw②认为在发展中国家实际利率等金融资产的价格被或管制,处于很
低的水平,甚至经常为负值,同时金融市场存在严重的“分割现象”,局部市场具有高度的垄断性,很多投资机会无法得到正式金融的支持,只好依赖非正式的融资,整体的融资存在扭曲。因此,放松金融管制可以改善资源配置,加速资本的形成,并最终促进经济的增长。
但是金融深化理论的假设前提是实际利率上升能迅速提高储蓄水平,而且金融体系能够将增加的储蓄迅速转化为实体经济中的有效投资。这一前提条件在发展中国家可能并不一定成立,因为在发展中国家普遍存在投资效率低下,金融系统运行效率低下,从而储蓄向投资转化效率低下等特征,这些与储蓄等于投资的假设相去甚远。
长期以来,我国一直以间接融资为主,且在间接融资中以国有银行为主体,市场结构比较单一,而且在企业的融资中大部分资金都是通过自身积累和银行贷款取得的,企业发行的债券和商业票据数量很少,这一方面导致企业的资产负债率过高,还本付息的压力很大,另一方面风险过多集中在银行体系,造成潜在的系统风险。另外,国有银行的所有制歧视也造成贷款的主要对象是大中型国有企业,由于国有企业处于改制重组的关键阶段,和激励机制在短期内很难从根本上改善,亏损局面一直无法改变,银行贷款效率低下。在其他金融中介发展缓慢的情况下,银行体系的融资效率又非常重要,再加上国有银行的放款行为还要受到多重目标的影响,所以,从总体上说,目前间接融资的效率不高。
再考虑直接融资。虽然90年代以后直接融资发展很快,股票市场和债券市场的飞速发展使直接融资占GDP的比例从1981年的1168%增加到2001年的2415%,直接融资在金融机构资产中所占比例越来越大,但是由于、监管力度等原因,直接融资效率还不高,大量募集来的资金并没有成为企业的实际投资,而是转向风险较高的证券市场和房地产市场。
为了检验中国金融发展是如何影响资本形成效率和投资效率并最终影响经济增长,本文运用上面文献中检验金融发展与经济增长之间关系的模型对金融体系的作用机制进行计量分析:
CA=f(FIR,RR,LOAN,FD)
IE=f(FIR,RR,LOAN,FD)
①McKinnon,MoneyandCapitalinEconomicDevelopment.WashingtonDC:TheBrookingsInstitution,1973.②E.S.Shaw,FinancialDeepeninginEconomicDevelopment.NewYork:OxfordUniversityPress,1973.
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中国社会科学 2004年第6期
其中,CA表示资本形成质量;IE表示投资效率;而FIR、RR、LOAN、FD则分别表示金融发展变量(具体涵义见下文)。金融发展变量的选取综合考虑了上文所述的我国直接融资和间接融资的特点。考虑到计量检验的需要,下面对计量模型选取的变量和指标进行具体说明:
首先,考虑反映投资效率的变量和指标。本文选择投资回报率,资本产出比,非国有经济投资比例等指标来反映投资效率。
投资回报率是衡量投资效率的最直接也是最有效的方法,本文用全国核算工业企业的平均资金利税率来测量投资效率,用IR表示。为了消除异方差性,本文选取IR的自然对数LNIR来分析。同时,从能源消耗的角度,本文还选取了另外一个指标:生产每百万元GDP的能
源消耗量(ENERGY)进行分析。
资本产出比σ。在储蓄率一定的情况下,资本产出比从一个侧面反映了对现有资本的利用效
σ=K率,资本产出比越大,生产一单位产出需要耗费的资本越多。ΠY,K为当年的资本存量,Y为当年的产出水平,用GDP衡量,资本存量的数据来源于张军①。
非国有经济投资额占全部工业固定资产总投资额的比例PS。统计数据显示,非国有企业的投资收益率平均要高于国有企业,但非国有企业的投资额占总投资额的比重却很低。所以本文认为非国有经济投资占总投资额的比例越高,整个经济的投资质量越高,用这一比例来间接衡量投资效率。
其次,考虑反映资本形成质量的变量。本文选择商业银行的存贷差额,国内投资率与储蓄率的比值等指标来反映资本形成质量。
商业银行的存贷差额LNSD:由于我国长期以来以间接融资为主,所以银行的放贷行为成为储蓄能否顺利转化为投资的决定因素;存贷差额的持续增加说明有越来越多的储蓄不能转化为投资,储蓄转化为投资的渠道受阻。从1994年开始,存款总额就一直大于贷款总额,且数额在不断扩大,说明有越来越多的储蓄不能转化为投资。
国内投资率与储蓄率的比值IS:本文用此比例间接衡量储蓄向投资转化的比例,其中国内投资率是支出法中名义GDP减去最终消费率,国内储蓄率是用净出口加上当年资本形成额近似表示。
)提出第三,金融发展变量的选择。根据有关学者(E1Shaw②,KingandLevine③,Levine④
的衡量金融发展的几项指标,并结合中国的实际情况,本文选取以下指标:11金融深化指标LNFIR,用M2ΠGDP的对数来表示。21金融机构主要是银行部门贷款总额占名义GDP的比例,表
示银行信贷对经济的支持度,用LOAN来表示。31实际利率RR。41直接融资占金融资产总量的比例表示资本市场的发展程度,用FD表示。其中,直接融资以股票市价总值与债券发行总额为近似值,间接融资以金融机构各项存款作为近似值,金融资产总值为直接融资与间接融资之和。
虽然理论上一般认为金融发展有利于资本的有效形成,并促进经济的长期增长。但是这种促进作用并不是永恒的,因为金融中介的低效率和金融市场的不完善将阻碍资本的有效形成,
①张军:《增长、资本形成与技术选择:解释中国经济增长下降的长期因素》,《经济学季刊》2002年第2
期。在本文中,除特别说明,数据一般都来源于各期的中国统计年鉴。②E.S.Shaw,FinancialDeepeninginEconomicDevelopment.NewYork:OxfordUniversityPress,1973.③RobertG.KingandRossLevine,FinanceandGrowth:SchumpeterMightBeRight.QuarterlyJournalofEconomics,
108(3),August1993a,pp.717—38.
④RossLevine,FinancialDevelopmentandEconomicGrowth:ViewsandAgenda.JournalofEconomicLiterature,vol.
XXXV,1997,pp.688—726.
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投资效率、资本形成与宏观经济波动
金融的弊端又将降低企业的投资效率。在资本形成效率和投资效率过低的情况下,要保持经济的快速增长就必需大量的投资,而大量的资本投入又会导致信贷增长过快,通货膨胀的压力会迫使进行宏观,从而引发经济波动,影响经济稳定。在中国,由于资本形成效率和投资效率不高迫使经济增长不得不依赖过度的投资(在金融资源相对充裕的情况下),而过度的投资和投资的大起大落影响了经济的整体效率,也导致了经济的波动。
金融体系不完善极大地影响了金融中介和金融市场对经济增长的积极作用,落实到中国的实际情况,虽然与国外相比,国内的储蓄率一直较高,但欠发达的金融系统一直无法充分利用现有的金融资源,高储蓄率与资源浪费并存,投资效率很低;同时,一方面少数大企业集中控制和垄断多数的金融资源;另一方面大多数的企业融资手段单一,许多中小企业基本上以内部融资为主,融资渠道枯竭,既造成了对储蓄资源的浪费,也造成了对潜在较高经济增长率的偏离。
因此根据前面的理论分析,除了对金融发展与资本形成质量和投资效率的关系进行计量检验之外,还有必要对以下两个重要问题进行实证分析。第一个问题是金融发展水平对经济总量影响的检验,即金融发展→资本形成→经济长期增长这一过程;第二个问题是金融发展水平对经济增长质量影响的检验,即金融发展水平较低→投资效率较低→大量资本投入→信贷投放过快→宏观经济波动。
四、计量检验与结果分析考虑到90年代前后中国宏观经济状况发生重大的转变,1991年以后我国股票市场高速发展,金融发展对经济的影响作用越来越明显,本文运用邹氏检验对1978—2002年之间的样本进行转折点检验。邹氏转折点检验的零假设是选择试验点作为转折点进行统计量的显著性检验。通常选取的统计量为F检验值和似然比检验值。本文选择的零假设是:1990年是转折点。从检验结果来看:F统计值,似然比检验值在给定5%的显著水平下都无法拒绝原假设,所以接受1990年是转折点的原假设①。本文将样本分为两个时段:1978—1990年和1991—2002年,计量
结果见表1和表2。
对比两个时段的回归结果可以发现:从时间段来看,1991—2002年金融发展与投资效率的相关性要明显强于1978—1990年金融发展与投资效率的相关性。1978—1990年时间段,在分别
σ、PS为被解释变量的4个模型中,实际利率RR的系数在其中两个模型中以LNFIR、ENERGY、
显著,金融相关率LNFIR在其中三个模型中显著,银行贷款占GDP比例只在其中一个模型中显著,直接投资比例FD在其中两个模型中显著;而1991—2002年时间段,实际利率、金融相关率,银行贷款比例、直接融资比例在4个模型中系数显著的个数分别是3个、3个、1个、3个。而且1991—2002年金融发展与储蓄转化效率的相关性也显著增强,4个金融发展指标在1978—1990年的回归模型中系数几乎都不显著,而在1991—2002年中回归系数都非常显著。这说明从
总体上看90年代以来随着我国金融市场的发展和金融机构运行机制的不断变革,金融体系不仅提高资本积累水平,而且改善了储蓄资源转化为投资的效率,资本利用效率有所提高。
①F统计值和似然比检验值分别为01442和71206,P值为0185和01407,在5%的显著上都无法拒绝1990
年为转折点的原假设。选择以ENERGY,σ,PS为被解释变量,得出的结论基本相同。
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中国社会科学 2004年第6期
表1 金融发展与投资效率(1978—1990)
被解释变量LNIRConstant
4124
333
ENERGY01244(01058)01082(3191)
333
σ31129(3146)01016(3149)-01018
33333333
PS21839
333
IS11367(2169)
333
LNSD-5179(-1122)
(4114)-01008(-11)01018(2144)0134(01728)-1131(-11134)-01083(-2132)019511201963333
(31155)010047(11047)9175E206(010015)1138
333
RR
RR(-1)
01037(1125)-11185
333
01002(0159)01136(0160)-0136(-0162)-01026(-1146)0166212431517
0105(1144)-01695(-01328)-2176(-0150)-01013(-0108)018411999159
(-21817)-01947(-2128)-0148(-01478)01087(2180)01962101730146
33333
LNFIR
(-6120)41352(01927)-01061(-0142)019911429417(3134)-2169
33
LOAN
(-2165)-0102(-0167)018311361194
FDR2
DW2statF2stat
333 注:数据来源于各期的《中国统计年鉴》(1982、1990、1998、2002),其中333、、分别表示在1%、5%、10%的统计水
平上显著,括号内为t检验值。
表2 金融发展与投资效率(1991—2002)
被解释变量LNIRConstant
31949(7149)-0103
333333
ENERGY10188
333
σ3135
333
PS01138(01618)812E24(0123)-01008
33
IS11208
333
LNSD-6717
333
(51)-0102(-0165)
33
(15149)5168E24(0116)
333
(81149)(-4122)
RR
(-3146)01017(2138)21477(3172)-01749(-11296)-01092(-3156)01842176141
括号内为t检验值。
33333
RR(-1)
01082(3121)61799(2191)-3159(-1177)-01384(-4121)0195212424131
01004(11415)
-010037(-21084)-01073(-0139)-01
333
3
-01733(-3175)-50122
33
(-216)01033(01119)
33
LNFIR
11176(4130)01691(2191)
33333
(-2150)55105
333
33
LOAN
01276(1113)
(-41008)01023
333
(31183)117(2132)0191215218181
33
333
FDR2
-01053(-5101)0196310531139
333
010028(01254)018421586147
(31288)018421134
DW2statF2stat
333 注:数据来源于各期的《中国统计年鉴》(1998、2002),其中333、、分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著,
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投资效率、资本形成与宏观经济波动
从投资效率来看,资金利润率LNIR和资本产出比σ与金融发展的相关性要明显好于能源消耗ENERGY和非国有经济投资比例PS与金融发展的相关性。由于国有银行贷款的所有制歧视,对中小企业的金融支持力度不够,致使我国非国有经济的发展与金融发展程度之间缺乏应有的联系甚至呈负相关(在以PS为因变量的计量模型中,LOAN的回归系数为-2169,且在5%水平上显著)。从生产每百万GDP的能源消耗量来看,1978—1990年LNFIR的回归系数为-11185,而1991—2002年LNFIR的回归系数是61799,因为生产单位GDP能源消耗越大,生产效率越低,所以以能源消耗量衡量,90年代以后金融发展没有显著改善投资效率。
从金融发展指标看,实际利率RR的系数与投资效率显著正相关,这说明实际利率的提高改善了投资效率,因为利率作为企业投资的成本,正常情况下,只有投资回报率较高的项目才可以保留,回报率低于实际利率水平的项目将被放弃,投资的利率弹性逐渐凸现。在1978—1990年的时间段,金融深化率LNFIR与能源消耗量、资本产出比显著负相关(系数分别为-11185和-01947),与非国有经济投资比例显著正相关(回归系数为1138);而1991—2002年FIR与能源
消耗量和资本产出比显著正相关(系数分别为61799和11176)。因为能源消耗量和资本产出比越高,投资效率越低,对比两个时间段的回归结果,可以看出90年代以后以金融深化指标衡量的金融发展并没有显著改善投资效率。
相对于其他指标,银行贷款占GDP比例的回归系数LOAN无论在1978—1990年还是1991—2002年之间都不显著,t检验值都很小,无法通过显著性检验;在以LNSD为被解释变量的模型
中,LOAN的回归系数是55105,在1%的统计水平上显著。银行贷款比例对存贷差额有显著正向的解释力,主要是因为我国银行贷款中国有银行占主导地位,而作为主要贷款对象的国有企业经营业绩不佳,连续亏损使贷款回收困难,贷款的投资回报率也日益降低,同时银行为控制风险产生惜贷行为,这直接影响了间接融资的效率,存贷差额不断增大,与此同时投资效率高的中小企业却无法从正常渠道得到银行的信贷支持,贷款利用效率低下和融资困难并存,使得总体上我国银行信贷的使用效率不高。
1991—2002年直接融资比例FD与能源消耗率和资本产出比显著负相关(系数分别为-01384、-01053),这说明随着我国直接融资的发展对投资效率改善起积极作用,虽然中国股票
市场的高换手率和高投机性使股票市场的资源配置功能并没有得到很好发挥,与国外相比,上市公司资金使用效率也不是很高,但由于直接融资相对于间接融资降低了中介成本和交易成本,同时加强了信息披露和公司监督,所以其融资效率更高,实证结果也证明了这一点。随着我国资本市场的进一步完善,直接融资将成为一种非常重要的融资方式,对实体经济的支持作用也会更加明显。
为了进一步考察金融发展水平对经济总量和整体经济增长质量的影响,即对上文的两个重要问题做进一步的实证分析,本文进行以下两个计量检验:
检验一:关于金融发展对技术效率和整体经济效率影响的检验。本文采用全要素生产率(TFP)进行实证分析①,得到以TFP为被解释变量的金融发展水平与技术进步的回归方程:
ΠL)=αΠL)+α①本文运用方程ln(Y0+α1ln(K2D+ε,估计资本产出弹性和劳动产出弹性,然后由公式
TFP=
YtKtLt
α1-α
测算全要素生产率。其中YΠL是人均产出,KΠL是人均资本,D是虚拟变量,1991年以前为
0,1991年以后为1,α本文运用1978—2002年的数据进行估计,得到资本产出弹1是资本的产出弹性。
性α1=01549,劳动产出弹性为1-α1=01451。
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中国社会科学 2004年第6期
TFP=01014-010039RR(-1)+01029FIR+01267LOAN+0102FD+0198MA(1)
(0106) (-11399)(01176) (11134) (31804)(63118)2
R=01976 F2stat=151108 括号内是t检验值从总体上看,全要素生产率TFP与金融发展之间的相关性较弱,在表示金融发展程度的变量中,除了表示资本市场发展程度的直接融资比例FD的系数在统计上显著外,滞后一期实际利率RR(-1),金融深化率FIR,银行贷款比例LOAN,其回归系数的t检验值都很小,均不显著,说明金融深化通过资本积累和技术进步促进经济增长的效应极其微弱。同时经过计算全要素生产率(TFP)与资本、劳动等要素投入的边际贡献率,TFP对经济增长的贡献极其微小。
为了从总体上考察金融发展对经济增长的实际影响,本文建立LNGDP与各金融发展变量之间关系的计量模型:
LNGDP=f(FIR,RR,LOAN,FD)
并且以投资效率变量(LNIR,ENERGY,σ,PS)作为计量模型的控制变量进行计量检验(时期为1978—2002年),分析结果见表3。
计量结果显示总体上金融发展水平与经济增长呈显著的正相关。从实际利率的变动到影响产出和价格需要有一定的时滞,一般为一年左右,在本文的4个回归模型中,滞后一期的实际利率RR(-1)与经济增长负相关,且系数在统计上显著。因为实际利率提高增加投资成本,会导致投资减少,进而经济增长速度放缓。金融深化指标LNFIR的回归系数对控制变量的选择较为敏感,这说明在我国仅仅以金融深化度指标还不能完全反映金融发展水平对宏观经济的影响。
银行信贷对名义GDP的比例在统计上显著,且两个系数都为正(11419和11307),这说明银行贷款对经济增长的支撑作用明显,在模型(2)中LOAN的系数是11419,即每增加一个单位银行贷款,可以使经济增长率上升约113—114个百分点。直接融资FD对经济增长的支持作用也是明显的,无论是债券融资还是通过股票发行筹资,最后都支持了企业的投资项目和社会基础建设,虽然从系数的对比看,直接融资的贡献率较小,与间接融资相比转化效率还存在很大差距。
资金利税率LNIR的系数为-0166,从数据来看,1978年至今全国核算企业的资金利税率一直是下降的,在控制了价格水平以后,情况虽有所好转,但是资金利税率的下降还是很明显,说明伴随经济高速增长的是投资效率的显著下降。非国有经济投资比例PS的系数在10%的统计水平上显著,说明非国有经济投资增加显著提高了经济的增长率,其投资带动了整体经济的增长。贸易对经济的拉动作用十分明显,其系数是01715,在1%的水平上显著,即进出口占GDP的比例每上升一个单位,能够使GDP增长率上升01715个百分点。
检验二:关于投资效率低下引发投资波动和宏观经济波动的检验。正如前面的理论分析,从投资效率变量看,资金利税率LNIR、每百万美元GDP的能源消耗量ENERGY、资本产出比σ都显示在过去的经济增长中投资效率低下,全要素生产率(TFP)对经济增长的贡献率很低。而且由于投资效率低下导致投资波动,在投资乘数的作用下引起宏观经济的剧烈波动,进而促使采取各种措施熨平宏观经济的剧烈波动①。
如果前面的假说成立,那么在经济增长中投资波动应该是宏观经济波动的主要原因,应该能够解释宏观经济波动的大部分,而且考虑到每轮经济扩张带动能源消费量的急剧上升,导致能源价格短期快速上涨。本文选取1979—2002年GDP增长率与固定资产投资增长率的数据建立计量模型,并加入能源消耗增长率,实际利率,金融深化率作为控制变量,具体结果见表4。
①在1978—2002年经济增长中,名义GDP增长率的标准偏差为2194%,而固定资产投资增长率的标准偏
差为15103%,说明投资的波动程度远远大于GDP的波动程度。
・60・
投资效率、资本形成与宏观经济波动
表3 金融发展与经济增长
被解释变量:LN(GDP)
(1)
Constant
11132
333
(2)9126
333
(3)12101
333
(4)9158
333
(5)3113
333
(17190)-01023
333
(36137)-0101
33
(20154)-0103
333
(13147)-01004(0181)11359(2166)
333
33
(41153)-01002(-01402)-01609(-2133)0137(11147)
33
33
RR(-1)
(-21848)1101
333
(-2148)-11359(-4148)11419(4116)01066(10192)
333333333
(-41804)01071(0119)11307
LN(FIR)
(31129)01346(01535)01032(2108)-0166
33333
LOAN
-0132(-0155)01055
(21114)01087(7151)
333
FD
010267(31575)
333
(21834)LN(IR)
(-3146)
-01214(-10155)
-11128(-4196)
333
333ENENGY
σ
PS
11049
3
(11956)11349(7140)-01811(-3166)
01715
333
333333
AR(1)
AR(2)
进出口ΠGDP
R
2
(91751)
019811424112
33333
019911541053
01981131344
019911718297
0199511491918
DW2statF2stat 注:
3
、、分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著,括号内为t检验值,被解释变量为名义GDP的自然对数值,
数据来自各期的中国统计年鉴(1982、1988、1990、1998、2002),AR(1)、AR(2)为自回归系数。
从回归结果看,在所有的回归模型中,当年的固定资产投资增长对GDP增长都有显著的正向引导作用,系数在01076—011之间,说明固定资产投资每变动1%,GDP增长率的波动在01074%—011%之间,投资波动引起宏观经济波动的效应非常明显。回归结果显示投资的滞后
效应并不显著,I(-1)、I(-2)的系数都不显著。能源消耗增长率与GDP增长率显著正相关,系数在统计上显著,能源消费水平急剧上升与经济增长波动加剧的实证关系与理论预期一致。
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中国社会科学 2004年第6期
实际利率RR和金融深化指标FIR等控制变量的加入并不改变模型的基本结果,固定资产投资增长率、能源消耗增长率与经济增长率之间的关系在统计上是相对稳定的。
表4 固定资产投资增长率与GDP增长率(1979—2002)
被解释变量:GDP增长率
Constant
6118
333
61178(5194)01136(4167)01026
333
51536(6186)
333
71383(7152)
333
51777
333
41394
333
51601
333
(91847)01162
333
(51634)01117
333
(61038)01078
33
(31688)01147
333
333
I
011
333
(61384)(51734)0101(01326)01025(01928)
01476(2195)
333
(31624)01022(0187)
(21344)01034(1132)01074
33
(41516)01008(01255)01015(01541)01153(11161)
I(-1)
(11018)
I(-2)
(21537)
01201(11354)
333ENERGY
01727
333
01233(21429)
MA(1)
01702(4176)01673333(41392)(31683)
01351
333
RR(-1)
(31147)
-01132(-01128)
019115040176
017492125181
01719116715141
01601170815145
0177212016119
0184116816191
017411599124
FIRR
2
DW2statF2stat
注:其中I表示当年全国固定资产投资的增长率,I(-1)、I(-2)表示滞后的固定资产投资增长率,ENERGY表示当
年能源消耗的增长率,MA(1)表示残差项滞后一期的系数,用以修正回归模型的残差自回归趋势,RR(-1)是
33333
滞后一期的实际利率,FIR是金融深化率。、表示1%、5%的显著水平,括号内是t检验值,由于使用增长率数
据,少了一个样本,实际样本数为23。
除了上述从增长率角度分析之外,还可以从宏观经济的水平变动与投资的水平变动之间的相互关系作进一步分析。考虑到固定资产投资的当期、前一期、前两期变动对GDP变动的引导效应,可检验的计量方程为:ΔlnGΔlnI+01225ΔlnI(-1)+01102ΔlnI(-2)+11491MA(1) DP=01023+01323
(11018)(41631) (31497) (11744) (41229)
AdjustR2squared=0190 DW2stat=11539 F2stat=48153 括号内是t检验值
回归结果显示当期和前一期的固定资产投资对GDP的水平变动具有显著的解释力,回归系数分别为01323和01225,且都在1%的水平上显著。联系到前面实证结果显示的投资效率低下,说明在中国经济高速增长中由于投资效率低下而引发大规模的资本投入,要想达到目标产出的增长率就必须不断加大投资规模和力度,经济的每轮扩张都导致了投资的过度波动,同时也加剧了整体经济的波动。・62・
投资效率、资本形成与宏观经济波动
五、结 论
本文从金融发展视角分析了影响经济增长的重要因素———资本形成、投资效率和储蓄转化效率以及宏观经济波动,主要结论如下:
(一)虽然中国经济一直保持年平均增长率约为9161%的高速增长,但是从投资效率和能源消耗率来看,经济增长的质量和效益并不令人乐观。
(二)从总体上看,90年代以后金融发展与投资效率的相关性显著提高,随着资本积累水平的提高,生产效率有一定程度提高,金融发展与经济增长之间存在显著的正相关关系。
(三)实证结果显示在储蓄向投资的转化过程中,一部分储蓄资源并没有能顺利转化为有效的投资,造成金融资源的浪费;而另一方面,很多非国有中小企业融资困难,金融发展并没有能够支持它们的融资需求。
(四)金融发展指标显示90年代以后,金融体系的发展并没有使投资效率得到显著改善,投资效率甚至有所下降,除了资本边际效率的自然下降之外,实际上暴露出我国现行融资的深层次矛盾。回归结果中银行贷款和直接融资变量与投资效率显著负相关,说明金融发展本身并没有解决这种效率低下的问题,反而还有继续扩大的趋势。(五)投资效率低下,全要素生产率低下是影响宏观经济波动的重要原因,而且由于市场主体(包括地方)的“理性预期”与“学习效应”,使宏观“微调”产生逆向反应而收效甚微,于是迫使部门采取更为严厉的紧缩,带有过度的行政色彩,从而加剧经济波动。
因此,本文认为一方面应进一步深化金融改革,通过增加金融机构的竞争程度,形成多样化、层次分明、高效的金融中介服务体系,提升储蓄向投资转化的效率;另一方面,极为重要的是纠正各级地方追求政绩的行为,扭转地方与多次博弈中形成的理性预期,确保宏观的有效性。
需要指出,虽然本文的分析结果显示金融发展与资本形成质量和投资效率有直接的相关性,但是,金融发展究竟是通过何种传导机制对它们产生影响,并且如何从理论上对两者之间的逻辑关系进行严密的演绎和推理,是理论界急需进一步研究的课题。
参考文献:
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〔本文责任编辑:钱永中〕
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ABSTRACTS
Thevariationofregionalspecializationandindustrialagglomerationresultingfromregionalintegrationisalwaysanimportantfieldinregionaleconomics.Basedonasimpleanalysisframework,thispapermakesempiricalanalysisofregionalspecializationandindustrialconcentrationin1980and2001withtwo2digitmanufacturingdata.Wefindthatthelevelofregionalspecializationandintegrationhasbeenimproved,andthatdistributionofindustrieshasradicallyaltered,withmostindustriesmovedormovingtotheeasterncoastalareas.Accordingtooverseasexperience,weestimatethatChinaisnowinthestageofhighindustrialconcentrationandlowregionalspecialization,withalowerlevelofdomesticandforeignintegration.Thispreventsthemanufacturingindustryfromshiftingfromtheeasterncoastalareastothecentralareas,makingevenworsetheregionaldisparity.
(4)EfficiencyofInvestment,CapitalAccumulationandtheFluctuationofMacroEconomy:An
EmpiricalResearchfromthePerspectiveofFinancialDevelopment
ShenKunrong SunWenjie・52・
Chinahasmaintainedhigh2speedeconomicgrowthsincetheeconomicreform.However,the
sustainabilityofsuchgrowthisopentoquestion,sincethemarginalefficiencyofinvestmentisdecreasingandthepercentageofdomesticsavingsusedforinvestmentsislow.Thispaperstudiestheformationofcapital,theefficiencyofinvestment,thepercentageofdomesticsavingsusedforinvestmentsandthefluctuationofmacroeconomyfromtheperspectiveofthedevelopmentoffinancialsector,makingeconometricanalyseswith1978—2002data.Thefindingsshowthatdespiteahighercorrelationbetweenfinancialdevelopmentandeconomicgrowthsincethe1990s,thecorrectionoffinancialsystemtoinvestmentefficiencyandimprovementofpercentageofdomesticsavingsusedforinvestmentsarelimited.WeholdthattheinefficiencyofinvestmentandwiththattheinefficiencyofTFParethemajorfactorsleadingtofluctuationofmacroeconomy.(5)EssentiaandExistentia:TheEvolutionofExistentiaintheWesternMetaphysics
SunZhouxing・71・
BasedonHeidegger’shistoryofbeing,theauthorexplorestheevolutionofthephilosophyofexistentiaasmetaphysicsintheframeworkwhere“essentia2transcendental”and“existential2transcendent”constitutethebasicquestionofmetaphysics.Accordingtotheauthor,thephilosophyofexistentiaasanimplicitlineinthehistoryofWesternmetaphysicsmaybedatedtoAristotle.However,whilemuchhasbeendonetostudyAristotle’sentity2category,hisexpositionsonindividualperfectionwereturnedtodivinity2realityintheMedievalphilosophy,andsubject2objectinmodernphilosophy.Thephilosophyofexistenia,havingfailedtoblossominthemodernChristianmysticism,finallydevelopedintoamajortrendinthefirsthalfofthe20thcentury,sincethenotionhasbeenrelatedtomentalfactorssuchaswillandsentimentintheso2calledmodernirrationalphilosophyafterSchellingandtheelementsinthephilosophyofexistentiathatareagainstthemetaphysicaltraditionofessentiawerebroughtafore.
(6)RewritingtheHistoryofChinesePhilosophy:DimensionsandMethodology
LiXianghai・82・
・205・
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