金融發展與資本積累關系的經濟學分析

一、引言

金融發展為社會提供各式的功能與服務，通過多種渠道促進經濟增長，其中最重要的兩條就是促進資本積累和鼓勵技術進步。

中國作為新興的市場經濟國家，正在經歷迅速的經濟增長和金融發展。金融一直是經濟生活的核心問題，也是政策制定者和學者廣泛關注的熱點問題。本文在現有的研究文獻基礎上，通過構造理論模型和計量檢驗，對金融發展與資本積累的關系進行了具體研究，希望能拓寬“金融—經濟”研究的視野和思路。

二、資本積累與金融發展的作用：一個定性分析

經濟增長的途徑有三個：一是增加要素投入；二是技術進步；三是經濟結構升級。每個國家自然資源先天給定，勞動增長受人口出生率限制，很難實現大規模增加，唯一對經濟增長有大影響的就是技術進步和資本積累的變化。

一般來說，經濟體系資本積累的程度取決于資本市場的效率，資本積累的速度與規模和資金的投資回報率正相關，資金的投資回報又取決于資本的配置和利用。金融存在的基本價值就是吸收儲蓄、配置資本，滿足不同層次經濟主體的融資需求，它通過風險管理、儲蓄動員、信息生產和公司治理等基本功能，甄別高效的投資項目和生產企業，進行資源配置、促進資本積累和經濟的增長。大量研究表明，金融發展和經濟增長存在顯著的正相關關系，其中一條重要的渠道就是促進全社會的資本積累。

在現實經濟生活中，擴大產出的現實因素就是在一定的技術條件下對經濟資源進行合理組合。經濟發展初期，技術是經濟發展的軟件，是無形的因素。要使這些無形的技術變成現實生產力，需要要素的組合。要使要素合理組合，首先必須獲得貨幣，取得對要素的支配權，才能利用技術生產產品，這個過程的實質就是投資從價值形態轉化為實物形態的資本積累，吸收就業形成經濟增長的過程，尤其是中國這樣要素豐富、勞動力閑置的發展中國家，經濟增長主要取決于流動資產的供給量。由于銀行體系的規模在整個金融體系中占據絕對優勢，所以企業的投資需求主要取決于對銀行貸款的需求，資本積累的速度受企業投資水平的影響，如果經濟體系中的金融發展水平較低導致儲蓄向投資的轉化力度不夠，那么企業對銀行貸款的需求就無法得到滿足，相應的資本積累的速度也要降低。另外，投資的效率取決于實際利率水平，實際利率水平的提高不僅可以擴大投資規模，還可以優化資金配置，提高投資的平均效率。如果金融發展水平低，那么由金融抑制引發的低利率就會阻礙資金從落后部門向先進部門的轉移，進而產生信貸配給等非市場行為，最終使價格發生扭曲。如果金融體系能得到良好平穩的發展，就可以提高實際利率，使信貸資金的配置市場化，先進部門的融資需求就會優先得到滿足，資金會得到有效的配置，資本積累的速度也會提高。

資本積累的形成，需要生產與生活資料市場在總量和結構上取得平衡，金融市場的發展程度影響著不同產業貨幣資金的獲得程度，進而決定了他們對勞動、土地和其它實物要素的支配權，當以貨幣形態存在的資本能有效的轉化為具有生產力的實物資本時，金融市場對資本積累的作用就實現了。

三、外部融資約束下的金融發展與資本積累

下面我們構建企業的貨幣需求函數。假設代表性企業用所持有的貨幣支付所有員工的工資，并進行投資以獲得生產必須的資本品，企業投入資本和勞動進行生產，產出為，生產函數為柯布—道格拉斯生產函數：

Y=F（K，L）=KαL1-α(1)

α表示資本產出份額，1-α表示勞動產出份額。公式兩邊同除以L得到生產函數的密集形式：y=kα，生產函數是嚴格遞增、擬凹的規模報酬不變函數，滿足稻田條件。

代表性企業用銷售產出所獲得的收入來支付工資，購買生產設備等資本品。假設產品的價格等于1，那么生產Y數量的產品獲得的現金流就等于Y。企業初始持有的貨幣數量為m，除了用自有資金進行投資外，還向銀行借款。ξ為負債率，代表企業外部融資與總投資的比例。那么1-ξ就表示企業內源融資與總投資的比例，我們看到，只有這1-ξ比率是受企業自有貨幣數量的限制，也就是說，企業通過外源融資，克服了現金先行約束。代表性企業的最大化問題可以表述為在資本方程、貨幣方程和現金先行約束的條件下，進行利潤最大化，可以用以下的線性規劃演示：

Max∏=∫+∞0e-ρt[F(K，L]-wL-rL+z-v]dt(2)

K·=I-δK

約束條件：m·=Z-πm

m≥wL+(1-ξ)rI

初始資本存量為K0，貨幣數量為m0。

I表示對生產設備的投資，Z表示現金流入，ρ為貼現因子，δ為資本折舊率，π表示通貨膨脹率，v表示現金的流出，w和r分別表示真實工資率和真實資本收益率。

根據對現實的考察，我們發現很多時候銀行總是部分滿足企業對貸款的需求。所以，我們定義兩個企業負債率變量，ξ代表企業的意愿負債率，反映企業對外源性融資的內在需求，高低完全取決于企業自身的生產、技術狀況。Ω代表企業的客觀負債率，也就是企業從銀行實際獲得的貸款與全部資產的比值，Ω越高表示企業從銀行獲得貸款越容易，所以在這里也可以用它衡量金融發展水平。如果金融發展水平Ω大于或者等于廠商的意愿負債率ξ，企業的外源融資需求就能完全被金融體系滿足，那么企業的投資就完全由意愿負債率決定，與金融發展水平無關。如果金融發展水平低于企業的意愿負債率，那么企業的投資完全由金融發展水平決定，與自身意愿負債率無關。

當Ω＞ξ時，廠商投資完全由意愿負債率決定，根據上面的線性規劃，定義現值漢密爾頓函數：

H=F(K，L)-wL-rL+z-v+λ1(I-δK)+λ2(Z-πm)+λ2(m-wL-(1-ξ)rI)(3)

其中λ1和λ2分別表示狀態變量和的協態變量，λ3表示現金先行約束條件的拉格朗日乘子，代表性企業動態最優化問題的一階條件表示為：

FL-w=λ3w(4)

-r+λ1-λ3(1-ξ)r=0(5)

-1+λ2=0(6)

得到：λ1=r+λ3r(1-ξ)=r[1+(1-ξ)λ3](7)

λ2=1(8)

λ3=FLw-1(9)

進一步導出歐拉方程：

λ1·=ρλ1-H/K=ρλ1-(F/K-λ1δ)=λ1ρ-FKλ1+δ(10)

λ2·=ρλ2-Hm=ρλ2-(-λ2π+λ3)=λ2ρ+π-λ2λ1(11)

經整理得：

λ1·λ1=ρ-FKr1+(1+ξ)FLw-1+δ(12)

λ2·λ2=ρ+π-FLw-1(13)

橫截性條件為：limt→∞e-ρtλ1(t)K(t)=0，limt-∞e-ρtλ2(t)m(t)=0(14)

在穩態條件下，K·=m·=0，λ1·=λ2·=0，我們得到：

ρ+δ=FKr1+(1-ξ)FLw-1(15)

ρ+π=FLw-1(16)

令ρ+π=Q，可以由(15)和(16)兩式得到：

k*=rα(ρ+δ)[1+(1-ξ)Q]1α-1(17)

k*ξ=-1α-1rα（ρ+δ)[1+(1-ξ)Q]2-αα-1ξ＞0(18)

公式(18)表明，在平衡增長路徑上，人均資本存量與廠商意愿負債率正相關。這一結論的現實意義是直觀的，意愿負債率反映了企業在現有生產、技術水平下愿意承擔的最大負債水平，意愿負債率的提高，表明企業能夠更有效的克服現金先行約束的限制，用更少的現金水平支配更多的資產，因此均衡人均資本存量也將增加。

Variable模型1模型2模型3模型4

CoefficientProb.CoefficientProb.CoefficientProb.

CoefficientProb.

C-238.84940.114144.979280.2888-170.25000.480380.856200.1098

PLOAN?0.1098710.00000.1112180.00000.1212640.00000.1116590.0000

FIN?157.05930.0001169.09250.0000197.38440.0019149.06300.0003

FDI?52.815380.000052.927170.000048.882700.0000

TRADE?-7.48E-050.0001-6.41E-050.00030.0002240.0000

LNCAIZ?100.69270.040694.36170.0392-5.9061540.0954

R-squared0.8449760.8437970.6034940.834589

Observations540540540542

如果Ω=ξ，表明廠商外部金融發展水平恰好與內部金融發展水平一致，廠商投資仍然由意愿負債率決定，均衡人均資本存量與意愿負債率成正比。如果廠商的意愿負債率提高，那么廠商將增加投資以使人均資本存量到達更高的平衡增長路徑上。廠商投資完全取決于自身的生產、技術水平，與外部金融發展水平無關。

如果Ω＜ξ，意味著外部金融發展水平低于廠商的內部金融發展水平，廠商的意愿投資得不到外部資金的足夠支持，廠商投資將由外部金融發展水平決定。這里只要將Ω替換線性規劃中的ξ，然后對模型求解。由于數理推導的過程與情形完全相同，忽略具體的推導過程。

結論：當Ω＜ξ時，均衡人均資本存量與客觀負債率成正比。如果外部金融發展水平提高，那么廠商將增加投資以使人均資本存量到達更高的平衡增長路徑上。

就長期而言，在平衡增長路徑上，必然要求外部金融發展水平與廠商內部金融發展水平相同，所以結論反映了廠商投資的長期趨勢，從長期來看，廠商投資只取決于廠商自身的意愿負債率，與外部金融發展水平無關。但是就短期而言，外部金融發展水平往往與內部金融發展水平不一致，一般情況下，外部金融發展水平都要小于企業的意愿負債率，那么企業投資就由外部金融發展水平決定。

四、計量分析與結果解釋

（一）、模型設定和變量分析

根據以上的具體經驗分析和數理模型推導，我們在King和Levine(1993)的回歸方程基本框架下，將估計模型設定如下:

FLXi，t=β0+αi+β1PLOANi，t+β2FINi，t+∑βj，i，tCONTRAL+εi，t

下標i和t分別代表第i個省份和第t年，β為各解釋變量的待估系數。ε為隨機擾動項，服從均值為0，方差為δ2的正態分布。

1.CAPITAL：被解釋變量，表示資本積累水平，用固定資本形成總額與GDP的比值衡量。

2.FIN：解釋變量，代表金融發展程度，用金融機構各項貸款余額和GDP的比值表示，預期回歸系數符號為正。

3.PLOAN：解釋變量，金融機構對企業的貸款余額，用來衡量模型中金融機構對企業的資金供給量，預計系數為正

4.FDI：控制變量，各地區外商直接投資數額，大量研究認為外商直接投資資本積累之間存在顯著的相關關系。

5.LNCAIZ：控制變量，各地區政府財政支出水平，一般認為，財政支出與資本積累正相關。

6.TRADE：控制變量，各地區進出口總額與GDP的比值，用來控制對外貿易對經濟增長的影響。

我們分別對解釋變量FIN和PLOAN進行了一期滯后，用來反映其過去值對被解釋變量未來值的影響，在這里我們主要關注PLOAN和FIN的系數β1、β2，如果β1和β2均為正且在統計上顯著，那么就驗證了數理推導的結論，也就是金融發展對投資和資本積累具有增長效應。

我們使用的數據是包括中國大陸33個省、市、自治區1984年—2006年的面板數據，所有數據均摘自《新中國五十五年統計資料匯編》和《中國統計年鑒》，下表顯示變量的描述性統計。

FIX?PLOAN?FIN?FDI?TARDE?LNCAIZ?

平均值758.68221257.1870.9871198.466088641774.83.031492

最大值7629.00050292.3611.07267158.0217170810264.205191

最小值5.3000000.0168670.1879820.0000001844.0001.248219

標準誤990.23954244.8880.54723716.480771569948.0.567718

觀測值540540540540540540

（二）計量結果與分析

根據Hausman檢驗我們選取固定效應模型對方程進行估計，其中模型1包括所有的控制變量，模型2、模型3和模型4分別包括不同控制變量組合，回歸結果如下表：

計量結果顯示，金融發展的系數符號均顯著為正，表明在控制其他影響因素后，金融發展是導致未來資本增加的原因，驗證了數理分析得出的結論：在金融發展相對抑制、尚不能滿足社會融資需求的條件下，金融發展是物質資本的決定因素，它通過提高投資水平和資本積累對經濟增長具有正效應。

五、結論

文章對金融發展與資本積累的關系進行了研究，結果表明，從總體發展趨勢來看，短期內，外部金融發展水平與企業內部意愿融資水平不一致，企業的投資由外部金融發展水平決定，金融發展是資本積累的決定性因素。所以政府任何能促進金融發展的政策都有利于提高全社會的物質資本積累以及轉型期的經濟增長。結合上述結論，我們認為，在經濟增長過程中，除了追求金融中介規模的擴張外，還應當重視金融的運行效率與質量，進一步完善儲蓄向投資的轉化機制。銀行機構的運行效率還有較大的上升空間，包括進一步的提高運行效率和配置效率，前者是適應經濟形勢的需要，后者是解決融資制度中結構性缺陷的要求。確立銀行市場金融的競爭主體和貨幣資金的配置主體，以市場為導向，優化資金配置。同時，加大金融中介對非國有經濟的支持力度，消除計劃融資體制的壓抑和所有制歧視，提高資金配置效率。

（作者單位：浙江工商大學金融學院）

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文