商业性金融与开发性金融对经济增长的影响.docx

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商业性金融与开发性金融对经济增长的影响

商业性金融与开发性金融对经济增长的影响（上）

重庆大学经济与工商管理学院李惠彬高金龙

发布时间:

2009-06-09

　　摘要：

依据现代经济增长理论以及商业性金融与开发性金融的本质特征，在总量生产函数模型的基础上，分别引入商业性金融要素和开发性金融要素，构造了商业性金融与开发性金融对经济增长影响强度系数的测算模型。

结果显示，开发性金融对经济增长的影响强度系数明显大于商业性金融，同时开发性金融对物质资本和人力资本的功能发挥具有一定的促进作用，并且纳入开发性金融要素的生产函数其规模报酬递增效应较为显著。

　　关键词：

商业性金融，开发性金融，经济增长，总量生产函数

　　一、引言

　　金融与经济增长之间的关系历来是宏观金融研究的重点，但大部分学者均专注于对金融发展与经济增长的因果关系、资本市场的有效性以及金融发展趋势进行研究（林毅夫，2006），很少有文献研究金融对经济增长的影响强度系数，更少有文献基于成熟的理论模型就商业性金融与开发性金融对经济增长影响强度系数进行比较研究。

　　本文的基本研究框架是：

首先依据现代经济增长理论以及商业性金融与开发性金融的本质特征，参照经济增长要素贡献模型构建的基本思路，借助总量生产函数模型，构造了商业性金融与开发性金融对经济增长影响强度系数的测算模型；然后基于相关的统计数据，对测算模型进行了检验与分析；最后就商业性金融与开发性金融对经济增长的影响强度进行了比较分析，并提出了相关建议。

　　二、文献综述

　　对于金融与经济增长关系的研究由来已久，然而令人遗憾的是，到目前为止尚无定论。

以Levine（1997）为代表的现代主流经济学家普遍认为，金融体系能够通过降低信息成本和交易成本、积极动员储蓄、影响技术创新、有效促进制度变革等方式作用于经济，从而促进经济长期增长。

这一论断同样适合处于转型时期的中国金融与经济增长的关系，且已得到了大量的实证检验（曹啸、吴军，2002；李广众、陈平、王美今，2002、2003；曹风岐，2003；冉光和，2006）。

　　目前，研究金融对经济增长影响强度系数的文献不多。

王林辉（2007）在戴维罗默模型的基础上，引入国有金融资本要素ks（t）和非国有金融资本要素kp（t），建立了反映金融资本和经济增长作用机制的理论模型，即

，对金融和经济增长的作用机制进行了有效分析。

其中，

分别代表技术进步、人均实体企业资本、人力资本、国有金融资本、非国有金融资本，

-λ分别代表实体企业资本、人力资本、国有金融资本和非国有金融资本的产出弹性。

沈炜、韦苇（2008）基于面板数据，利用单方程统计回归模型，测算出了西部五省金融资本对经济增长的影响强度系数为0.827。

李志辉、张晓明（2008）基于面板数据，利用单方程统计回归模型，测算了开发性金融资本对不同区域经济增长的影响强度系数，结果显示，西部地区为0.486，中部地区为0.658，东部地区为0.696。

以上测算方法基本相同，都是基于指标选择、设计进行的计量分析方法。

该类方法简单易行，能够很好地与经济运行情况联系起来，但也存在致命的弱点，即在一定程度上缺乏成熟理论模型的佐证和支撑，而且应用此方法，即便是同质性研究问题，但由于学者们常常根据各自的需要选择不同的变量指标，设置不同的计量模型，因而得到的检验结果千差万别。

　　鉴于此，本文另辟蹊径，借鉴国内外有关经济增长的研究方法，尤其是经济增长要素贡献模型的创造性演绎方法，构造了商业性金融与开发性金融对经济增长的影响强度系数测算模型。

目前，有关经济增长要素贡献模型的创造性演绎方法较多。

Arrow和Kurz（1970）最先把公共资本存量纳入宏观经济生产函数中，模型形式设置为Y（t）=F（K（t），G（t），L（t）elt），其中，K（t）代表私人资本存量，G（t）代表公共资本（基础设施资本）存量（这里指纯公共用品），J代表增加劳动力的技术进步率。

Barro（1990）将公共投资的流量而非公共资本存量直接纳入宏观经济总量生产函数中，其生产函数形式为

，其中，IG（t）代表公共资本投资的流量，Q代表产出对公共投资的弹性。

Romer（1999）构建了引入人力资本的内生经济增长模型，其模型形式设置为Y（t）=K

，其中，K（t）、H（t）、A（t）、L（t）分别代表物质资本、人力资本、技术进步、劳动力要素，α、β、1-α-β分别为物质资本、人力资本、有效劳动力的产出弹性。

这些研究都是基于传统经济增长模型以及现代经济增长理论，根据研究对象需要纳入新的经济增长决定要素进行模型演绎，最终构建计量模型进行统计分析的（Frankel和Romer，1999；尹恒字，2002；潘向东，2005）。

本文也将沿用这一分析框架对相关问题展开研究。

　　三、商业性金融对经济增长影响强度系数测算模型的假设与演绎

　　鉴于商业性金融资本投向、作用机制以及影响经济增长的时间效应等基本特征，本部分选择了短期总量生产函数作为测算模型演绎和构建的基础。

（一）测算模型假设条件

　　1.技术进步是希克斯中性技术进步。

这一假设是指商业性金融资本、物质资本的边际生产力与劳动的边际生产力比率保持不变，或者说技术进步并没有改变资本边际产量与劳动边际产量之间的比率。

这里主要是指技术进步不变，包括各种狭义的技术创新，以及制度变革、体制改革等广义的技术进步。

　　2.生产具有规模报酬不变性。

这一假设是指产出对商业性金融资本、物质资本和劳动的弹性在短期内不受技术进步的影响。

这里隐含着将规模效应看成是技术进步的一部分，而短期内技术不变。

　　3.经济发展处于一定的竞争市场结构中。

中国经济转型尚未结束，但自从加入WTO，中国的市场化进程显著加快，市场结构大为改变，尤其是反垄断法的出台，标志着中国基本的竞争格局已经形成。

　　4.经济增长要素组合模式短期内符合D—C生产函数的基本形式。

以D—C生产技术为基础的生产模式较好地实现了对宏观经济绩效和经济增长要素组合模式的描述，具有普遍性，也具有解释力（Chow和Lin，2002；Wu，2003）。

（二）测算模型的演绎过程

　　新古典经济增长理论表明，经济增长主要通过五个宏观经济变量来描述，即产出Y（t）、物质资本K（t）、人力资本H（t）、技术进步A（t）、劳动力L（t）。

经济体投入一定的资本、技术和劳动力，并以一定的方式结合，来实现社会总产品的生产，一般形式有：

　　依据现代经济增长理论，金融因素已经成为决定经济增长的重要因素。

参照Arrow和Kurz、Ascauer、Barro、Holtzeakin等人测算模型的基本演绎方法，现将商业性金融要素F（t）纳入上述宏观经济总量生产函数模型中，则有：

　　由于中国现阶段经济增长要素组合模式短期内基本符合D—C生产技术特征，所以上述模型可以表示为：

　　其中

分别为物质资本、人力资本、劳动力、商业性金融资本的产出弹性，且

=1。

对上述具体模型进行变形、整理，取对数可得：

　　关于lnA（t），国际上一般采用常数项表示，即

，其中，γ1和γ2是参数，

表示e的

次方。

现对测算模型进行一阶差分变换，得到常见的增长核算模型为：

　　其中，△表示一阶差分算子。

最后加上误差项，就得到了完整的商业性金融对经济增长影响强度系数的测算模型。

故本文最终的计量模型形式如下：

　　从模型的演绎过程可知，商业性金融对经济增长的影响强度系数是以弹性系数的形式给出的。

　　四、商业性金融对经济增长影响强度系数测算模型的估计与检验

　　根据我国相关的统计数据，我们对上述计量模型进行了参数估计和显著性检验。

需要说明的是，模型中的指标均为以不变价格表示的宏观经济变量，其一阶差分均为单整形式，已予以检验，平稳性良好。

（一）数据的选择及说明

　　我国的开发性金融机构——国家开发银行于1994年成立，鉴于数据的可获得性、统计口径的一致性以及后文结论的可比性，本文选取1994—2006年的时间序列数据为样本。

变量取值均来源于《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》、中国人民银行统计数据以及银行各年年报。

下面是各时期的产出、物质资本、人力资本、商业性金融资本等具体数据的选择情况。

（1）产出Y（t）：

以1994年价格计算的GDP。

（2）劳动力L（t）：

1994—2006年全社会从业人员数，具体取值为当年年末全社会从业人员数与上年年末全社会从业人员数的算术平均数。

　　（3）物质资本K（t）。

由于我国不存在真实的物质资本存量总量和结构数据，因此我们根据投资流量数据和永续盘存法构造物质资本存量，K（t）=

，其中，K（t）和I（t）分别是t年的资本存量和投资流量，δ为几何折旧率。

在计算物质资本存量时，现有的固定资产投资数据中包括部分商业性金融资本，为了避免多重共线性以及较强的相关性，本文予以剔除。

在使用永续盘存法构造物质资本存量时，几何折旧率δ和基期年资本存量的估计和选择尤为重要，根据我国的实际情况，一般采用综合折旧率进行估计。

本文参照前人的研究和应用，仍然假定δ=5%。

基期年资本存量按照国际常用方法（Goldsmith，1951）进行估计，K（0）=I（0）／（g+δ），其中，g是样本期内真实投资的年平均增长率，K（0）是基期年的物质资本存量。

　　（4）人力资本H（t）：

仍然根据投资流量数据和永续盘存法构造。

由于劳动力的知识和技能是人力资本的核心组成部分，而知识和技能主要是通过教育和培训得到的，所以，我们选择财政中用于社会文化教育的支出作为人力资本投资流量的数据进行人力资本存量估计。

　　（5）商业性金融要素F（t）：

主要是指商业性金融机构年末实际信贷投资总量。

考虑到各年数据的可比性，本文首先用各年零售商品价格指数对各年年末信贷余额进行处理。

由于商业性金融资本投资领域属于消费领域或者短期性物质生产领域，资本的沉淀期较短，一般不超过三年，而且年末实际信贷投资总量本身就是存量，因此这里不再使用永续盘存法来构造，而是直接选取上年年末实际信贷投资总量与今年实际信贷投资总量的算术平均数来代替今年商业性金融资本的投资总量。

（二）劳动力人均产出、物质资本、人力资本、商业性金融资本的变动情况

　　从图中可以看出，商业性金融资本总量巨大且增长速度最快，显著高于经济增长以及其他经济增长影响要素，尤其是最近几年更为明显，这表明商业性金融在当代经济增长中具有重要作用。

人力资本增长缓慢，在一定程度上反映了国家对人力资本的投资力度不够，也隐含着现阶段人力资本贡献率不高，主要靠其他生产要素投入拉动经济。

物质资本增长平稳，不过有加速上升的趋势，表明国家基本经济政策、产业政策正在向基础设施、基础产业等物质生产部门倾斜。

　（三）商业性金融对经济增长影响强度系数测算模型的估计与检验

　　利用Eviews5.0软件，对商业性金融对经济增长影响强度系数的测算模型进行回归分析，见表1。

　　从模型输出结果可以看出，模型整体回归较好，F=36.84，P（F）=0.00005。

模型拟合效果良好，R2达到0.93。

除了人力资本H（t）在24%水平下显著外，其余解释变量均能在10%的水平下显著，尤其是商业性金融要素在5%的水平下达到了显著性要求。

D—W检验表明，各变量之间可能存在一定的相关性，但不影响整体结果。

最后得到商业性金融对经济增长影响强度系数的测算模型为：

　　从模型中我们可以明确看出，在其他条件不变的情况下，商业性金融短期内对经济增长影响的强度系数约为0.49，显著大于物质资本与人力资本对经济增长影响的强度，体现了现阶段中国商业性金融投资机动灵活的特性，也充分说明了短期内商业性金融资本运作效率相对较高，对经济增长作用明显，符合商业性金融的本质特征。

此外，在其他条件不变的情况下，物质资本短期内对经济增长影响的强度系数约为0.17，略小于人力资本对经济增长的影响强度，但物质资本对经济增长的影响效应更为显著，说明物质资本对经济增长不仅有长期影响效应，也有一定的短期影响效应，这与大多数学者的研究结论一致，也印证了国家进行大规模基础设施投资的正确性。

在其他条件不变的情况下，人力资本短期内对经济增长影响的强度系数约为0.21，略大于物质资本对经济增长的影响强度，但人力资本对经济增长的影响效应不够显著。

这反映出人力资本对经济增长虽然具有相对较强的作用，但是这种作用短期内不够明显，也在一定程度上表明人们不愿意进行人力资本的长期投资，对人力资本投资持有一定的观望态度，说明国家有必要进一步加强人力资本投资，同时要充分引导其它形式的资金积极有效地进入。

　　五、开发性金融对经济增长影响强度系数测算模型的假设与演绎

　　鉴于开发性金融资本投向、基本作用机制、经济外部性以及影响经济增长的时间效应等基本特征，本部分选择了反映长期总量生产函数的丁伯根改进D—C模型作为测算模型演绎和构建的基础。

（一）测算模型的假设条件

（1）长期内技术进步以固定值m稳定增长，即开发性金融资本、物质资本的边际生产力与劳动边际生产力的比率保持稳定增长，或者说技术进步以常数m改变着资本边际产量与劳动边际产量之间的比率。

（2）生产具有规模报酬递增效应，但非开发性金融资本要素规模报酬保持不变。

在经济发展的初期阶段，社会总产出对开发性金融资本的弹性在相对较长的时期内受技术进步的影响较为显著，尤其是开发性金融资本对物质“瓶颈”领域的投资，表现出了巨大的经济外部性，规模报酬递增，而非开发性金融资本要素由于投资结构不同于开发性金融资本，且投资数量稳定，规模报酬递增效应不够显著，所以可以认为规模报酬保持不变。

这一假定已经得到部分学者的实证检验（范九利、白暴力、潘泉，2004；缪仕国、马军伟，2006）。

　　（3）经济发展处于一定的竞争市场结构中。

　　（4）经济增长要素组合长期内符合丁伯根改进的D—C生产函数的基本形式。

（二）测算模型的演绎过程

　　长期内宏观经济总量生产函数的一般形式是：

，其中，A（0）是基年期的生产技术，m表示技术进步以固定值m稳定增长，A（0）emt表示在基年期后第t年的技术水平。

现将开发性金融P（t）纳入上述模型中，则有：

　　由于中国现阶段经济增长要素组合在长期内基本符合丁伯根改进的D—C模型，因此上述模型又可以表示为如下具体形式：

，对模型取对数可得：

　　关于lnA（0），国际上一般采用常数项表示，mt表示时间趋势项。

现对模型进行一阶差分变换，得到常见的增长核算模型为：

　　其中，△表示一阶差分算子。

最后加上误差项，就得到完整的开发性金融对经济增长影响强度系数的测算模型。

最终的计量模型形式如下：

　　从上述模型的演绎过程可知，开发性金融对经济增长的影响强度系数也是以弹性系数的形式给出的。

　　六、开发性金融对经济增长影响效应测算模型的估计与检验

　　根据我国相关的统计数据，我们对统计回归模型进行一般性的参数估计和显著性检验。

（一）数据的选择及说明

　　各期产出、物质资本、人力资本、劳动力等具体数据选择如前所述。

开发性金融的具体数据主要是以国家开发银行年末信贷投资总额形成的开发性金融资本存量宋代替。

由于开发性金融是投向基础设施领域的，期限较长，数量巨大，具有公共产品属性，类似公共资本投资（缪仕国、马军伟，2006），因此这里借鉴已有的做法，使用永续盘存法来进行估计。

（二）劳动力人均产出、物质资本、人力资本、开发性金融资本的变动情况

　　从图中可以看出，开发性金融资本存量不是最大，但增长速度最快，显著高于经济增长以及其它经济增长决定要素的增长速度，而且高于商业性金融资本的投资速度，尤其是最近几年这种趋势更为明显。

这说明，开发性金融在当代经济增长中具有一定的引领作用，也表明开发性金融对经济增长的巨大外部效应在一定程度上得到了认可，国家和政府愿意以开发性金融资本的形式进行战略投资，以实现经济的快速增长。

　　（三）开发性金融对经济增长影响效应测算模型的估计与检验

　　利用Eviews.5.0软件，对开发性金融对经济增长影响强度系数的测算模型进行回归分析，见表2。

　　从模型的输出结果可以看出，模型整体回归较好，F=122.87，P（F）=0。

拟合效果良好，R2达到0.98。

除了人力资本H（t）在12.3%的水平上显著外，其余解释变量均能在5%的水平上显著，尤其是开发性金融资本，在2.2%的水平达到了显著性要求。

D—W检验表明，各变量之间可能存在一定的相关性，但不影响整体结果。

最后得到开发性金融对经济增长影响强度系数的测算模型为：

　　从模型中我们可以看出，在其他条件不变的情况下，开发性金融长期内对经济增长的影响强度系数约为0.57，显著大于物质资本与人力资本对经济增长的影响强度，体现了开发性金融投资的长期宏观效应，表明开发性金融长期内运作效率较高，对经济增长影响明显，符合开发性金融的本质规律。

在其他条件不变的情况下，物质资本与人力资本长期内对经济增长的影响强度分BC为0.20和0.21，长期效应基本相当，但是，现阶段物质资本对经济增长的效应更加明显，符合中国经济发展现状，这一结论也与部分学者的研究成果基本一致。

此外，时间趋势项c在回归模型中非常显著，充分说明了含有开发性金融的反映经济长期增长的丁伯根模型符合中国经济发展的实际情况。

该模型从一定的理论角度和实践检验情况有力印证了国家对基础设施进行大规模中长期投资的正确性，因为这样不仅能够显著刺激经济增长，而且在很大程度上能够有效缓解全球次贷危机对中国经济稳定、健康、可持续发展的影响。

　　七、商业性金融与开发性金融对经济增长影响的比较分析及相关建议

（一）商业性金融与开发性金融对经济增长影响的比较分析

　　基于统—的测算模型，本文分别对商业性金融与开发性金融对经济增长的影响强度系数进行了测算。

结果表明，开发性金融对经济增长的影响强度系数为0.57，明显大于商业性金融对经济增长的影响强度系数0.49。

这表明，开发性金融要素比商业性金融要素更加稀缺，资源配置的效率更高，经济增长对开发性金融要素反应更加敏感。

这也在一定意义上说明，现阶段我国物质“瓶颈”领域的投资仍然十分匮乏，对经济增长来说还是—个“短板”，急需加强。

　　开发性金融对经济增长具有一定的引导和促进作用。

在开发性金融测算模型中，物质资本和人力资本要素的弹性系数之和为0.41，显著大于商业性金融测算模型中物质资本和人力资本要素的弹性系数之和0.380物质资本要素的影响强度显著加强，其弹性系数由0.17提高到了0.2；人力资本要素弹性系数的显著性水平明显提高，概率P值由24%降低到12%，T统计量由1.27提高到1.76。

这说明，物质资本、人力资本的功能在开发性金融的催化下，得到了更加有效地释放和发挥，开发性金融表现出了巨大的经济外部性。

　　开发性金融影响的生产函数规模报酬递增效应明显，但非开发性金融要素影响的生产函数规模报酬基本不变。

由开发性金融对经济增长影响强度系数的测算模型可知，其弹性系数之和

=1.57>1，规模报酬表现出递增效应，与本文的假设条件完全一致；而商业性金融属于小额短期流动性信贷资本，在有限的时间内很难对其他经济增长决定要素产生较大影响，规模报酬递增效应有限，测算结果与假设条件一致。

　　开发性金融长期效应显著，开发性金融测算模型中时间趋势项t的系数为正，且显著性水平较高，说明开发性金融时间效应明显，即随着时间的推移，开发性金融影响强度系数会越来越大。

开发性金融的这种作用主要体现在对技术进步的促进以及由技术进步所带来的一系列重大变革上，而商业性金融的短期信贷行为及其投资领域决定了在有限的时间内，商业性金融难以实现对技术进步的有效推动。

　　从商业性金融与开发性金融对经济增长影响强度系数的比较分析中，我们可以发现，商业性金融与开发性金融对经济增长的影响效应差异显著。

究其原因，可以从微观和宏观两个角度进行分析。

　　从微观角度来看，通过对比分析我们知道，开发性金融与商业性金融对经济增长的基本作用路径不同。

具体而言，开发性金融的贷款投向领域不同于商业性金融贷款。

开发性金融贷款投向的领域主要是基础设施、基础产业、国家支柱产业、高新技术产业及其配套工程建设以及中小企业贷款等，这些领域属于基础性、源头性行业，均处于产业链的首端，有很强的联动效应。

由于开发性金融能够通过产业之间的有效联动，渗透影响经济社会的各个领域，充分放大资本积累的贡献程度，因此开发性金融的乘数效应十分显著。

与此同时，开发性金融还能够通过金融创新过程，不断推动信用建设、市场建设、制度建设等，经济外部性显著。

在很大程度上，开发性金融能够显著提高投入要素的产出率，使得总量生产函数表现出极强的规模报酬递增效应。

其对经济增长的基本作用路径充分说明，开发性金融能够从更深的层次和更广的角度长期持续地影响经济增长。

　　商业性金融的主要业务包括工商放款、消费者放款、农业放款、房地产抵押放款、同业间拆借以及其他放款等，这些投资领域属于短期利润相对较高的消费领域，均处于产业链的末端，对相关产业的影响范围和力度都十分有限。

由于商业性金融不能有效利用产业之间的联动作用，使得资本的积累效应得不到充分发挥，乘数效应有限，影响强度较弱。

此外，商业性金融的外溢效应相比开发性金融十分有限，对经济增长的影响强度只能处于一般水平。

　　从宏观角度来看，通过对比分析我们知道，开发性金融与商业性金融对经济增长的战略定位不同，开发性金融具有更大的宏观经济效应。

首先，开发性金融具有明确的政策使命，肩负着以市场路径实现政府意图的责任，其服务领域、投资方向、投资力度都与政策导向密切相关。

其次，开发性金融有着很强的政策执行力，从制度设计上来讲，开发性金融无论是贷款期限、利率，还是融资手段，都有着独特优势，有能力利用市场手段实现政府发展目标。

第三，开发性金融可以相对超脱于即时经济运行，主动弥补市场失灵与信用缺失，从市场角度构建与客户的关系，在培育市场的过程中开拓业务，为商业性金融的后期进入搭桥铺路。

第四，开发性金融与商业性金融的最大区别在于，开发性金融不以利润最大化为目标，而是积极贯彻、配合政府的社会经济政策，在特定领域充当政府的宏观经济管理工具，引导资金流向，主动承担支持经济发展、投融资体制改革以及相关金融市场建设的重要任务。

虽然商业性金融有责任、有义务协助政府去实现某些社会目标，但这种责任和义务不能取代商业性金融的核心目标——利润最大化，与开发性金融相比，商业性金融的社会功能十分有限。

（二）相关建议

　　基于商业性金融与开发性金融对经济增长影响效应的比较研究，本文提出了三点建议。

　　一是认清开发性金融与一般性金融的关系。

开发性金融与商业性金融应该既是互补关系，又是合作关系，是一种互补性合作关系。

开发性金融与商业性金融在信用基础、融资方式、治理模式、运营机制、功能定位、业务范围等方面存在差异，开发性金融可以在商业性金融不愿或不敢进入的领域开展业务。

对于同一个项目，开发性金融主要从事前期的融资服务，商业性金融主要从事后期的融资服务，也就是说，开发性金融在项目或企业乳化成功后、商业性金融愿意且能够进入时退出。

这样的互补合作既有利于实现开发性金融目标，又有利于商业性金融的发展与深化。