金融发展与经济增长的因素分析概要.docx
《金融发展与经济增长的因素分析概要.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《金融发展与经济增长的因素分析概要.docx（17页珍藏版）》请在冰点文库上搜索。
金融发展与经济增长的因素分析概要
金融发展与经济增长的因素分析
谭燕芝
（北京师范大学经济学院）
[摘要]本文将引起经济增长的因素分为量（储蓄、投资、资本积累）和质（投资效率、TFP）两类，运用1978-2001年的数据实证分析中国金融发展与经济增长的关系。
分析结果表明，金融发展对投资和资本积累的影响显著为正，但对经济增长的质的因素影响显著为负或不显著，因而可以表明，金融发展对经济增长率的影响并不显著。
[关键词]金融发展、经济增长、经济增长因素。
AnalysisonFinanceDevelopmentandtheSourcesofGrowth
Tanyanzhi
（BeijingNormalUniversityEconomicSchool）
[Abstract]Inthispaper,weclassifythesourcesofgrowthintotwocategories,oneisquantityfactorsconsistedofsaving,investmentandcapitalaccumulation,anotherisqualityfactorsconsistedofinvestmentefficiencyandTFP.wehaveanempiricalanalysisofrelationshipbetweenChina’sfinancialdevelopmentandthesourcesofgrowthusingthedatafrom1978to2000.Theanalysisresultsindicatesthat:
financialdevelopmenthassignificantpositiveinfluenceoninvestmentandcapital,buthassignificantnegativeorinsignificantinfluenceonqualityfactors.So,financialdevelopmenthavenosignificantinfluenceoneconomicgrowth.
[KeyWords]FinanceDevelopment;EconomyGrowth;theSourcesofGrowth.
一、引言
1970年代以来出现的金融发展理论系统的研究了金融发展对经济增长的影响，发现金融发展在理论上是经济增长的动力之一，在经验上大量的实证研究也证明了这一点（Greenwood，Jovanovic，1990；King,Levine，1993b；赫米斯等，2001）。
中国作为最大的发展中国家，20年来无论是经济增长还是金融发展都取得了举世瞩目的成就，但是很遗憾，国外的这些研究都没有包括中国。
就国内而言，谈儒勇（1999）运用1993-1998年的季度数据对两者关系进行了实证研究，发现我国金融中介和经济增长之间有着显著的相关关系，而股票市场对经济增长的作用相当有限。
Pagano（1993）的研究表明，金融体系主要通过提高储蓄率，促进储蓄向投资的转化和提高资本边际生产率的途径影响经济增长，而储蓄（投资、资本存量）和资本边际生产率是经济增长的源泉。
为了更全面的分析中国金融发展与经济增长的关系，本文利用1978-2001年的经济增长和金融发展的数据，采用Beck等（2000）的金融发展与经济增长的因素分析方法，对我国金融发展与储蓄、投资、资本存量和资本边际生产率以及全要素生产率进行时间序列回归分析，以实证检验我国金融发展对经济增长的影响，以及影响的渠道。
二、研究框架
1．金融机构与经济增长
Pagano（1993）用一个内生增长模型对金融部门影响经济增长的机制做了全面而规范的解释。
这是一个“AK”模型，其公式是：
g=Aφs-δ。
其中，g是实际增长率，A是资本的社会边际生产力，s是储蓄率，δ是折旧率，φ是储蓄向投资转化过程中没有损失的储蓄比例，反映了金融机构融通资金的效率。
φ使储蓄和投资不相等。
这样，假定δ不变，金融中介通过影响
（1）资本边际生产率、
（2）储蓄s或者（3）通过φ对投资的影响间接影响经济增长。
此外，在经济增长的计量分析中，不能被资本和劳动解释的残差项被称为“全要素生产率（TFP）”，反映了诸如技术进步、劳动力素质提高等因素对经济增长的影响。
所以，本文首先将引起经济增长的因素分为“量”和“质”两类：
“量”包括储蓄、投资、资本积累，“质”是指资本边际生产率和全要素生产率，再实证分析金融发展是如何通过它们影响经济增长的。
2、指标选择和数据来源
为了计量金融发展对经济增长的影响，需要确定金融发展水平的衡量指标。
首先，金融中介最基本的功能是为社会经济活动提供支付系统，降低交易成本，增加产出。
改革开放以来我国的经济增长伴随着货币化程度的提高。
就金融深度而言，广义货币供给量M2最能反映经济货币化程度与经济发展水平之间的关系，也能代表金融体系对经济活动提供的基本服务。
因而，本文采用M2（=M2/GDP）来衡量金融深化对经济增长的影响①。
其次，金融部门有提高资源配置效率，加速资本形成的功能。
就这个功能而言，金融机构对企业的贷款最为重要。
尤其是拨改贷以后，企业的资金来源主要依靠银行的贷款。
在这种情况下，金融中介对企业的贷款对企业发展和经济增长有着重要影响。
但是King和Levine（1993a,b）认为私人企业和公共部门的效率存在差异，因而应区分金融部门对私人企业和对公共部门的贷款。
Beck等（2000）认为，中央银行的贷款与商业银行的贷款也存在很大的不同，后者主要出于商业目的，而前者基本不是出于商业目的。
因而，在Beck等（2000）的研究中，采用私人信贷（PrivateCredit）来衡量金融部门贷款对经济增长的影响。
在我国，银行的贷款主要投向国有企业，国有企业在经济中也起着至关重要的作用，因而不应在研究中排除掉金融部门对国有企业的贷款。
不过商业银行和中央银行、政策性银行在贷款目的、资金使用效率上的差别还是存在的。
所以我们在实证分析中选择两个相互替代的指标“私人信贷（PC）”和“金融部门的贷款总额（CR）”来衡量金融部门贷款对经济增长影响。
其中，PC用来衡量存款货币银行对企业的贷款，它等于存款货币银行对企业的贷款额与GDP的比值，而排除了中央银行、政策性银行的贷款，也排除了存款货币银行对政府、金融部门的贷款。
数据来源于《中国金融年鉴》中的存款货币银行资产负债表中的“对其他部门债权”。
CR则用来全面衡量改革开放以来整个金融部门信贷的扩张对经济增长的影响，它等于金融机构各项贷款与GDP的比值，数据来源于《中国统计年鉴》中的“全国金融机构信贷资金运用表”中的“各项贷款”。
King和Levine（1993a，b）认为，存款货币银行相对于中央银行可以提供更好的风险管理和投资信息服务，在储蓄资源配置中更为重要、效率也更高，因而在他们的研究中还采用了CCB（Commercial-CentralBank）这个指标来衡量金融发展。
本文也采用这个指标。
在本文中，CCB是指商业银行国内资产与商业银行和中央银行国内资产的比值。
商业银行国内资产数据来源于《中国金融年鉴》中的存款货币银行资产负债表中的“对政府债权”、“对其他部门债权”和“对非货币金融机构债权”之和，而商业银行和中央银行国内资产数据来源于《中国金融年鉴》中的“货币概览”中的“国内信贷”②。
此外，利率作为金融资产的价格，也是衡量金融发展的重要指标。
麦金龙和肖认为，金融发展的过程就是利率自由化的过程。
在金融浅化的经济中，利率被人为地抑制在市场均衡水平之下，而在金融深化的经济中，利率抑制现象得到消除，贷存款利差也会缩小，这将有利于储蓄动员和刺激投资（Mckinnon,1973;Shaw,1973）。
在我国，利率一直受到管制，但近年来有所放松。
因而，本文还采用存、贷款利率作为金融发展的一个指标。
对于经济增长及其因素指标的选择，首先，本文以人均GDP的增长率（GY）这个指标来全面衡量经济增长。
其次，选择投资与GDP的比值（I/GDP）、资本存量与GDP的比值（K/GDP）和国民储蓄率（s）还衡量经济增长的量的方面。
国民储蓄率是指国民收入中没有用来消费的部分。
数据来源于《中国统计年鉴》，支出法GDP减去最终消费即构成国民储蓄、国民储蓄与GDP的比值即构成国民储蓄率。
资本存量是指国有和规模以上企业固定资产净值①。
最后，选择全要素生产率（TFP）的增长率（GA）和资本边际生产率MPK这两个指标来衡量经济增长的质的方面。
本文希望，通过对经济增长的量和质两类指标的分析，能够发现中国金融发展是通过什么途径影响经济增长的。
本文中用到的其他没有具体说明来源的指标数据全部来源于《中国统计年鉴》各期和《中国金融年鉴》各期。
3、实证分析模型
本文的目的是实证检验中国1978-2001年间金融发展与经济增长的关系。
前面理论分析表明，金融发展通过影响储蓄、投资和资本积累以及资本边际生产率和全要素生产率从而影响经济增长。
所以，本文的实证包括：
金融发展与储蓄、投资和资本积累的关系、金融发展与资本边际生产率和全要素生产率的关系、金融发展与经济增长率的关系等。
实证检验的回归模型分别设立如下：
（1）金融发展与经济增长
本文选择实际人均GDP增长率（GY）作为经济增长指标，用这个指标分别对金融发展的三个指标：
M2/GDP（M2）、金融中介对企业的私人信贷与GDP的比值（PC）、金融中介的贷款总额与GDP的比值（CR）以及商业银行国内资产与商业银行和中央银行国内资产总和的比值（CCB）、存款利率（rd）进行回归。
回归模型为：
（1）
上式中，GYt为人均GDP增长率。
FI代表三个金融发展指标（M2、PC、CR），由于这三个指标之间存在较大的相关性，因而它们分别进入回归模型。
（2）金融发展与经济增长的量的方面
本文在检验金融发展对经济增长的量的因素的影响时，是将反映经济增长的量的因素的三个指标：
投资与GDP的比值（I/GDP）、资本存量与GDP的比值（K/GDP）和国民储蓄率（s）分别对金融发展的三个指标：
M2、PC、CR以及CCB、贷款利率rc或存款利率rd进行回归。
回归模型为：
（2）
（3）
（4）
（3）金融发展与经济增长的质的方面
经济除了因为资本量的投入而增长外，还可能在同量资本投入时因为投资效率、技术进步等原因而使经济增长加速，也即经济增长的质得到提高。
因而本文在分析我国改革开放以来的金融发展对经济增长的作用时，还将金融发展是否使资本边际生产率递增、全要素生产率是否增加等方面作为重要检验内容。
在实证步骤上，本文先以下列方法估计出资本边际生产率MPK和全要素生产率FTP，然后再用金融发展指标分别对它们进行回归。
设人均形式的生产函数为：
（5）
式中Y为实际人均GDP，K为实际人均物质资本，θ为资本的产出份额。
对（5）两边取对数，再对时间微分，得：
（6）
用GY和GK的时间序列数据回归（6）式，可以得出θ的估计值。
将θ的估计值代入（5）式，可以计算出资本的边际生产率MPK（=θAKθ-1）和全要素生产率A,代入（6）式可计算出TFP的增长率GA。
本文在实证分析时，将上述过程所计算出的MPK和GA分别对金融发展的三个指标：
M2、PC、CR以及CCB、rd进行回归。
回归模型为：
（7）
（8）
三、实证研究过程和结果
1、数据处理和实证研究方法
本文以中国改革开放以来（1978-2001）的资料实证研究中国金融发展与经济增长及其因素的关系。
各个指标的数据处理方法是，对于比值数据，如K/GDP、I/GDP、s、CCB采用按当期价格计算的名义量而非实际量相比。
这是因为名义量相比，与实际量相比差别不大。
对于其他指标则需要剔除通货膨胀的影响。
三个金融发展指标PC、CR和M2，分子（M2、存款货币银行对其他部门债权和金融机构各项贷款）都是存量（期末余额），而分母GDP是流量。
为了减轻通货膨胀带来的失真，我们按照King和Levine（1993a）的办法，分子用上年和本年的平均值来表示，这个平均值与GDP的比值构成回归时所使用的金融发展指标。
存贷款利率（rc、rd）则为剔除了通货膨胀后的实际值。
本文所使用的经济计量方法主要是普通最小二乘法（OLS法），在加入控制变量的情况下分析金融发展指标与经济增长及其因素的关系。
如果回归模型存在自相关，则用广义最小二乘法进行处理。
下面分析中，没有具体指明分析方法的就是指广义最小二乘法。
2、相关性分析和描述性统计
对于5个金融发展指标，其相关性分析结果如表一。
表一：
金融发展指标之间的Pearson相关性分析
rd
PC
CR
M2
CCB
rd
1.000
PC
-0.042
1.000
CR
-0.072
0.796**
1.000
M2
-0.064
0.951**
0.821**
1.000
CCB
-0.354
-0.121
0.154
0.088
1.000
**表示在1%的水平上显著（双尾）
rd和CCB与其他金融发展指标的相关系数都很低，表明它们分别衡量了金融发展的不同方面。
PC、CR和M2两两相关，但是它们与rd、CCB相关性不显著。
因而本文将PC、CR、M2作为相互替代的指标，在回归分析时分别进入回归模型。
1978年到2001年的实际存贷款利率如图一所示。
图一：
实际存贷款利率
从图中可看到，1978年以来，我国存贷款利率变动方向和幅度基本一致。
存贷款利率相差不大。
存贷款利率在0%上下波动，有的年份为正值，有点年份为负值。
自1996年实际存贷款利率都转为正值，并且存贷款利差较以前增加。
所以，考虑到我国一直存在较为严格的利率管制，因而，从整体上看，我国改革开放后利率抑制现象是存在的。
但是，近年来利率管制有所放松，小部分利率开始市场化，利率抑制有所改善。
1978年以来中国金融发展情况如图二。
改革开放以来，相对于国民收入，无论是M2，还是存款货币银行对企业部门的贷款（PC）以及金融机构贷款总额（CR）都有了长足而迅速的发展。
在整个分析期间，三个金融发展指标都呈现出上升的趋势。
这表明，中国改革开放以来，货币化程度提高，金融机构规模得到壮大，金融机构对企业的贷款已经逐渐成为企业的主要的资金来源方式，金融发展已是一个明显的事实。
图二：
改革开放以来金融发展情况
3、金融发展与经济增长率
这里我们实证检验中国改革开放以来金融发展与长期经济增长率的关系。
我们用1978-2001年的数据对方程
（1）进行回归。
回归的结果如表二。
回归结果表明，金融发展指标PC、CR和M2与人均GDP的增长率之间的回归系数均为负，但都不显著。
这表明，虽然1978年以来中国金融在量上取得了长足的发展，但对经济增长没有产生正面的影响，这与标准金融发展理论的结论相反。
而金融发展指标CCB与人均经济增长率之间的关系为正，但也不显著，说明在中国，商业银行与中央银行职能分离对经济增长率的影响是有限的。
实际存款利率与经济增长率之间存在着显著的负相关关系。
表明在中国，利率自由化或提高存款利率并不能促进经济增长。
表二：
金融发展与经济增长率
解释变量
C
rd
PC
CR
M2
CCB
F
ad-R2
D-W
（1）
3.682
（0.775）
-0.802
（-3.649）***
-0.920
（-0.076）
4.990
（0.454）
4.883
0.357
1.634
（2）
7.515
（1.529）
-0.712
（-3.228）***
-13.647
（-1.081）
4.878
（0.465）
5.732
0.392
1.450
（3）
4.141
1.049
-0.794
（-3.714）***
-2.704
（-0.328）
0.542
（0.491）
6.232
0.406
1.703
注：
括号内是t统计值，***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著（下同）。
4、金融发展与经济增长的量的因素
首先来分析金融发展与投资的关系。
我们用1978-2001年的数据对方程
（2）进行回归。
回归的结果如表三：
表三：
金融发展与投资（I/GDP）
解释变量
C
rc
PC
CR
M2
CCB
F
ad-R2
D-W
（1）
0.025
（0.679）
-0.003
（-2.467）**
0.248
（4.789）***
0.060
（1.063）
8.029
0.489
1.676
（2）
0.031
（1.092）
-0.003
（-2.397）**
0.209
（2.796）**
0.044
（0.720）
3.488
0.253
1.564
（3）
0.072
（3.333）
-0.002
（-2.530）**
0.144
（5.240）***
0.134
（0.266）
9.827
0.546
1.481
从表三来看，三个金融发展指标PC、CR和M2与投资与GDP的比值（I/GDP）都显著正相关，表明在中国，金融发展，特别是银行存贷款规模的扩大，在资本形成方面起着重要的作用。
这是改革开放以来企业投资资金严重依赖银行贷款的反映。
CCB与投资的关系虽为正但不显著，表明在我国，中央银行与商业银行在提供投资资金方面都起着重要作用。
而贷款利率（rc）与投资显著负相关，这是与一般经济理论相一致的。
贷款利率每增加1%，使投资占GDP的比重下降0.2-0.3%。
其次，分析金融发展与资本积累的关系。
我们用1978-2001年的数据对方程（3）进行回归。
回归的结果如表四：
表四：
金融发展与资本积累（K/GDP）
解释变量
C
rc
PC
CR
M2
CCB
F
ad-R2
D-W
（1）
0.117
（4.209）
0.003
（2.295）**
0.036
（0.637）
0.193
（3.480）***
7.704
0.478
2.005
（2）
0.110
（3.688）
0.002
（1.926）*
0.073
（1.653）*
0.199
（3.697）***
9.081
0.522
1.871
（3）
0.118
（5.501）
0.002
（2.335）**
0.055
（1.864）*
0.185
（3.560）***
10.237
0.557
1.957
从表四来看，金融发展指标CR、M2与资本积累在10%的水平上正相关，而PC则与资本积累的相关系数为正但不显著。
说明，随着经济货币化程度的提高和银行信贷的扩张，资本存量占GDP的比重也有提高，前者对后者有一定的积极作用。
CCB指标与资本积累之间则存在显著的正相关关系，说明商业银行在促进资本积累方面作用比中央银行更大。
而贷款利率（rc）也与资本存量之间存在正相关关系。
这可能是因为，与投资相比，资本存量是一年一年的积累起来的，因而较少受到经常变动的贷款利率的负面影响。
贷款利率更多的是对投资这个流量指标发生影响。
最后分析金融发展对国民储蓄率的影响。
我们用1978-2001年的数据对方程（4）进行回归。
回归的结果如表五：
表五：
金融发展与储蓄率（s）
解释变量
C
rd
PC
CR
M2
CCB
F
ad-R2
D-W
（1）
0.264
（14.828）
-0.000
（-0.366）
-0.018
（-0.608）
0.161
（4.622）***
14.352
0.635
1.995
（2）
0.263
（14.696）
-0.001
（-0.649）
0.011
（0.413）
0.132
（3.427）***
14.120
0.631
1.803
（3）
0.252
（10.612）
-0.000
（-0.318）
-0.013
（0.639）
0.172
（3.604）***
14.365
0.635
2.019
注：
三个回归方程都采用OLS方法
从表五来看，三个金融发展指标PC、CR和M2与储蓄率之间都不存在显著的相关关系，说明中国货币化程度的提高，甚至银行规模的扩大都对储蓄率影响有限，这可能与本文储蓄率指标的选择有关。
在本文中，储蓄率是指国民储蓄率，即国民收入中没有用来消费的部分与国民收入的比，它可能更多的与国民收入和消费行为有关。
但是CCB这个指标与储蓄率之间存在显著的正相关关系，说明商业银行在储蓄动员上比中央银行存在优势。
至于存款利率则与储蓄率之间不存在显著的相关关系。
这可能与储蓄习惯有关，在中国，储蓄的目的在一定程度上并不是为了获得利息，因而储蓄的利率弹性较低。
综合上面的回归结果可以发现，中国改革开放以来的金融发展，特别是货币化程度的提高和银行信贷规模的扩张，已经积极地影响到经济增长的因素——投资和资本积累，但对储蓄动员的影响却有限。
商业银行在储蓄动员和资本积累方面则发挥着比中央银行更重要的作用。
而利率对经济增长、储蓄动员以及投资的作用有限。
5、金融发展与经济增长的质的因素
资本边际生产率和全要素生产率是影响经济增长的另一重要因素。
按前面介绍的方法，我们首先估算出中国改革开放以来的TFP的增长率GA和资本边际生产率MPK。
如下面两图。
从图三来看，改革开放以来中国资本边际生产率并没有明显的提高。
这可能与中国粗放式外延型经济发展道路有关。
外延型发展的一个特点就是以投资带动经济增长、但是投资效率却不高。
图三：
资本边际生产率
从图四来看，TFP则以每年大约9%左右的速度增长，但年度之间增长速度变化很大。
整体来看TFP增长率并没有明显提高，特别是1995年后甚至急速下降至0附近，也反映出中国改革开放以来经济增长的效率并没有明显的提高。
图四：
TFP增长率GA
接着，我们用估算出的MPK和GA分别对方程（7）和（8）回归，回归结果如表六所示：
表六：
金融发展与资本边际生产率MPK
解释变量
C
rd
PC
CR
M2
CCB
F
ad-R2
D-W
（1）
0.693
（10.528）
-0.006
（-2.417）**
-0.047
（-0.437）
-0.455
（-4.107）***
9.244
0.541
1.866
（2）
0.756
（11.023）
-0.006
（-2.235）**
-0.089
（-0.812）
-0.465
（-4.299）***
10.203
0.568
1.745
（3）
0.733
（14.180）
-0.006
（-2.235）**
-0.074
（-1.258）
-0.444
（-4.165）***
9.824
0.552
1.803
表六显示，三个金融发展指标PC、CR、M2和MPK之间的回归系数都为负，但都不显著。
而存款利
升级会员 