金融中介對經濟的影響機制

〔摘要〕 中國金融中介發展有三方面特征:個人儲蓄動員;貸款擴張;國內貸款取代國家預算，成為投資資金外部來源中最重要的一部分。大多研究表明金融中介的發展有助于促進經濟增長，但這些文獻存在一定的問題。本文從儲蓄動員和投資生產率雙重視角，實證考察金融中介發展對經濟增長的影響機制。理論上中國金融中介發展通過儲蓄動員和提高投資生產率兩個途徑驅動了經濟的持續增長，實證檢驗進一步證實了上述論斷的確定性。但中國金融中介處于發展不足的狀態而非過度發展狀態，并且金融改革始終滯后于經濟改革。要提高對金融危機的免疫力，實現工業化，完成由“猴”到人的質變，中國需要進一步深化金融改革，促使金融中介有更大的發展，促進儲蓄向投資轉化，提高生產率。

〔關鍵詞〕 金融中介;中國經濟;儲蓄動員;投資生產率

〔中圖分類號〕F832.39 〔文獻標識碼〕A 〔文章編號〕1000-4769(2010)04-0038-06

一、相關研究述評

金融中介與經濟增長的關系一直是備受關注的熱點。當前關于金融發展與經濟增長關系的文獻主要有三種觀點:以McKinnon(1973)為代表的“金融引領增長”理論認為，政府通過利率管制、信貸配給、特權待遇等金融抑制手段限制金融中介發展，〔1〕從而阻礙經濟增長。內生增長理論強調金融中介通過動員儲蓄、收集和分析投資項目的信息、改善配置效率、監督公司治理結構以及分散投資風險等金融服務，促進資本積累和技術創新，〔2〕進而影響經濟長期增長;以Robinson(1952)為代表的“增長引領金融”理論認為，金融中介的作用被過分夸大，金融中介發展是實體經濟增長的結果而非原因，當經濟發展引起市場擴寬和產品增多時，必然要求金融中介的發展，以更有效地分散風險和控制交易成本;〔3〕“反饋作用”理論則認為，金融中介發展和經濟活動之間存在雙向因果關系，即金融體系發展良好有助于技術創新，推動經濟擴張，相反，經濟擴張又將創造金融安排和服務的高需求，〔4〕因此，金融發展和經濟增長是正向相互依賴關系。

為考察金融中介對經濟增長的影響，從數據和方法論角度看，研究者沿著兩個脈絡進行實證研究:從跨國數據看，King和Levine(1993)利用1960-1989年間77個國家的樣本，采用增長回歸方程研究發現，一國金融中介發展水平與其人均實際GDP增長之間存在正相關關系;〔5〕之后Levine(1999) 為改進早期研究的不足，采用法律制度變量作為金融中介指標的工具變量以控制內生性問題產生的估計偏差，研究發現，金融中介發展與人均收入增長、生產率提高、資本積累都具有正相關關系。〔6〕隨后，Beck，Levine和Loayza(2000)在動態面板框架下采用新發展起來的廣義矩估計技術研究發現，金融中介發展對經濟增長具有很強的因果影響。〔7〕另一個研究方向是，Demetriades和Hussein(1996)等運用時間序列方法，研究發現金融中介發展和經濟增長的因果關系在不同國家有所差異，但沒有很強的證據表明各國都存在從金融中介發展到經濟增長的單向因果關系。〔8〕這些研究表明，為深入理解金融中介發展和經濟增長的因果關系，采用多種金融中介發展度量指標，對一國情況進行考察非常必要。

改革開放以來，中國經濟增長和金融業得到迅速發展，1978-2007年中國實際GDP年均增長率達9.8%;同時金融機構各項貸款占GDP比重從1978年的50.8%上升到2007年的104.9%。為此，黃達(1984)從貨幣的交易媒介性質和貸款創造存款的信用擴張過程這一視角在國內較早指出，讓銀行參與企業全額流動資金和固定資產投資貸款，對于加速經濟增長是必要的和可行的。〔9〕林毅夫、孫希芳(2008)運用中國28個省區在1985-2002年間的面板數據，考察銀行業結構對經濟增長的影響，結果顯示，中國現階段中小金融機構市場份額的上升對經濟增長具有顯著的正向影響。〔10〕但Boyreau-Debray(2003)等采用貸款與GDP之比衡量金融中介發展，發現沒有證據表明金融中介發展與中國經濟之間存在明顯正相關關系。〔11〕

綜合以上文獻，大多研究表明中國金融中介的發展有助于促進經濟增長，但這些文獻存在三個問題:第一，關于金融中介發展對中國經濟增長的影響機制，大多文獻主要在理論層面進行討論，很少實證考察金融中介發展對經濟增長的影響。第二，在金融中介發展度量問題中，大多沿用國外流行的指標(M2/GDP，credit/ GDP)，很少有聯系中國實際背景的指標。〔12〕第三，從計量方法角度看，采用結構方程所得的實證結果可能會遇到內生性偏差，而基于傳統時間序列模型的實證結果又會遇到預檢驗偏差。

本文從儲蓄動員和投資生產率雙重視角，實證考察金融中介發展對中國經濟增長的影響機制，研究方法在于:(1)結合定性，以定量分析為主;(2)采用TY因果檢驗;(3)聯系中國實際背景，采用多個度量指標測度金融中介發展，以確保實證結果的穩健性。

二、中國金融中介發展的典型特征

伴隨30多年的經濟高速增長，中國金融中介發生了巨大變化。在計劃經濟下只有中國人民銀行扮演著中央銀行的角色，同時又扮演著商業銀行的角色，既要行使發行貨幣職能，又要對企業和居民個人辦理存貸款業務。隨著改革開放的推進和國民收入分配體系的變化，這一格局已發生了巨大變化。導致這一變化的根源是國民收入分配的變革，一方面降低了政府財政收入占GDP的比重，①限制了政府通過財政預算撥款直接支持投資的能力，另一方面則提高了居民的儲蓄能力。可以認為，隨著改革開放以來金融制度和功能的逐步完善，銀行開始肩負起配置資源的重任。為此可以抽象出中國金融中介發展的幾個典型特征。

1.設計了一套動員社會金融資源的特殊機制，通過國家隱性擔保銀行的全民儲蓄動員，最大限度地集中全社會的金融資源。〔13〕

2.自上而下地建立了以國有銀行為導向的貨幣金融體系，通過信用擴張刺激經濟發展。正如Brandt和Zhu(2001)指出 ， 中國經濟高增長的主要動力是投資的高速增長，而投資資金來源主要是貸款。〔14〕1978年金融機構各項貸款余額1850億元，占當年GDP的50.75%;2008年金融機構各項貸款余額32.01萬億元，占當年GDP的106.46%。

3.企業資金來源由財政撥款轉向信貸。國內貸款成為全社會固定資產投資的重要來源。1981年，國家預算資金作為最重要的外部來源，占到固定資產投資資金的28.1%，而國內貸款所占份額只有12.7%;2003年國內貸款比率達到自2000年以來高峰，成為重要的投資資金來源。

綜上所述，中國金融中介發展有三方面特征:①個人儲蓄動員;②貸款擴張;③國內貸款取代國家預算，成為投資資金外部來源中最重要的一部分。

盡管以銀行主導的金融體系在國有企業和非國有企業之間的貸款配置并非完全基于經濟效率的考慮，〔15〕但相對于國家撥款形式來說，貸款是更有效的資金分配方式:貸款需要還本付息，這有助于強化企業的預算約束，推動企業更有效地運用資金，從而推動經濟增長。同時，對居民儲蓄的動員是金融中介發展對中國經濟增長影響的另一途徑。McKinnon(1973)認為，實際利率的提高能刺激居民儲蓄，從而有利于增加投資可能性，進而導致更高的經濟增長率。〔16〕這一論斷在中國可能是適用的:由于中小企業從銀行融資難，其投資主要依賴自有資金積累，但同時中國存在非正式金融渠道，這有利于居民儲蓄有效轉化為中小企業投資。因此通過儲蓄動員，有助于民營企業獲得更多的金融資源，對經濟增長產生積極影響。

三、理論分析框架

金融中介是商品交換與市場經濟發展到一定階段的產物。伴隨著貨幣、商業票據以及股票債券的出現，必然出現經營這些金融工具的中介組織和金融市場。而隨著市場經濟的深入發展，金融中介已由最初的輔助地位逐漸發展成為資源配置的重要部門，通過自身信用創造、資源配置等影響經濟發展的速度和質量。

金融中介的特點在于融通資金，通過利息率將當前消費轉化為未來消費、實物儲蓄轉化為貨幣儲蓄最后轉化為投資，這意味著金融中介有條件吸收社會上的閑散資金并轉化為儲蓄，最終為生產提供資金來源。一方面反映出金融中介具備以最低的交易和信息成本實現儲蓄動員的功能，同時也可以提高資本的投資收益率。

本文依據內生增長理論，構造封閉經濟下的“AK”模型，①從理論上進一步闡釋中國金融中介發展對經濟長期增長的潛在影響，以生產函數(1)描述經濟系統:

Yt=AtKt(1)

其中，Yt和Kt分別是t時期的產出和資本存量，At刻畫了單位資本投入的產出(即投資生產率)，其與經濟體資本配置效率、技術狀況、人力資本等因素相關。

St為總收入中用于儲蓄或投資的比例系數，δ為資本折舊率，假定為常數，資本積累方程由(2)給出:

ΔKt=StYt-δKt(2)

對(2)兩邊同時除以Kt，結合方程(1)，則資本積累方程(2)可以重新寫為(3)

ΔKtKt=StAt-δ(3)

再對方程(1)兩邊取對數，并對時間t求導，聯合方程(3)，得出方程(4)

yt=at+StAt-δ(4)

這里，yt表示實際產出增長率，at為At的增長率。

為使模型更能反映中國經濟“干中學”的實際，假設企業生產力隨經濟發展而增長，即企業的生產能力具有一定的學習效應，本文使用關系式(5)表示

at=a0+αyt-1(5)

a0為初始技術水平，學習效應系數α∈(0，1)，這意味著學習效應為正，卻是收斂的。將方程(5)代入方程(4)，得

yt=ao+αyt-1+StAt-δ(6)

差分方程(6)的穩態解為:

y=ao1-α+StAt1-α-δ1-α(7)

方程(7)表明，本文討論框架內，長期穩定的中國經濟增長率取決于學習效應系數、儲蓄率、資本邊際生產率以及折舊率。就本文研究目的而言，方程(7)顯示，金融中介發展通過兩個渠道影響經濟增長;一是有助于動員儲蓄，從而推動經濟增長;二是能提高投資生產率。其作用機制的解釋如下:第一，金融中介的發展有助于推動儲蓄動員，從而驅動經濟增長。如果不能找到大量投資者，集中大量資金，眾多生產過程將被限制在經濟學意義上的低效率或無效率規模上。在動員儲蓄的過程中，金融中介必然要創造可以進行小額投資的金融工具，這些金融工具為家庭持有分散化的資產組合向有規模效應的企業投資提供了機會，增加了資產的流動性。個人和家庭資產顯然不足以建立大型現代企業，但通過儲蓄的形式，金融機構可以吸收與集中分散在各個家庭的金融資產，形成充足的資金，資助大型企業的建立和發展。通過使風險分散化、增強流動性和使企業達到合理的規模，改善資源配置效率，促進經濟增長，〔17〕并通過有效動員社會資源促進投資。而物質資本增加本身可以推動企業采用更加先進的技術，從而提高方程中的a，驅動經濟增長;金融中介的發展還有利于降低交易成本，促進交換，從而促進專業化分工，推動技術創新，提高方程中的a，最終推動經濟增長。第二，金融發展能夠提高資本的投資邊際生產率，進而促進經濟增長。Pagano(1993)認為，金融中介能夠把資源配置到資本邊際生產率最高的項目中，主要是通過兩個渠道:①收集信息平復可供選擇的投資項目。②通過提供風險分擔功能，誘導個體投資于風險較高但產出也更高的技術。〔18〕這樣，金融中介發展可以提高資本的投資邊際生產率A，進而促進經濟的增長。

四、實證檢驗

本文實證檢驗:第一，金融中介發展是否引導了中國投資的增加?第二，金融中介發展是否有助于投資生產率的提高?此外也關注逆因果關系是否成立。借鑒Suleiman(2008)的處理方法，〔19〕在模型控制投資變量前提下，如果發現金融中介發展(FD)是引導實際GDP的Granger原因，則表明FD通過改變投資生產率影響經濟增長。這樣FD的生產率效應便從總效應中剝離出來，從而可以單獨地被考察;當模型中包含了GDP變量，如果FD是引導投資的Granger原因，則意味著FD通過增加儲蓄和投資影響經濟增長。

①國外的實證研究中，一般采用對私人部門的貸款與GDP比率反映金融發展程度。中國官方公布的統計資料中沒有這方面的數據。

②限于篇幅，Zivot-Andrews單位根檢驗的具體步驟結果不在文章中列出。

(一)實證方法:

采用Toda和Yamamoto(1995)提出的TY因果檢驗〔20〕實證考察各變量之間的關系。

第一步是估計一個以VAR(p)為基礎的添加了滯后階數d(其值等于VAR系統變量的最大單整階數)的VAR(p+d)模型，即:

yt=γ+A1yt-1+#8226;#8226;#8226;+Apyt-p+#8226;#8226;#8226;+Ap+dyt-p-d+εt(8)

其中，yt是3維向量，包括實際GDP、投資率(IV)、金融中介發展指標(FD)。γ是3維截距向量，εt是3維隨機誤差向量，假定服從白噪音過程，Ak為yt-k對應的參數矩陣。采用Schwarz(SIC)信息準則選擇VAR最優滯后階數。

第二步，若原假設H°:Ak中的第i行，第j列的元素akij=0，k=1，...，p被拒絕，則認為第j個變量是引導第i個變量的Granger原因;該檢驗采用經過修正的Wald統計量。

(二)變量選擇和數據來源

結合中國實際情況，本文采用三個指標衡量金融中介發展程度:

(1)總貸款(TC):每年年末金融機構貸款余額與GDP的比率表示中國金融中介發展中的信貸擴張特征。①數據來源于北京大學中國經濟研究中心數據庫。

(2)居民儲蓄(savings):每年城鄉居民儲蓄與GDP比率表示中國金融中介發展的儲蓄動員特征。數據來源于歷年《中國金融統計年鑒》。

(3)固定資產投資資金來源結構(loan/budget):其定義為，全社會固定資產投資中來源于國內貸款的資金與來源于國家預算內資金的比率。

同時采用實際GDP表示經濟增長;采用全社會固定資產投資總額與GDP比率(IY)反映投資規模。數據來自歷年《中國統計年鑒》。

根據數據可得性，除loan/budget(采用1981-2008年)以外，其他變量采用1978-2008年數據。為消除異方差的影響，對所有變量數據均取對數。

(三)實證結果

1.單位根檢驗

本文采用Zivot和Andrews發展起來的單位根檢驗方法，〔21〕其允許檢驗方程中截距項、斜率項或者以上兩項同時出現結構突變點，可以用于檢驗變量序列究竟存在單位根，還是服從趨勢平穩過程。檢驗結果表明，所有變量序列水平值都服從I(1)過程。②

2.TY因果檢驗結果

在確定各變量單整階數之后，本文通過TY因果考察金融中介發展與經濟增長之間的內在聯系。基于SIC信息準則確定VAR模型的滯后階數，并兼顧保證VAR系統變量殘差序列的白噪音性質。結果顯示:不管采用何種指標反映金融中介發展程度，VAR系統恰當的滯后階數都為2。

根據單位根檢驗，VAR系統變量的最大單整階數為1，因此TY因果檢驗的第一步是估計VAR(3)，然后采用標準Wald檢驗對估計系數進行聯合檢驗。表1給出TY因果檢驗結果顯示，不管采用哪個金融中介發展的測度指標，至少在5%顯著性水平下，FD是引導GDP的granger原因，這意味著金融中介發展有助于預測投資生產率變化;類似地，至少在10%顯著性水平下，FD是引導投資率的granger原因，這表明，金融中介發展有助于預測投資率的變化。

表1TY因果檢驗結果

原假設MWALD統計值階數自由度P值結論

panalA:金融中介發展指標選用總貸款(TC)

TC不是GDP(投資生產率)的granger原因9.638320.0081拒絕原假設

TC不是投資率的granger原因6.719320.035拒絕原假設

GDP不是TC的granger原因5.119320.077拒絕原假設

panalB:金融中介發展指標選用居民儲蓄(savings)

savings不是GDP(投資生產率)的granger原因13.973320.0009拒絕原假設

savings不是投資率的granger原因4.979320.0841拒絕原假設

GDP不是savings的granger原因11.476320.0032拒絕原假設

panalC:金融中介發展指標選用固定資產投資資金來源結構(loan/budget)

loan/budget不是GDP(投資生產率)的granger原因7.006320.036拒絕原假設

loan/budget不是投資率的granger原因5.127320.078拒絕原假設

GDP不是loan/budget的granger原因2.335320.3111不能拒絕原假設

另一方面，檢驗結果表明，對于除loan/budget外的其他金融中介發展指標而言，至少在10%顯著性水平下，GDP是引導FD的granger原因，這表明在中國金融中介發展和經濟增長存在雙向的因果關系。

3.脈沖響應分析

以上因果關系分析的不足在于沒有提供關于因果效應更為具體的信息。為此，本文采用累積脈沖響應函數，以考察金融中介發展對經濟增長和投資的長期因果效應的具體性質。

圖1追蹤了給定FD(限于篇幅，只給出TC和savings作為FD度量指標的脈沖響應)即期一個單位標準差沖擊之后，GDP和投資率在10年內的累積響應。圖1顯示，金融中介發展對經濟增長和投資率的長期影響都是正向的，這個結果與理論預期和大多經驗研究結果一致。這表明，金融中介發展有助于改善投資生產率或增加投資率，進而促進經濟增長。

圖1 累積脈沖響應函數

五、結論與政策建設

采用Toda和Yamamoto (1995)發展起來的TY因果檢驗，實證考察金融中介發展程度對中國經濟長期增長所產生的影響，發現:第一，不管使用本文定義的哪種金融中介發展度量方法，金融中介發展通過儲蓄動員和提高投資生產率兩個路徑，對中國經濟長期增長均產生積極影響。第二，在中國金融中介發展和經濟增長存在雙向因果關系。由此，我們需要進一步采取措施積極推進金融改革，促進金融中介有更大的發展，從而驅動中國經濟的持續增長。①進一步完善金融市場結構，建立多層次的金融中介服務體系，提高直接融資比重，重點發展證券市場和健全面向中小企業的金融中介服務體系，大力推進企業債券市場的發展，改善企業融資結構。②鼓勵金融中介進行金融創新，豐富金融產品，避免金融產品同質化傾向，同時還應建立期權、貨幣互換，利率期貨、貨幣期貨及股指期貨等衍生工具，完善衍生品市場，為投資者提供必要的規避或分散金融風險的工具。③進一步強化金融中介的法人治理結構，健全金融中介的內部風險控制機制，增強金融機構對金融風險的自我防范能力。尤其在經濟全球化背景下，每一次局部的金融危機都可能通過傳染演變為全球金融危機。為了更好地應對危機，金融中介必須強化風險控制機制，提高自身應對危機的免疫力。④進一步強化政府對金融中介的監管，加強監管機構之間的協調與配合，提高統一監管能力，在促進金融中介穩健發展的同時，防范金融泡沫化，當前尤其要防止房地產泡沫的泛濫，金融泡沫與房地產泡沫是一對孿生姐妹。〔22〕

始于2007年的次貸危機后來波及全球，使得全球經濟陷入衰退，至今沒有結束。這場源于美國衍生品監管松懈以及金融過度發展的全球金融危機，使很多人開始質疑中國的金融改革，擔心金融改革同樣會給中國經濟帶來類似次貸危機的負面效果。事實上，盡管中國經濟實現了長達32年的高速增長，但中國金融至今處于發展不足的狀態而非過度發展狀態，并且中國的金融改革始終滯后于經濟改革，比如金融產品同質化，資本市場極度不完善，企業融資渠道匱乏，居民投資渠道嚴重不足等。要提高對金融危機的免疫力，實現工業化，完成由“猴”到人的質變，中國需要進一步深化金融改革，促使金融中介有更大的發展，促進儲蓄向投資轉化，提高生產率。

〔參考文獻〕

〔1〕McKinnon，R. I. Money and capital in economic development. Washington， DC: Brookings Institution，1973，177.

〔2〕Pagano， M. Financial markets and growth: An overview. European Economic Review 1993，37，613-622.

〔3〕Robinson， J. The rate of interest and other essays. London: Macmillan，1952，67.

〔4〕Levine， R. Financial development and economic growth: Views and agenda. Journal of Economic Literature，1997，35 (2)，688-726.

〔5〕King， R. G.， Levine， R. Finance and growth: Schumpeter might be right. Quarterly Journal of Economics， 1993，108 (3)，717-738.

〔6〕Levine， R Law， finance and economic growth. Journal of Financial Intermediation， 1999， 8(1-2)， 36-67.

〔7〕Beck， T.， Levine， R.， Loayza， N. Finance and the sources of growth. Journal of Financial Economics， 2000， 58(1-2)， 261-300.

〔8〕Demetriades， P. Hussein， K. Does financial development cause economic growth? Time series evidence from sixteen countries.Journal of Development Economics， 1996， 51(2)， 387-411.

〔9〕黃達.財政信貸綜合平衡導論〔M〕.中國金融出版社，1984.205-230.

〔10〕〔12〕林毅夫，孫希芳.銀行業結構與經濟增長〔J〕.經濟研究，2008，(9).

〔11〕Boyreau-Debray， G. Financial intermediation and growth: Chinese style. Policy Research Working Paper 2003，〔J〕.3027. World Bank， Washington， D.C.

〔13〕中國經濟增長與宏觀穩定課題組.金融發展與經濟增長:從動員性擴張向市場配置的轉變〔J〕.經濟研究，2007，(4)

〔14〕Brandt ， Loren and Xiaodong Zhu.Redistribution in a Decentralized Economy:Growth and Inflation in China under Reform，Journal of Political Economy 108，2000，422-439

〔15〕Cull， R.， Xu， L. C. Who gets credit? The behavior of bureaucrats and state banks in allocating credit to Chinese state-owned enterprises. Journal of Development Economics，2003，71(2)， 533-559.

〔16〕McKinnon，R. I.Money and capital in economic development. Washington， DC: Brookings Institution，1973，14.

〔17〕金融體系的動員儲蓄對經濟增長作用〔EB〕.http://blog.sina.com.cn/s/blog_4ab32159010007up.html.

〔18〕張志文.金融發展與經濟增長關系的國際經驗研究〔M〕.中國金融出版社，2008.45.

〔19〕Suleiman Abu-Bader， Aamer S. Abu-Qarn. Financial development and economic growth: The Egyptian experience，Journal of Policy Modeling， 2008，30， 887-898.

〔20〕Toda， H.Y. Yamamoto， T.Statistical inference in vector autoregressions with possibly integrated process.Journal of Econometrics66，1995，225-250.

〔21〕Zivot， E. and Andrews， D.Further evidence of the great crash， the oil-priceShock and the unit-root hypothesis. Journal of Business and Economic Statistics10，1992，251-270.

〔22〕米建國，李建偉.我國金融發展與經濟增長的理論思考與實證分析〔J〕.管理科學，2002，(4).

(責任編輯:張 琦)

注:

①1952-1977年，財政收入占GDP比重最高在1960年達到39.3%;1978-2008年，財政收入占GDP比重最低為1995年，僅10.7%。

①由于本文分析的特定目的及中國勞動力成本在生產型企業中是一個相對固定的因素，故本模型中勞動力不予考慮。