中國金融與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的效率有效的金融深化變量選擇及其效應(yīng)

中國金融與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的效率有效的金融深化變量選擇及其效應(yīng)

隨著更多文獻(xiàn)從理論和證據(jù)兩個方面的證實，金融是經(jīng)濟增長過程的重要組成部分和不可或缺的組成部分（羅斯勒韋德，1997），但經(jīng)濟學(xué)家對金融效應(yīng)經(jīng)濟增長機制的影響仍有其自身的區(qū)別。按照古珀(Cubo,1987)的觀點,金融與經(jīng)濟增長關(guān)系的理論可以分為金融結(jié)構(gòu)論與金融抑制論兩種類型。前者的代表人物有格利和肖(1960)以及戈德斯密斯(1969)等,他們認(rèn)為金融結(jié)構(gòu)可以通過影響經(jīng)濟主體的合意的金融資產(chǎn)組合(格利和肖)或擴大儲蓄的渠道與投資的可選擇范圍(戈德斯密斯)而影響經(jīng)濟增長。后者的代表人物是麥金農(nóng)(1973)和肖(1973),他們認(rèn)為,以低利率為特征的金融抑制是發(fā)展中國家經(jīng)濟陷入低水平均衡陷阱的根本原因,而沖出這一陷阱的出路在于采取適當(dāng)?shù)母母锊襟E提高利率以充分發(fā)揮貨幣在資本積累過程中的“導(dǎo)管”作用。顯然,就金融政策的實施而言,將上述兩類金融變量的重要性加以區(qū)分并對各金融變量影響經(jīng)濟增長的效應(yīng)進(jìn)行對比分析對于金融監(jiān)管和有效貨幣政策中介變量的選擇是重要的。這種分析的通常建模方法是研究各金融中介變量與經(jīng)濟增長率(或經(jīng)濟增長水平值)之間的線性關(guān)系(King,R.G.andR.Levine,1993;Atje,R.andB.Jovanovic,1993)。但此方法存在二個問題:一是經(jīng)濟增長率的變化既可能是要素投入也可能是資源配置效率變化的結(jié)果,從經(jīng)濟學(xué)的分析目的來說,后者的效應(yīng)似乎更應(yīng)受到關(guān)注,而通常的分析方法無法對這一效應(yīng)進(jìn)行分離;二是由于各金融變量間可能存在著多重共線性關(guān)系,因此這種方法將使進(jìn)入模型的變量選擇極大地依賴于模型的初始設(shè)定,從而使有效的金融變量篩選失真。針對以上的分岐,本文首先運用非嵌套假設(shè)檢驗的方法對兩種理論關(guān)于我國的具體情況的適應(yīng)性優(yōu)劣進(jìn)行區(qū)分,在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步利用主成份分析法在各種不同模型的設(shè)定形式下對各金融變量對經(jīng)濟增長效率的影響效應(yīng)進(jìn)行分析與比較。一、對兩個競爭性模型融合的估計方法由于作為建?；A(chǔ)的經(jīng)濟理論存在分歧和所得樣本數(shù)據(jù)的非控制性,經(jīng)濟計量分析中常常所遇到的首要問題是模型選擇的問題。根據(jù)D.F.Hendry和J.F.Richard(1983)的觀點,有效建模的標(biāo)準(zhǔn)之一是模型必須具有良好的包容性(encompass),而檢驗?zāi)Ｐ桶菪缘囊粋€重要方法是非嵌套假設(shè)檢驗(nonestedtest)技術(shù)。相對于逐步回歸篩選變量的建模方法,非嵌套假設(shè)檢驗方法的一個明顯優(yōu)勢是可以消除由于解釋變量多重共線性而產(chǎn)生的模型選擇對初始模型假定的嚴(yán)重依賴。在具體的估計方法上,為了解決兩個競爭性的模型融合后所產(chǎn)生的模型解釋變量的個數(shù)少于結(jié)構(gòu)參數(shù)的困境,Davidson和Mackinnon(1981)提出了所謂的J-檢驗(J-Test)方法,其基本方法如下。假設(shè)存在如下兩個競爭性的模型:M1∶Y=Xα+U1(1)M2∶Y=Zβ+U2(2)這里Y、X、Z分別為n×1、n×k和n×L樣本矩陣,α、β分別為k×1、L×1維系數(shù)向量,U1∶N(0,σ2121I),U2∶N(0,σ2222I)。J-檢驗的步驟如下:1.由M1利用OLS法求得Y的估計值?YY?;2.對融合后的模型Y=Ζβ+?Yγ+ε1Y=Zβ+Y?γ+ε1關(guān)于參數(shù)γ的原假設(shè)H0∶γ=0進(jìn)行檢驗;3.以M1為預(yù)先設(shè)定的模型,重復(fù)以上的步驟。檢驗可能出現(xiàn)如下三種情況:只有一個融合后的模型的原假設(shè)被拒絕、兩個均被拒絕和兩個均被接受。如果只有一個被拒絕,則應(yīng)選取不被拒絕的模型;如果兩者均被拒絕,則表明所選的兩個模型都不足以用于Y的解釋;若兩者均被接受,則表明所擁有的樣本信息尚不足以對兩個競爭性模型的優(yōu)劣做出區(qū)分。考察轉(zhuǎn)軌時期我國金融控制的特點,由于名義利率一直處于國家的嚴(yán)格控制之下,因此實際利率的變化更多的是起因于價格水平的變化,故對我國的有關(guān)金融抑制論模型的研究實際上是對實際利率效應(yīng)的研究。由于信息搜尋的高成本與產(chǎn)權(quán)不明晰所造成的微觀經(jīng)濟主體經(jīng)濟行為的非理性,我們似乎有理由認(rèn)為:相對于金融價格變量,金融結(jié)構(gòu)變量是用于解釋經(jīng)濟增長效率變動的更為重要的變量。在下面的實證當(dāng)中我們將對這一先驗假說進(jìn)行驗證。二、dkky計算和數(shù)據(jù)來源在模型參數(shù)的估計過程中,需要首先解決模型中所涉及的經(jīng)濟增長效率、金融結(jié)構(gòu)和金融價格三個變量的度量問題。由于金融價格可以用實際利率水平來表示,因此需要予以確定的是經(jīng)濟增長效率與金融結(jié)構(gòu)的度量問題。經(jīng)濟增長效率可從引致經(jīng)濟增長的因素分解而得。假設(shè)經(jīng)濟中的勞動供給等其它生產(chǎn)要素是常量,則對總量生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行微分,可將經(jīng)濟增長率作如下分解:dYY=dYdΚdΚY(3)dYY=dYdKdKY(3)式(3)將經(jīng)濟增長率分解為兩部分:資本的邊際產(chǎn)出dY/dK和資本支出占產(chǎn)出的比重dK/Y。容易知道,前者表示投資效率變化所引致的經(jīng)濟增長率變化而后者表示經(jīng)濟中投資量的變化所引致的經(jīng)濟增長率變化,由于假設(shè)經(jīng)濟中的其它要素供給均不變,因此dY/dK就表示經(jīng)濟增長的效率。根據(jù)戈德斯密斯(1969)的分析,在封閉經(jīng)濟的條件下,金融結(jié)構(gòu)可通過金融機構(gòu)的發(fā)行與國民收入之比?和非金融機構(gòu)的發(fā)行與國民收入之比δ來反映。其中?主要由銀行的各種存款與國民收入之比構(gòu)成而δ主要由銀行的各種貸款與國民收入之比CR/GDP、股票籌資額與國民收入ST/GDP之比和政府發(fā)行與國民收入之比DE/GDP構(gòu)成。由于M1和M2對經(jīng)濟的影響各不相同,因此在實證計量當(dāng)中將用M1/GDP和M2/GDP來反映?。上述各相關(guān)變量的數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國金融年鑒》相關(guān)各期,樣本區(qū)間為1980～2002。其中銀行貸款=國家銀行各項貸款+農(nóng)村信用社貸款,政府金融工具發(fā)行=國債發(fā)行+政府向銀行借款,考慮到數(shù)據(jù)的可得性,投資用全社會固定資產(chǎn)投資來代替。實際利率通過以下計算公式獲得:實際儲蓄存款利率=名義儲蓄存款利率-全社會商品零售價格變動率,其中名義利率同時考慮1年期和3年期兩個期限結(jié)構(gòu),且均由每年所有利率的算術(shù)平均求得。三、gdp/i的擬合值與金融抑制論的關(guān)系考慮到利率影響的滯后效應(yīng),我們將對以下兩個競爭性的模型進(jìn)行非嵌套假設(shè)檢驗:ΔGDΡΙt=α0+α1Μ1GDΡt+α2Μ2GDΡt+α3SΤGDΡt+α4CRGDΡt+α5DEGDΡt+εt(4)ΔGDPIt=α0+α1M1GDPt+α2M2GDPt+α3STGDPt+α4CRGDPt+α5DEGDPt+εt(4)ΔGDΡΙt=β0+∞Σi=0biRt-i+ut(5)ΔGDPIt=β0+Σi=0∞biRt?i+ut(5)這里I表示投資,{εt}、{ut}是獨立同分布的隨機擾動項。令式(5)各期的利率系數(shù)滿足b1i=b10λi(i=0,1,2Λ),0<λ<1,λ是分布滯后衰減率,則對無限分布滯后模型(5)進(jìn)行考伊克(Koyck,1954)變換,可將其化為如下的自回歸模型:ΔGDΡΙt=β0+β1Rt+β2ΔGDΡΙt-1+ut(6)ΔGDPIt=β0+β1Rt+β2ΔGDPIt?1+ut(6)在上述模型與方法的基礎(chǔ)之上,利用樣本數(shù)據(jù),可得如下的實證結(jié)果。首先,對初始模型(4)、(6)分別進(jìn)行OLS估計,可得:ΔGDΡΙ=0.4726(1.67)-0.0417(-0.05)Μ1GDΡ+0.4436(1.38)Μ2GDΡ+2.1948(0.25)SΤGDΡ-0.2418(-0.83)CRGDΡ-12.3373(-2.32)DEGDΡR2=0.59DW=1.86(7)ΔGDPI=0.4726(1.67)?0.0417(?0.05)M1GDP+0.4436(1.38)M2GDP+2.1948(0.25)STGDP?0.2418(?0.83)CRGDP?12.3373(?2.32)DEGDPR2=0.59DW=1.86(7)ΔGDΡΙ=0.1427(1.48)-0.0062(-0.88)R1+0.6616(3.25)ΔGDΡΙ-1(8)R2=0.53DW=1.48ΔGDΡΙ=0.1711(1.76)-0.0090(-1.34)R3+0.6309(3.26)ΔGDΡΙ-1(9)R2=0.55DW=1.42根據(jù)回歸結(jié)果,方程(7)、(8)、(9)的R2均處于0.50與0.60之間,表明利用通常的擬合優(yōu)度對比來對模型進(jìn)行取舍的方法是不可行的。對本研究而言,這意味著僅通過觀察擬合優(yōu)度我們尚無法對金融結(jié)構(gòu)論與金融抑制論假說的優(yōu)劣做出評判。為此,根據(jù)上述非嵌套假設(shè)檢驗的方法說明,為了避免逐步回歸篩選變量所可能產(chǎn)生的多重共線及對初始變量選擇的強依賴性,下面將把解釋變量的擬合值做為一個新的變量置于其競爭性的模型當(dāng)中做進(jìn)一步的檢驗,即將由式(7)、(8)、(9)所得的ΔGDP/I擬合值ΔGDP/I1、ΔGDP/I21、ΔGDP/I23分別代入模型(6)、(4),所得結(jié)果見表1。由表1,當(dāng)所要檢驗的維持假設(shè)是模型(6)時,將式(7)關(guān)于ΔGDP/I的擬合值ΔGDP/I1分別代入模型(6)在利率為1年期與3年期兩種情況,其系數(shù)估值的T檢驗值分別是2.49和2.40,均顯著的非零。由于擬合值ΔGDP/I1代表模型(6)不含有的變量的影響,因此根據(jù)J-檢驗的方法,模型(6)為真模型的維持假設(shè)應(yīng)被拒絕。同理,對模型(4)為真模型的維持假設(shè)的檢驗結(jié)果表明,從模型(6)出發(fā),利率為1年期的ΔGDP/I的擬合值ΔGDP/I21和利率為3年期的ΔGDP/I的擬合值A(chǔ)GDP/I23系數(shù)估值的T檢驗值均大于2,因此模型(4)為真模型的維持假設(shè)也被拒絕。與我們的預(yù)期設(shè)想不同,上述J-檢驗結(jié)果表明,對于解釋我國的經(jīng)濟增長效率而言,以反映金融結(jié)構(gòu)狀況的變量為解釋變量的金融結(jié)構(gòu)式模型與以金融資源價格水平為解釋變量的金融抑制式模型并不存在孰優(yōu)孰劣的問題。也就是說,盡管我國一直實施的是比較嚴(yán)格的名義利率控制,但是由價格變動所引起的實際利率變化對金融資源配置效率的影響并不比戈德斯密斯所看重的金融結(jié)構(gòu)變量的影響低。這表明關(guān)于發(fā)展中國家的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的金融結(jié)構(gòu)理論與金融抑制理論對我國的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)系都有一定的解釋能力,因此在政府貨幣金融政策中間監(jiān)控變量可行集的選擇上,金融結(jié)構(gòu)與金融價格兩種因素都應(yīng)被納入考慮的范圍。四、回歸結(jié)果分析由于非嵌套假設(shè)檢驗的結(jié)果表明,反映金融結(jié)構(gòu)與金融抑制的兩種模型均對經(jīng)濟增長的效率具有一定的解釋能力,因此在對影響經(jīng)濟增長效率的各個變量的具體效應(yīng)做出分析的時候,我們將把兩種類型的變量揉合在一起進(jìn)行考慮。仍然假設(shè)利率的效應(yīng)是幾何分布滯后的,經(jīng)Koyck變換后,我們所要估計的是如下模型的參數(shù):ΔGDΡΙt=α0+α1Μ1GDΡt+α2Μ1GDΡt-1+α3Μ2GDΡt+α4Μ2GDΡt-1+α5SΤGDΡt+α6SΤGDΡt-1+α7CRGDΡt+α8CRGDΡt-1+α9DEGDΡt+α10DEGDΡt-1+α11Rt+α12ΔGDΡΙt-1+εt(10)為了解決式(10)中各解釋變量之間存在的多重共線性(表2)和樣本自由度不足的問題,這里我們將采用主成份法來解決其參數(shù)估計問題。利用上述的樣本數(shù)據(jù),對解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣進(jìn)行正交變換,得主成份的初始分析結(jié)果見表3。表3的結(jié)果表明,無論利率的期限結(jié)構(gòu)是1年還是3年,前兩個特征值的總和均占所有特征值總和的90%以上,而且由特征值的大小可知,自第三個開始,特征值迅速地接近于0,這說明從第三個特征值以后所對應(yīng)的主成份構(gòu)成中的解釋變量存在著多重共線性,故取前兩個特征值所對應(yīng)的主成份作為進(jìn)一步回歸的變量選擇,兩種情況下的主成份結(jié)構(gòu)見表4。分別以x11、x12和x21、x22為解釋變量,以ΔGDP/I為被解釋變量進(jìn)行OLS回歸,所得統(tǒng)計分析結(jié)果如下:ΔGDΡΙ=0.719(9.95)-0.072(-4.26)x11-0.034(-2.29)x12(11)R2=0.63DW=1.73F=14.46ΔGDΡΙ=0.741(11.16)-0.064(-5.14)x21-0.018(-1.95)x22(12)R2=0.68DW=1.74F=17.47上述回歸結(jié)果表明,除擬合優(yōu)度偏低外,用于模型檢驗的各統(tǒng)計量值均是比較理想的,但由于我們的目的不是將模型用于預(yù)測,因此較低的R2值不會影響我們的進(jìn)一步分析。將表4中x11、x12、x21、x22的表達(dá)式代入(11)、(12)式有:表5給出了各金融變量對經(jīng)濟效率影響的乘數(shù),根據(jù)參數(shù)估計值,各變量對經(jīng)濟增長效率的影響均為負(fù)。其中模型1中的M1/GDP對資本邊際產(chǎn)出的兩期動態(tài)乘數(shù)和為-0.15,表示若M1/GDP在連續(xù)的兩期內(nèi)同時增加1個單位,則將導(dǎo)致資本的邊際產(chǎn)出減少-0.15個單位。另外,模型1的回歸結(jié)果表明,M2/GDP與M1/GDP的當(dāng)期與滯后參數(shù)估計值均近似相等,這說明在模型中的金融價格變量是1年期利率的情況下,經(jīng)濟中現(xiàn)實購買力與潛在購買力的增加對經(jīng)濟增長效率變化的影響是大致相同的。與此相對照的是,模型2中M2/GDP的當(dāng)期值比M1/GDP的當(dāng)期值要低0.07個單位,說明潛在購買力在當(dāng)期對資本邊際產(chǎn)出的負(fù)向影響更大一些。其它三個金融結(jié)構(gòu)變量DE/GDP、ST/GDP、CR/GDP在模型1與模型2中的兩期動態(tài)乘數(shù)和分別為:-0.128、-0.124、-0.14和-0.119、-0.102、-0.144。從結(jié)果來看,政府發(fā)行的國債與國民收入之比以及股票籌資額與國民收入之比在兩期內(nèi)的連續(xù)增加在模型1中對資本邊際產(chǎn)出的影響值要稍大于模型2的相應(yīng)數(shù)值,但其影響均勻地分布于兩期內(nèi)。相對而言,在兩種模型下,銀行貸款額與國民收入之比對資本邊際產(chǎn)出的影響基本相同,但兩種情況下滯后項的影響均大于當(dāng)期的影響。總起來看,模型1與模型2的估計結(jié)果均表明,各金融結(jié)構(gòu)變量對資本邊際產(chǎn)出的負(fù)向影響由大到小的排序為:M1/GDP>M2/GDP>CR/GDP>DE/GDP>ST/GDP,即貨幣與國民收入之比的增加對資本邊際產(chǎn)出的負(fù)向影響較大,而國債發(fā)行額和股票籌資額與國民收入之比對資本邊際產(chǎn)出的負(fù)向影響較小,這表明相比較而言,國債與股票的發(fā)行增加更有利于提高經(jīng)濟增長的效率。對價格變量而言,估計結(jié)果表明在兩種模型下,關(guān)于利率的無限分布滯后的幾何衰減率分別為0.061和0.057,由此計算可得兩種情況下利率的長期乘數(shù)分別為-0.015和-0.017,其平均滯后期分別為0.065和0.060,可見利率對資本邊際產(chǎn)出的影響基本上全部集中在當(dāng)期,其在當(dāng)期就可以達(dá)到總影響的近95%。相對于各金融結(jié)構(gòu)變量而言,利率對資本邊際產(chǎn)出的負(fù)向影響要小得多,這一結(jié)論似乎更支持麥金農(nóng)(1969)所強調(diào)的利率對金融深化的作用。關(guān)于模型中各相關(guān)經(jīng)濟變量對資本邊際產(chǎn)出的乘數(shù)均為負(fù)的經(jīng)濟學(xué)解析,我們可以嘗試從以下方面進(jìn)行探討。首先,按照金融結(jié)構(gòu)理論,金融結(jié)構(gòu)發(fā)展與經(jīng)濟增長效率正相關(guān)的原因有二:一是各經(jīng)濟主體的投資-支出存在著不均衡,一些經(jīng)濟主體的帳戶存在赤字,一些則存在盈余,金融結(jié)構(gòu)的發(fā)展可以使不同的單位之間進(jìn)行更為便利地融資;二是各種投資機會、能力和對待風(fēng)險的態(tài)度在各經(jīng)濟主體中分布不均勻,因此金融資源的重新配置可以提高經(jīng)濟整體的投資效率。但須注意的是,上述分析成立的前提是無論是盈余部門的儲蓄行為還是赤字部門的投資行為都應(yīng)當(dāng)是理性的。對我國而言,由于從總體來說,資金的盈余部門是家庭,因此盈余部門的儲蓄行為是理性的。也就是說,在自己的有限信息范圍內(nèi),盈余部門會按風(fēng)險收益最大化原則在各種不同的金融工具間進(jìn)行金融投資組合選擇?？梢?金融結(jié)構(gòu)的發(fā)展是有利于儲蓄配置優(yōu)化的。但是從赤字部門來看,情況則有所不同。赤字部門主要由企業(yè)與政府組成,其中國有企業(yè)在相當(dāng)長的時期內(nèi)是正規(guī)金融渠道的主要受益者,其資金主要來自貸款和資本市場融資兩部分。由于自改革以來國有企業(yè)一直面臨著產(chǎn)權(quán)明晰、有效的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)和現(xiàn)代企業(yè)制度的建立以及新的市場開拓等問題,因此國有企業(yè)在信貸資金的使用上一直缺乏效率。而從資本市場上的融資也主要被用于國有企業(yè)的解困和轉(zhuǎn)制,由于沒有建立一個有效的委托-代理機制,因此這一部分資金在運用上也表現(xiàn)出低效率。從政府來看,國債發(fā)行占國民收入比重的增加之所以會與資本邊際產(chǎn)出負(fù)相關(guān),主要是因為政府的投資方向主要集中于基礎(chǔ)設(shè)施等長期的低收益但具有巨大外部性的一些項目,這些項目的投資效率如何要取決于它所服務(wù)的對象的投資效率,即最終要取決于企業(yè)的投資效率,因此企業(yè)投資的低效率必然導(dǎo)致政府國債發(fā)行投資效率的低下。從這個意義上說,國債發(fā)行與國民收入之比的乘數(shù)為負(fù)表明政府投資對經(jīng)濟的誘致效應(yīng)尚未得到充分發(fā)揮。值得注意的是,圖1顯示,銀行的各種貸款和國債發(fā)行與國民收入之比與資本邊際產(chǎn)出之間出現(xiàn)大的背離是在1994年以后(股票融資的上升幅度更大,以致無法將其在同一張圖中進(jìn)行列示),而此時段內(nèi)企業(yè)的預(yù)算軟約束問題已得到比較有效的解決且私人企業(yè)的貸款不斷增加,因此這一結(jié)果多少使我們感到有些迷惑。我們認(rèn)為產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因主要在于,與改革初期相比,經(jīng)濟中的投資機會已減少,因而平均投資收益率也相應(yīng)地有所減少。其次,對存款利率而言,它的影響是通過兩種效應(yīng)來實現(xiàn)的:一是利率增加可以提高儲蓄水平;二是利率變化可以誘致儲蓄者金融資產(chǎn)投資組合的變化。但其對經(jīng)濟增長效率的影響主要還取決于這些效應(yīng)所引致的增量金融資源是否得到更為有效地利用和儲蓄方式的改變是否使金融資源的配置更加有效。對各金融變量與經(jīng)濟增長效率負(fù)相關(guān)的另一種解釋是模型的設(shè)定問題。如前所說,我們用資本邊際產(chǎn)出來表示經(jīng)濟增長效率的前提是勞動等其它投入要素不變,可以設(shè)想,如果這種假設(shè)不再成立,那么所得實證結(jié)果可能會有所不同。另外,解釋變量的選擇可能是另一個原因。上面的實證結(jié)果表明,以我們所選定的經(jīng)濟效率標(biāo)準(zhǔn)來衡量,模型中的幾個解釋變量都不宜作為我國金融深化的衡量指標(biāo),這些變量的一個特征是分子都是存量指標(biāo),因此我們有必要將其轉(zhuǎn)換為流量指標(biāo)重新進(jìn)行測定。五、模型配置的調(diào)整1.模型估計結(jié)果假設(shè)經(jīng)濟中的投入要素為資本與勞動,生產(chǎn)函數(shù)滿足一階齊次性,則(3)中的生產(chǎn)函數(shù)可化為如下的人均表示形式:y=YL=f(k)(13)這里L(fēng)是勞動投入,k=ΚL,于是可以對經(jīng)濟增長率做如下分解:dyy=dydkdky(14)式(14)與式(3)具有相同的形式,但各變量的含義均為人均意義上的。以1980～2002年的全社會從業(yè)人員數(shù)為勞動投入,忽略其前后期之間的變化,將人均資本邊際產(chǎn)出ΔyΔk作為新的解釋變量(由于缺少全社會固定資本值,故在實際計算Δk時忽略了全社會從業(yè)人員數(shù)前后期之間的差異),重復(fù)以上的值計過程,所得結(jié)果如下:表6新的估計結(jié)果表明,在模型1的情況下,一些金融變量的系數(shù)估計值出現(xiàn)了正值,而在模型2的情況下,除了利率變量外,其余變量的系數(shù)估計值均為正,這與表5中的系數(shù)估值均為負(fù)的情況是截然不同的。在新的經(jīng)濟增長效率指標(biāo)下,模型1中的準(zhǔn)貨幣M2與國民收入之比、國債與國民收入之比以及貨幣、準(zhǔn)貨幣和股票發(fā)行與國民收入之比的一期滯后值的當(dāng)期乘數(shù)均為正。表明在模型1的情況下,這幾個變量對經(jīng)濟增長效率具有正的乘數(shù)效應(yīng)。與前一種情況不同,在這一模型當(dāng)中,潛在的購買力對經(jīng)濟增長效率具有正向效應(yīng)而現(xiàn)實購買力在當(dāng)期對經(jīng)濟增長效率則具有負(fù)向效應(yīng)。模型1與模型2的貨幣與國民收入之比、準(zhǔn)貨幣與國民收入之比、國債發(fā)行與國民收入之比、股票籌資額與國民收入之比和各種貸款與國民收入之比的兩期動態(tài)乘數(shù)和及利率的長期乘數(shù)與平均滯后時間見表7。由表7,利率的長期乘數(shù)在模型1、2中均為負(fù),表明利率對以人均資本邊際產(chǎn)出指標(biāo)來表示的經(jīng)濟增長效率的長期效應(yīng)為負(fù),這與以資本邊際產(chǎn)出指標(biāo)來表示的經(jīng)濟增長效率的測定結(jié)果是一致的。從平均滯后時間來看,在此情況下,一年期與三年期的平均滯后期分別為0.815與0,說明對一年期利率的長期變動效應(yīng)而言,當(dāng)期的變動就可以達(dá)到總效應(yīng)的81.5%,而三年期利率的總影響基本上是在當(dāng)期完成的?？偲饋砜?兩種經(jīng)濟增長效率指標(biāo)下的利率的平均滯后階是相似的。關(guān)于各金融結(jié)構(gòu)變量的影響,模型2的各變量兩期動態(tài)乘數(shù)和均為正,表明在兩期內(nèi)各變量對人均資本邊際產(chǎn)出的總影響是正向的。從這個意義上來說,若以人均資本邊際產(chǎn)出作為經(jīng)濟增長效率的衡量,則本實證結(jié)論支持戈德斯密斯(1969)的關(guān)于金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長關(guān)系的闡述。與此不同,模型1的計算結(jié)果表明,國債發(fā)行和各種貸款與國民收入之比對人均資本邊際產(chǎn)出的影響為負(fù),這種差異說明利率期限結(jié)構(gòu)對人均資本邊際產(chǎn)出的影響是不同的,從乘數(shù)值來看,一年期利率對人均資本邊際產(chǎn)出的影響要比三年期利率大得多。2.金融結(jié)構(gòu)變量的市場中介作用下面我們嘗試用貨幣、準(zhǔn)貨幣和貸款的流量指標(biāo)做為新的解釋變量,利用上述的分析方法與樣本數(shù)據(jù),在兩種經(jīng)濟增長效率指標(biāo)下的對各有關(guān)的參數(shù)重新進(jìn)行估計,所得結(jié)果見表8。由表8,在因變量為資本邊際產(chǎn)出的情況下,與存量模型不同,模型1與模型2中的貸款增量和M2的增量與國民收入之比以及模型2中的M1的增量與國民收入之比的兩期動態(tài)乘數(shù)和均為正,模型1當(dāng)中的M1在當(dāng)期對資本邊際產(chǎn)出的影響為負(fù),但其一期滯后值則為正。這表明從兩期來看,貸款和M2增量的持續(xù)增加均對資本邊際產(chǎn)出具有正向效應(yīng)。由此可見,若用資本邊際產(chǎn)出做為經(jīng)濟增長效率的衡量標(biāo)準(zhǔn),則將金融流量值作為測定金融深化水平的指標(biāo)及貨幣政策所關(guān)注的中介變量似乎更為適宜。在以人均資本邊際產(chǎn)出為因變量的情況下,三個流量指標(biāo)—貸款增量、M1和M2的增量在模型1中的兩期動態(tài)乘數(shù)和為正,這與存量指標(biāo)下的模型有所不同。在存量指標(biāo)下,模型1中的貸款增量兩期動態(tài)乘數(shù)和為負(fù)。不過對模型2的結(jié)果而言,不同于存量指標(biāo)下的各金融結(jié)構(gòu)變量兩期動態(tài)乘數(shù)和均為正的情況,三個新增流量指標(biāo)的兩期動態(tài)乘數(shù)和均為負(fù),這說明若以人均資本邊際產(chǎn)出做為經(jīng)濟增長效率的衡量標(biāo)準(zhǔn),則將金融存量值作為刻劃金融深化水平的指標(biāo)和貨幣政策所關(guān)注的中介變量更為適宜。從利率影響經(jīng)濟增長效率的乘數(shù)來看,表8的結(jié)果表明在各種情況下,利率對兩種經(jīng)濟增長效率指標(biāo)的影響均為負(fù),這與前面的分析結(jié)果相同?？梢?在目前的機制下,利率的變動與經(jīng)濟增長效率是負(fù)相關(guān)的。眾所周知,以麥金農(nóng)(1973,1994)為代表所倡導(dǎo)的金融深化論的理論前提是利率變動與經(jīng)濟增長或資本邊際產(chǎn)出具有正向相關(guān)的關(guān)系,而且這一結(jié)論被弗瑞(MaxwellFry,1988)和蓋爾博(AlanGelb,1989)等的實證結(jié)果所證實。分析利用我國的樣本數(shù)據(jù)所得不同結(jié)果的原因,我們認(rèn)為主要有以下二點:一是模型設(shè)定的不同。弗瑞等在模型設(shè)定時均沒有考慮利率對經(jīng)濟增長(或經(jīng)濟增長效率)的滯后影響效應(yīng):二是微觀經(jīng)濟主體行為方式的差異。弗瑞等所用的數(shù)據(jù)為跨國、跨期的平行數(shù)據(jù),這些樣本國家均為以市場運作機制為主的資本主義國家,其國有經(jīng)濟所占比重與產(chǎn)權(quán)關(guān)系均與我國有較大差異。由于缺乏一個有效的委托—代理機制和較低的對價格變動的信息處理能力,國有企業(yè)對實際利率的變動往往是不敏感的?？梢?以利率市場化為核心的金融深化改革的成功必須伴隨有微觀經(jīng)濟主體對利率價格信號的理性反映。鑒于我國經(jīng)濟發(fā)展過程中的區(qū)域性差距巨大,因此利率市場化改革在各地區(qū)的同步進(jìn)行是不可取的,較好的選擇是在民營經(jīng)濟發(fā)達(dá)的地區(qū)率先實行利率市場化。六、資本邊際產(chǎn)出與金融