金融资本形成与经济增长Word文件下载.docx
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在这里，金融部门的营运资金被统称为金融资本，它有别于希法亭（1910）、列宁（1917）所称的金融资本为“银行资本与工业资本的融合”。
从文献来看，金融资本的形成规律最早是由马克思（1865）通过揭示货币经营资本的产生而间接地揭示出来的，但他并没有深入研究金融资本形成到底如何作用于经济增长。
20世纪50年代以来，国内外文献对金融与经济的关系多有研究，诸如GurleyandShaw（1955）、Patrick（1966）、Shaw（1973）、Mckinnon（1973）、KingandLevine（1993）等大批经济学家从多方面论证了金融发展与经济增长之间的强相关关系，但他们忽视了金融资本的适度形成对经济增长的重要性；
米建国、李建伟（2002）、杨琳（2002）、王广谦（2004）、熊德平（2005）等借用了金融资本来分析金融发展与经济增长之间的关系，但并没有直接验证金融资本形成与经济增长之间的深刻关系。
实际上，现代金融产业是以金融资本的运营为手段，以利润最大化为目标，在与真实经济部门的平等交易、互惠互利、信用合作中实现发展的。
显而易见，要促进金融产业可持续发展，最为关键的是要实现金融资本的良性循环和最大化增值（王定祥，2006），但金融资本的适度形成却是既定的前提。
从宏观上讲，金融资本形成的机制与规模，无论对于整个金融产业的发展，还是对于国民经济的持续健康发展都具有决定性的影响。
本文试图从金融内生视角考察金融资本形成机理，以及金融资本形成促进经济最优增长的内在机制，在此基础上实证检验中国金融资本形成与经济增长之间的关系，并提出相应的政策建议。
本文的贡献在于从金融内生视角引入新古典增长模型，为金融资本形成与经济增长之间的关系建立了一个初步的分析框架，并以中国为例进行了实证检验，发现了政府主导下的中国金融资本形成的经济增长效应并不显著，但内生的金融资本却是促进中国经济增长的一个积极因素。
本文第二部分分析金融资本的内生形成；
第三部分是金融资本形成促进经济增长的内在机制；
第四部分实证分析中国金融资本形成与经济增长之间的关系；
最后是结论与政策涵义。
二、金融资本内生形成：
一个基于社会分工需要的资本裂变过程
社会分工不仅是“社会进步和商品经济发展的源动力”（斯密，1776），同样也是金融资本形成的内在源动力。
社会分工提高了劳动生产率，产生了剩余产品，促进了商品交换的发展。
最初的商品交换是在物物交换中进行的，商品交换的进一步发展孕育了货币，货币的产生不仅使商品世界分离成了商品与货币对立的两极，而且成为促进商品生产不可缺少的手段。
当货币进入商品生产领域为商品的生产服务时，就变成了资本，不仅具有一般等价物的职能，而且具有创造剩余价值、实现价值增值的职能。
将货币转作资本使用，既是货币执行资本职能的前提，也是现代经济中的产业资本、商业资本和金融资本形成的初始条件。
尽管货币天然地构成了金融资本形成的逻辑源头，但从历史演化角度看，现代金融资本仍然是在资本的社会分工机制作用下逐步从产业资本和商业资本中内在地裂变形成的。
在资本运营体系中，资本的分工从产业资本的运动和裂变开始。
首先产业资本的运动，从货币出发，经过购买生产资料和劳动力、生产商品和售卖商品阶段，最终带着一个增值额回到货币形态上，并且周而复始地运动着，用简易的公式表示为：
G-W（Pm，A）…P…W′-G（△G）。
①显然，产业资本的运动表现为生产过程与流通过程的有机统一，与购买、生产、售卖三阶段的任务相适应，产业资本分别采取了货币资本、生产资本和商品资本三种不同的职能资本形式。
其中，货币资本不仅起着“第一”和“持续”推动力的作用，还是联结产业资本连续性运动的纽带，为生产资本与商品资本的职能发挥提供必不可少的条件。
同时，这里的“货币资本表现为资本预付的形式”，②预付的资本必然要求回收，回收的时间长短和回收增值的多少就成为产业资本运动的关键，这就需要相继转化为生产资本和商品资本，并通过生产资本生产商品而创造剩余价值，通过商品资本销售商品而实现剩余价值。
随着产业资本规模不断扩大，通过商品资本进行的单个产业资本的价值实现过程就变得极为繁琐，客观要求从产业资本中分离出专业化的商业资本来完成。
在社会总资本运动中，某一单个资本的价值实现过程（即W′-G′），恰好是另一单个资本使用价值的补偿过程（即G-W）。
于是，在市场上以货币为媒介的商品流通就成为相互相承、互为前提、互为条件的各个单个资本正常运动的条件（杨志，2002）。
为了加快商品销售的速度，提高产业资本运营效率，一部分对商品销售具有专长的人格化资本，就将资本投资于商品流通部门，把商品买卖作为资本分工体系中的一个特有部门，这时，产业资本中的商品资本就分化出来并转化成专业化的商业资本。
商业资本是流通领域的资本，其形态变化只会经历购买和销售两个阶段，并相应采取货币资本和商品经营资本两种资本形态，运动公式为：
G-W-G′。
如同产业资本那样，商业资本也有自己的固定资本和流动资本；
在价值形态上，也有货币资本和商品资本。
只不过，商业资本的运动就是为卖而买的进货过程和为卖而卖的售货过程。
毋庸置疑，无论是产业资本，还是商业资本，都需要不可或缺的货币资本作为经营的基础，并随着其经营规模的不断扩大、固定资本的折旧、流动资本的沉淀、产品售卖后的货币回流等，致使货币的流入和流出不仅在规模上越来越大，而且在速度上越来越快，再加上货币资本在社会总资本的运动中所起的“推动力”作用，货币资本从各种资本运营中独立出来就不仅有可能，而且完全有必要。
正如马克思指出的：
“产业资本的一部分，确切地说，还有商品经营资本的一部分，不仅要作为一般货币资本，而且要作为正在执行这些技术职能的货币资本，不断处于货币形式。
现在，一部分从总资本中分离出来，并在这样一种货币资本的形式上独立起来，……，成为一种特殊资本的职能，……，就把这种资本转化为货币经营资本了”，③这就是现代金融资本的雏形。
从马克思的论断中不难理解，现代金融资本只不过是从产业资本和商业资本中分离出来的“一种作为资本的生产过程和流通过程延续的，同时又是为它们服务的那样一种二重性的资本形态”，④是资本体系分工不断细化的产物（冉光和、王定祥，2007）。
金融资本一方面作为产业资本和商业资本运动中的货币资本转化形式，它具有职能资本的属性，但另一方面，“货币经营者所完成的各种活动，只是他们为之服务的商人和产业家的活动”，⑤致使金融资本还具有非职能资本的属性，它可以不直接参与生产和流通过程，而只是为这些过程提供专业化、产业化的金融服务，如储蓄、信贷、收付、结算、兑换，等等。
无论其非职能资本属性如何演变，金融资本独立发展起来成为高度专业化的金融部门就始终脱离不了资本分工的本质要求，亦即：
产业资本负责创造剩余价值，商业资本负责实现剩余价值，金融资本则为剩余价值的创造和实现提供必要的信用条件。
三、金融资本形成促进经济增长的内在机制
（一）金融资本适度形成促进经济最优增长的理论逻辑
微观上为剩余价值的创造和实现提供信用支持的金融资本形成，在宏观上到底如何作用于经济增长？
为便于理论分析，首先给出如下假定：
（1）经济是封闭的，且国民经济部门只有金融部门和真实部门，真实部门⑥包括产业部门和商业部门。
相应地，社会总资本分为金融资本和真实资本，其中，真实资本分为产业资本和商业资本，并假设产业资本和商业资本之间的比例结构始终处于合理状态，即使不合理，也会通过竞争机制自动调节实现均衡。
（2）经济结构和规模经济均不变，技术进步中性，资源自由流动，资本与劳动力等其他要素的结合总是处于最优配置状态。
基于这些假定，如果进一步对经济增长中的劳动力施加容量限制（ParenteandPrescott，1991），则在资源约束一定的条件下，社会总产出便取决于社会总资本在金融部门和真实部门之间的分配，即存在生产函数：
将不同时期等产量线与预算约束线的切点连结起来，就构成了一条经过原点的直线N，为各期经济产出最大化的最优组合线，这条直线斜率的绝对值构成了金融资本与真实资本形成的理想状态。
（二）金融资本形成与经济增长最优状态的偏离及其恢复
金融资本适度形成并使经济增长达到稳定或最优状态，仅是一种理论抽象。
在现实中，由于存在制度障碍、信息滞后或决策失误等问题，金融资本的形成总是经常偏离其合意比例，那么，经济究竟通过何种机制来恢复其合意比例，从而促进最优的经济增长呢？
图1 金融资本形成的合意比例与经济稳定增长
在不存在制度等意外冲击和完全竞争条件下，金融资本与真实资本向合意比例的调整过程是通过社会平均利润率规律的作用实现的。
如前所述，金融资本一旦从真实资本中分离出来，社会平均利润率规律就会在这两类资本间的相互转移中起支配作用。
如果金融资本不足，导致金融部门发展滞后而难以提供真实部门发展所需要的金融服务时，真实部门就会因此丧失宝贵的投资机会，增加经营成本和风险，降低资本运营效率。
同时，金融的滞后发展又会导致金融产品和服务的价格因供给不足而不断上升，使金融部门投资收益率提高，并不断有超额利润可获取。
在没有市场准入限制下，真实部门的投资者将增加对金融部门的投资，减少对真实部门的投资。
此外，在真实部门，过量投资形成的真实产品和服务的供给能力超过既定收入水平的社会消费能力，导致真实产品和服务的价格下降，形成消费者的收入效应。
消费者为追求未来效用最大化，将减少消费，增加对金融资产的投资，也会使资本从真实部门流向金融部门，直至金融资本与真实资本存量恢复到合意比例，其结果使两部门均获得平均利润率水平。
相反，如果资本过量流入金融部门导致金融发展过度，真实部门发展就会因资本供给不足而趋于萎缩，真实产品和服务的价格因供给能力低于既定收入水平下消费者消费能力而上升，真实部门的投资收益率得以提高，超额利润就会形成，并将吸引部分资本从金融部门转向真实部门。
同时，过量资本流入金融部门，还将导致金融资产价格膨胀和泡沫化，在金融资产价格与实物资产价值严重背离的情况下，资本就将从金融部门转向真实部门，金融资产价格的泡沫也将因资本流出而破灭。
从消费者的角度看，金融资产价格的膨胀会带来巨大的财富效应，从而刺激消费者出售部分金融资产以增加消费，使资本也会从金融部门流向真实部门。
整个调整过程，直至真实资本与金融资本达到合意比例，金融部门和真实部门最终都将获得社会平均利润率。
显然，在资本转移不受限制的情况下，真实部门与金融部门的均衡发展和资本间的停止转移只是暂时性的经济现象。
当技术和制度因素发生改变使得某部门出现新的超额利润机会时，资本在各部门之间的转移又会重新开始，从而形成新的利润平均化过程，因而资本在部门间的转移是一种普遍现象。
金融资本的形成始终会受到这种转移的影响，使金融资本规模要么缩小，要么扩大，直到新的社会平均利润率在各部门之间形成，此时，金融资本适度形成又重新得以恢复。
⑧
上述调整与均衡恢复过程是在不存在对金融资本与真实资本间相互转换的制度障碍和充分竞争条件下完成的。
在现实中，金融资本的内生形成不可避免地要受到诸如政府干扰、需求变化、信息不完全、全球经济金融危机等各种意外冲击，从而使上述调整过程变得复杂而缓慢，甚至受到破坏性影响。
但如果能够对金融资本与真实资本之间相互转换的制度保持充分的弹性，使资本之间的转移成本保持在低水平，仍然可通过社会平均利润率规律的作用，使其合意比例自动恢复。
相反，如果存在严格的市场准入限制等制度刚性，导致资本转移的成本增大，甚至超过转换带来的收益，金融资本与真实资本相互转换的过程及其合意比例的恢复将难以进行。
⑨此时，意外冲击和制度刚性的影响将长期存在，从而引致金融资本的形成始终偏离合意比例，经济实际产出也始终低于最优产出。
四、金融资本形成与经济增长：
中国的实证
（一）实证模型推导、研究方法与数据采集
1.实证模型推导
在实证建模方面，我们沿袭前文理论公式
（1）的生产函数，并引入劳动（L）因素，同时假设技术进步中性，那么，金融资本形成与经济增长关系的实证生产函数⑩如下：
在式（14）中，对于金融资本形成的衡量，参照KingandLevine（1993）的做法，我们选用三个指标：
一是金融资产总额占GDP的百分比，表示金融资本深化率，用以反映金融资本形成的相对规模。
其中，金融资产总量是由金融机构资金运用总额、股票流通市值、保费余额和债券余额加总求得的（米建国、李建伟，2002；
王广谦，2004）。
二是金融资本存量与真实资本存量的百分比，称为金融资本比率（即理论分析中的k值），用以反映金融资本在与真实资本互相转化中的比例动态。
三是非国有金融资本存量占全部金融资本存量的百分比，称为金融资本内生率，用以反映金融资本内生形成的相对规模，揭示金融资本形成的制度结构。
这里用非国家银行资金运用总额占全部金融机构资金运用总额的百分比予以代替。
（11）上述三个指标分别是金融资本形成的规模变量、比例变量和制度变量，并依次用KFR、KR和KFE表示，即中国金融资本形成是这三个变量的函数：
如果不考虑技术进步、经济开放、政府政策行为、城乡二元结构等因素的影响，利用模型（19）可以考察金融资本形成与经济增长之间的关系，于是得到本研究的基本计量模型：
2.研究方法与数据来源
为了避免模型可能出现的伪回归，本研究首先利用Dickey和Fuller（1981）提出的考虑残差项序列相关的ADF单位根检验法，检验各变量的平稳性，对于非平稳的变量进行差分处理，使之成为平稳的序列。
如果各变量是单整的，接着就对各变量进行协整检验（CointegrationTest），最终确定出金融资本各变量与经济产出之间的长期关系。
本文将在VAR模型基础上，采用Johansen提出的协整检验（JJ检验）方法来检验变量之间的协整关系。
得出协整检验结果后，如果变量间确实存在协整关系，将进一步建立误差修正模型（ECM）进行短期因果关系分析；
如果变量间不存在协整关系，将利用变量的差分进行格兰杰因果关系检验（GrangerCausalityTest），以确定出这些变量间的因果关系。
在格兰杰因果检验中，将按VAR模型的最优滞后期来确定其最优滞后期。
本研究涉及到的变量和相关数据资料主要包括人均GDP、真实资本存量、金融资本相关指标三个方面，数据时段取自1952-2007年。
图2和图3共同显示了1952-2007年真实资本、金融资本形成与经济增长的变化趋势。
这些数据资料均根据《新中国五十年统计资料汇编》、《中国统计年鉴》（1980-2008年历年）和《中国金融年鉴》（1986-2008年历年）等计算和整理而得。
图2 中国真实资本形成与经济增长状况（1952-2007）
图3 中国金融资本形成状况（1952-2007）
（二）实证结果与分析
1.单位根检验
本研究利用Dickey和Fuller（1981）提出的ADF检验法对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性，滞后阶数按AIC值最小的准则选取。
通过检验发现，RGDP、KRR、KFR、KR、KFE均为非平稳变量。
我们对非平稳变量的处理采用差分法，ARGDP、AKRR、AKFR、AKR、AKFE分别表示对相关变量取一阶差分值。
其结果见表1。
从中可以看出，经过处理后所有的数据序列在1%的显著水平下都是平稳的，所以它们都是一阶单整的。
2.协整检验
由于上述各指标均是一阶单整序列，这些指标可能存在某种平稳的线性组合，从而反映变量间可能存在长期稳定的协整关系。
因此，可利用Johansen检验（JJ检验）来判断它们之间是否存在协整关系，并进一步确定相关变量之间的符号关系。
Johansen协整检验是一种基于向量自回归（VAR）模型的检验方法，在进行检验之前，必须首先确定VAR模型的结构。
由单位根检验可知，RGDP、KRR、KFR、KR、KFE时间序列多数只含常数项不含线性趋势项，我们选择VAR模型和协整方程只包含常数项。
为保持合理的自由度同时又要消除误差项的自相关，根据AIC、SC、LB、Q统计量等联合确定的最优滞后阶数为3，其残差序列具有平稳性。
在此基础上进行了Johansen协整检验，检验结果见表2。
由表2可知，协整检验结果表明，在1952-2007年的样本区间内，RGDP、KRR、KFR、KR、KFE这五个变量之间在5%的显著水平下只存在一个协整关系。
根据向量误差修正模型得到其均衡向量如下：
该协整方程表明了在1952-2007年上述五个变量之间存在的长期均衡关系，从中可以发现，1952-2007年，真实资本深化率（KRR）、金融资本比率（KR）和金融资本内生率（KFE）与人均GDP具有正向作用关系，而金融资本深化率（KFR）与人均GDP之间呈现负向作用关系。
这说明在1952-2007年间，真实资本深化率、金融资本比率和金融资本内生率的提高，有助于从总体上促进经济增长；
而随着中国金融的发展，金融资本深化率的提高反而成为经济增长的不利因素。
这可能是因为中国金融资本形成与金融的深化发展主要是外生的，自1952年以来基本上一直处于政府主导和控制之中，直到20世纪90年代中期以前，金融部门始终都不是一个独立的部门，即使是在此之后，中国的金融深化政策也主要是指向和支持国有金融资本的形成与发展，使国有金融部门处于不断扩张而最终形成垄断的格局。
可是，国有金融资本的形成与政府对国有经济部门的金融支持有着天然的联系，金融资本被大量地配置到了低效的国有经济部门（12），所以，即使是金融资本深化率提高，也没有成为拉动经济增长的重要因素。
这与王晋斌（2007）的研究结论相似，即政府控制下的中国金融发展，对经济增长没有显著的促进作用，金融发展不是经济增长的解释因素，而是一种负面的作用。
长期以来，在政府推行外生金融深化政策的同时，又实施内生金融抑制政策，加之受收入和金融准入成本约束的双重叠加影响，导致金融资本在20世纪90年代以前始终无法有效内生出来，致使中国金融资本形成不足，不能满足真实经济部门的需要，进而阻碍了经济的稳定增长。
到了20世纪90年代中后期，随着居民收入的提高和金融行业进入的经济成本约束逐步缓解，真实经济体内生出金融资本的能力逐步增强（当前民间金融与非正规金融的盛行就是明显的例证），此时，政府也谨慎松绑了一些内生金融抑制政策，使内生于真实经济体的金融资本开始形成与成长。
由于内生金融资本主要配置到了经济效率较高的非国有经济部门，因此，随着金融资本内生率（KFE）的提升，长期来看，必然对经济增长具有正向拉动作用，这证实了本研究理论分析的观点。
同时，金融资本内生率的提高，也提升了金融资本比率。
过去50多年来，金融资本比率（KR）的不断提高，对经济增长具有显著的正向拉动作用。
这表明，中国金融资本比率（即理论上的k值）还没有出现负向拉动经济增长的拐点，或者说正处于向合意比例值（13）（k*）的发展过程中。
但时至今日，中国金融资本内生形成仍然未取得法律制度的认同，政府的内生金融抑制政策还没有完全解除，金融资本内生形成的体制机制仍然缺失，导致内生金融资本依然无法满足非国有经济的需要。
我们省略真实资本形成因素，单独对RGDP与金融资本形成相关变量进行协整检验，发现RGDP与金融资本形成这一长期均衡关系仍然存在，而且符号相同，说明这一关系是稳定的。
我们对RGDP与KFR、RGDP与KR、RGDP与KFE分别进行协整检验，除了RGDP与KFE外，其他之间均存在长期均衡关系，说明金融资本形成各变量与经济增长之间的确存在较为稳定的关系。
在确定了RGDP与KRR、KFR、KR、KFE之间的长期均衡关系之后，可进一步利用误差修正模型（ECM）反映变量间的短期动态关系。
在误差修正模型中，误差修正项的系数在5%的显著水平下能够通过检验，但是KFE的系数并不显著，说明中国金融资本内生率的提高对经济增长的促进作用在短期并不明显。
金融资本深化率（KFR）在误差修正模型中滞后1期和2期在10%的显著水平上能通过检验，但在滞后1期对经济的拉动是负向作用，只是在滞后2期才转为正向拉动作用，表明它促进经济增长存在一定滞后期。
金融资本比率（KR）的系数在滞后1期和2期均比较显著，在滞后1期对经济具有正向拉动作用，但在滞后2期就转为负向拉动。
真实资本深化率（KRR）的系数并不十分显著，在滞后1期为负，到滞后2期转为正数，说明真实资本深化率的提高对经济增长的正向促进作用存在一定的滞后期。
由于RGDP与KFR、RGDP与KR分别存在协整关系，我们分别建立它们的误差修正模型，同样发现所有的误差修正项系数在5%的显著水平下能够通过检验，而KFR的系数仍不显著，且均是负向拉动作用。
KR的系数在滞后1期具有十分显著的正向拉动作用，滞后2期转为弱显著的负向作用。
所以，从短期来看，金融资本深化率的提高仍不利于促进经济增长，但金融资本比率的提高则有利于促进经济增长。
为了反映经济转型后金融资本形成对经济增长的影响，我们进一步对1978-2007年样本区间内的RGDP与KRR、KFR、KR、KFE之间的关系进行考察。
结果显示，在1978-2007年间，RGDP、KRR、KFR、KR、KFE这五个变量在5%的显著水平下仍是一阶单整的，且这五个变量之间的长期均衡关系依然存在，符号也保持一致，说明经济转型后中国金融资本形成与经济增长之间的关系并没有得到根本性的改善。
从其协整方程系数符号来看，长期而言，金融资本比率（KR）和金融资本内生率（KFE）的提高有利于促进经济增长，但金融资本深化率（KFR）的提高仍然没能成为促进经济增长的积极因素。
而根据其误差修正模型来看，其拟合度有了大幅度提升，说明真实资本与金融资本形成对经济增长的短期影响在改革开放以后明显增强。
遵循同样的实证逻辑，我们对1978-2007年的RGDP与KFR、RGDP与KR、RGDP与KFE两两进行协整检验，发现它们并不存在长期的关系。
这表明，改革开放以来，中国的金融改革的确没能诱导出足够的内生金融，抑制了金融与经济的成长
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