金融中介發展與工業經濟增長效應的實證檢驗

鄧沛琦

（武漢大學 經濟與管理學院，武漢 430072）

0 引言

回顧我國工業經濟增長的歷史，金融始終是一支不可忽視的重要力量。改革開放30多年來，雖然金融支持工業經濟發展的力度在不斷增強，但是，工業經濟發展中的資金短缺是長期制約我國工業經濟有效發展的瓶頸，金融支持工業的效果不佳，金融資源配置的整體工業經濟不夠均衡，使得金融中介發展與工業經濟增長之間沒有進入到良性互動的發展狀態。因此，研究金融中介發展與工業經濟增長的關系，無疑具有重要的現實意義。

1 研究設計：變量、數據與方法

1.1 變量選取與數據來源

根據一般性生產函數，工業經濟增長的資本要素投入應該包括真實資本投入和金融資本投入兩個方面，因此本文涉及的變量主要包括工業經濟增長、真實工業資本存量以及金融中介發展，數據年限取自1952～2011年。

1.1.1 工業經濟增長（ind）

學界衡量工業經濟增長指標主要有三種方法：一是以工業產值在工農業總產值中所占的比重來衡量；二是霍夫曼比例法，即制造業中，消費資料工業凈產值與生產資料工業凈產值的比率；三是綜合衡量法，即選定用以反映工業化發展水平和質量的若干經濟指標，然后對其賦予一定的權重，從而計算出工業經濟綜合指數。國際上衡量工業經濟的主要指標有：人均GDP、工業增加值占國內生產總值的比重、城鎮人口占總人口的比率以及反映生產要素密集程度或比較優勢的工業內部結構。借鑒綜合衡量法的思想，本文選取了綜合反映工業經濟增長的9個二級指標，如表1所示。按照綜合衡量法，需要對各個二級指標賦予一定的權重，然而這樣一種指標構造方式帶有較強的主觀性，缺乏嚴謹的理論支持。因此，本文將利用SPSS軟件，運用因子分析法來構造工業經濟綜合指數。首先，將各二級指標的每個原始變量形成聯立方程組，并分解成兩個部分：一部分是由所有變量共同具有的少數幾個因子所構成，即所謂公共因素部分；另一個部分是每個變量獨自具有的因素，即所謂獨特因子部分。其次，利用“主成分分析法”提取這九個變量的公共因子，并對各因子進行方差最大旋轉，進而得到其因子得分。最后，將提取的因子乘以各因子的得分，從而計算出1952～2011年的工業經濟綜合指數。

表1 構造工業經濟綜合指數的9個二級指標

1.1.2 工業資本深化（k）

工業資本深化用真實工業資本存量與實際GDP的比值予以衡量。關于工業資本存量的核算，本文利用“永續盤存法”進行估算：Kt=ItPt+Kt-1(1-δ)。其中，Kt代表當年的真實工業資本存量，Kt-1代表上一年的真實工業資本存量，It表示當年工業固定資產投資，Pt為固定資產投資價格指數，δ表示工業固定資產折舊率。由于資料的缺乏，我們很難收集到1952～2011年的工業固定資產投資數據，因此，我們對歷年工業固定資產原值進行一階差分處理，得到新增工業固定資產投資并用其替代工業固定資產投資（I）t；關于基期真實工業資本存量，我們用1952年的工業固定資產凈值(100.8億元)予以替代；固定資產投資價格指數在1992年后才有正式的官方數據，我們采用《中國國內生產總值核算歷史資料(1952～2004)》提供的1952～2004年的固定資本形成價格指數和《中國統計年鑒》公布的1991～2011年的固定資產投資價格指數來計算出以1952年為基期的固定資產投資價格指數序列；工業固定資產折舊率取11.6%。

1.1.3 金融中介發展（loan）

在衡量金融中介發展的指標選擇上，學界已經有了基本共識，具有代表性的是Goldsmith（1969）提出的“金融相關率”指標，即用全部金融資產價值與該國經濟活動總量的比值來衡量金融中介的發展。Aziz（2002）和姚耀軍（2010）基于對銀行信貸決策的自主性程度的考慮，以非國有企業（私人部門）貸款規模與GDP之比來度量中國金融中介發展水平。該指標設計所面臨的主要困難是國家統計局并為按照授信客體的產權屬性對貸款進行分類，因此指標的構建面臨著數據難以獲取的問題。因此根據本文的研究主題，并參照Goldsmith的做法，選用工業貸款余額占金融中介機構全部貸款余額的比重（loan）這個指標分別衡量金融中介發展規。

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以上數據均根據《新中國六十年統計資料匯編》、《中國國內生產總值核算歷史資料(1952～2004)》《中國統計年鑒》(1985～2012)、《中國金融年鑒》(1985～2012)、《中國工業統計年鑒》(1949～2012)、《中國固定資產投資統計年鑒1950～1990》、《中國人口統計年鑒》(1988～2012)、《中國能源統計年鑒》(2002～2012)整理計算而得。

1.2 研究方法

為了考察金融中介發展與工業經濟增長的時變效應，本文構建了一個包含工業資本深化、金融中介發展以及工業經濟增長的時變參數向量自回歸（TVP-VAR）模型，令xt=[indt，kt，loant]'，TVP-VAR模型是用貝葉斯推斷來分析模型中的時變參數，并運用馬爾科夫蒙特卡洛（MCMC）算法從模型中的后驗分布構建樣本。一般來說，無限滯后的p階結構向量自回歸（SVAR）模型為：

根 據 Primiceri（2005） 的 研 究 思 路 ，令at=(a21，a31，a32，a41，…，ak，k-1)'為系數矩陣 Γt中下三角元素堆積向量。對數隨機波動率矩陣為ht=(h1t，h2t，…，hkt)'（hjt=log），且對于所有j=1，2，3，t=p+1，…，n ，假設隨機波動率下的TVP-VAR模型中所有參數服從如下隨機游走過程：βt+1=βt+uβt，at+1=at+uat，ht+1=ht+uht，且

對于TVP-VAR模型的參數估計一般運用馬爾科夫鏈-蒙特卡洛（MCMC）方法。即在預先設定好的先驗概率密度下，檢驗參數的聯合后驗分布。然后給定數據，重復抽取馬爾科夫鏈，直到得到幾條收斂馬爾科夫鏈，其極限分布就是待估參數的后驗分布。

2 金融中介發展與工業經濟增長的實證檢驗

2.1 馬爾科夫鏈-蒙特卡羅模擬（MCMC）

表2 MCMC模擬的估計結果

表2給出了選擇的參數后驗分布的均值、標準差、95%的置信區間（下界和上界）、Geweke收斂值和無效影響因子（Inef.）。從Geweke診斷值看，收斂于后驗分布的零假設并不能被拒絕（5%的臨界值為1.96，1%的臨界值為2.56）。各參數估計的無效因子都較低，但這兩個參數在連續抽樣10000次的情況下，仍可以得到足夠的不相關的樣本。因此，MCMC算法有效的模擬了參數的分布狀況。

2.2 時變脈沖響應

在TVP-VAR模型的分析中，對每個時點t的參數估計為k+k2s個系數，k個方差自回歸系數和k（k-1）/2個描述變量間當期影響的結構系數，以及k個方差波動率。這樣一來估計的系數會非常龐大，因此本文在分析中直接分析各變量VAR的波動率變化和隨時間變動的脈沖響應情況。

2.2.1 工業資本深化的脈沖響應

圖1顯示了工業資本深化對工業經濟增長滯后1、2、5和10階的時變脈沖響應。從縱向來看，無論是在短期還是長期內，工業資本深化對工業經濟的沖擊均為正，且呈現不斷上升的趨勢，表明實物資本的投入有效的促進了工業經濟的增長。從橫向來看，工業資本深化對工業經濟增長的長期沖擊（滯后5、10期）的效應大于短期沖擊（滯后1、2期），表明我國工業資本深化水平的提高對工業經濟增長的作用存在一定時滯，其短期效應并不顯著。與此同時，長期沖擊的波動幅度要大于短期沖擊，具體而言，在改革開放之前，工業資本深化水平的提高對工業經濟增長的正向作用較為平穩，但改革開放后出現一個顯著的拐點，其沖擊效應進一步提高。進入2000年以來，工業資本深化對工業經濟增長的沖擊效應開始有所減緩，并逐漸趨于平穩。這表明，我國過度的工業資本深化帶來工業部門技術選擇路徑的偏差，使得大量資本越來越偏好于資金密集型行業，工業經濟偏離要素稟賦結構和比較優勢，工業化發展過度依賴于資本積累，而忽視了技術效率的提高；此外，過去我國過度的工業資本深化是在地方政府之間盲目競爭下展開的工業資本形成過程，從而最終鑄成了中國特有的“產業結構趨同、生產能力過剩、工業資本產值率不高、收益率過低”的工業化現象，表明新型工業化在中國還遠未實現。

圖1 工業資本深化對工業經濟增長的時變脈沖響應

圖2 金融中介發展對工業經濟增長的時變脈沖響應

2.2.2 金融中介發展的脈沖響應

圖2顯示了金融中介發展對工業經濟增長滯后1、2、5和10階的時變脈沖響應。從中不難發現，在短期（滯后1、2期），金融中介發展對工業經濟增長的沖擊效應為負，隨著滯后階數的增加（滯后5、10期），其沖擊效應也由負向轉為正向，即金融中介的發展對工業經濟增長的促進作用亦存在時滯。這表明，在1952～2011年間，金融中介的部門的發展以及工業貸款偏向的金融發展結構的改善，有助于從總體上促進工業經濟的增長，但其正向效應在長期才表現顯著。從短期來看，由于工業經濟發展的長期性，金融資金的投入往往需要較長的時間才能顯示出效果，因此，金融中介發展對工業經濟的促進作用在短期內并不明顯。通過觀察金融中介發展對工業經濟增長滯后10期的時變脈沖響應可以看出，從1952年開始，金融中介發展的沖擊效應總體上不斷增加，這也在一定程度上證明了政府組建的外生金融機構在支持工業經濟上的有效性。這種有效性主要是由于在新中國成立初，國家大力推行“重工業化”戰略方針，在內生金融不足的條件下，政府積極推行金融外生政策，構建外生金融體制，在我國金融資源極為稀缺的情況下，為工業化發展提供了大量信貸資金，有效地解決了工業企業的融資困境。然而，與前文類似，從2000年開始，金融中介發展對工業經濟增長的沖擊效應開始降低，并趨于平穩。究其原因，可能是由于我國金融部門在支持工業化進程中儲蓄投資轉化率不高，尤其是上世紀90年代東南亞金融危機的爆發以及新巴塞爾協議的出臺，使得金融部門執行了更加審慎的經營原則，“惜貸”現象十分普遍，另有大量金融資金被配置到非工業經濟部門，從而不利于我國工業經濟的發展。

2.2.3 工業經濟增長的脈沖響應

圖3顯示了工業經濟增長對工業資本深化滯后1、2、5和10階的時變脈沖響應。總體上看，無論是在短期還是長期內，工業經濟增長對工業資本深化的沖擊均呈現“倒U”型，即在上世紀50、60年代，工業經濟的增長促進了工業資本的形成，而隨著時間的推移，尤其在上世紀70～90年代間，工業經濟增對工業資本深化的作用由正向轉為負向。進入21世紀，其沖擊效應再次變為正。究其原因，可能是由于建國初期，國家優先發展重工業的戰略導向，使得工業經濟在不斷增長的同時，也伴隨著工業資本的不斷積累與深化。然而，文革時期，我國工業產業發展幾乎停滯，隨之而來的是工業資本積累不斷降低。改革開放以來，我國工業經濟的發展逐步恢復，但工業基礎仍較為薄弱，工業部門的投資仍需要依靠政府予以外生支持，通過工業經濟發展進而內生出資本的能力不足。從2000年開始，工業經濟增對工業資本深化的作用由負向轉為正向，隨后又趨于平穩。這表明進而21世紀以來，我國工業經濟取得了長足的發展，工業資本深化亦隨之顯著提高。

圖3 工業經濟增長對工業資本深化的時變脈沖響應

圖4 工業經濟增長對金融中介發展的時變脈沖響應

圖4顯示了工業經濟增長對金融中介發展滯后1、2、5和10階的時變脈沖響應。總體上看，無論是在短期還是長期內，工業經濟增長對金融中介發展的沖擊呈現不斷下降的趨勢。在短期（滯后1、2期），工業經濟增長對金融中介發展的沖擊由正向逐漸轉為負向，而在長期（滯后5、10期），其沖擊效應基本為負。表明我國工業部門在獲取金融資源過程中，更多的是依賴于政府的外生配置，而通過自身發展內生吸收金融資金的能力不足，工業經濟的增長并沒有成為金融中介發展的重要因素。這一方面是由于我國工業產業的發展水平與發達國家相比仍處于較低水平，另一方面也說明我國的金融發展模式屬于典型的政府導向型。縱觀我國財政與金融體制改革的歷程，不難發現，政府導向型金融體制也有其必然性。在1978年以前的計劃經濟體制下，中國人民銀行集中央銀行和商業銀行職能于一身，實行“大一統”的金融體制，明顯打上了中央政府主導金融發展的烙印，目的是集中動員稀缺的金融資源，更好地支持重化工業的發展。1985年以來，國有專業銀行相繼組建成立，專門經營從中國人民銀行分離出來的商業性業務，中國人民銀行由此成為真正的中央銀行。20世紀90年代起，中國金融體制市場化改革穩妥推進，國有銀行逐步商業化，非國有中小金融機構逐漸增多，金融組織日益多元化。從中國金融制度既有的變革過程看，無論是金融業務領域的擴展、金融組織結構的調整、金融管理辦法的改革,還是金融市場的開拓、多種非金融機構的創設等，均無一例外地帶有強烈的政府行政推動和強制性變遷的色彩。

綜合上述分析，我們進一步對時變脈沖響應進行對比分析：（1）要素投入對工業經濟增長的沖擊。對比圖1和圖2不難看出，無論是短期還是長期，工業資本深化對工業經濟增長的正向作用顯著大于金融中介發展。這表明，我國工業經濟仍是依賴于政府投資的“粗放式”增長模式，金融中介發展對工業經濟增長的促進作用有待提高；（2）金融中介發展與工業經濟增長的聯動效應。總體而言，在1952～2011年間，我國金融中介發展與工業經濟增長之間并沒有形成良性互動的發展狀態。在圖2中，金融中介發展對工業經濟增長的時變脈沖響應始終為正，從1952年開始呈現逐年上升的趨勢，并于2000年達到峰值。而在圖3中，工業經濟增長對金融中介發展的時變脈沖響應卻呈現不斷下降趨勢。在1978～2011年間，其沖擊效應轉為負。由此不難看出，在1952～1978年間，我國金融中介發展有效的促進了工業經濟增長，與此同時，工業經濟增長也為金融中介提供了良好的發展契機。而在上世紀80年代后，這種相互促進的良性發展模式逐漸消失，工業經濟增長抑制了金融中介的發展。究其原因，主要歸結于在1978年以前的計劃經濟體制下，政府主導下的金融部門為工業經濟的發展提供了大量的資金支持，而工業經濟的迅速起飛也有力的促進了金融中介的發展。然而，20世紀80年代以來，中央政府對地方經濟建設重任的下放，使地方政府承擔了更大的財政支出責任，而金融部門作為地方集聚和分配資金的機構，自然成為地方政府用來履行其職能的工具，地方政府基于政治晉升目的以及地區經濟增長所需要的資金而對本區域的金融機構進行著直接或間接的干預。這種干預主要體現在地方政府運用自身的行政職權引導銀行部分信貸資金流入特定的行業部門，或者直接下達指令性貸款命令。這使得工業部門的資金配置效率不斷降低，反而成為金融中介發展的不利因素。綜上所述，我國金融中介發展在促進工業經濟增長上，仍然表現為以銀行部門信貸資金主導的金融供給型發展模式，工業經濟通過自身發展引導金融資本流入的能力仍然不足，金融中介發展與工業經濟增長之間并沒有進入到良性互動發展狀態。

3 結論

理論上，金融中介發展與工業經濟增長之間理應存在一個良性互動發展的關系。金融部門通過金融資源配置促進工業資本深化與技術進步，推動工業經濟增長；而工業經濟增長反過來為金融中介發展積累金融資源，創造金融需求，激活發展潛力。有鑒于此，本文基于1952～2011年的時間序列數據，利用時變參數向量自回歸（TVP-VAR）模型，實證檢驗了金融中介發展與工業經濟增長的時變效應。實證結果顯示：（1）從總體上看，我國金融中介的發展對工業經濟增長產生了正向的沖擊效應，但其沖擊效應在短期并不顯著，這說明工業信貸偏向的金融中介發展在促進工業經濟增長時存在明顯的滯后期。然而，工業經濟通過自身發展引導金融資本流入的能力仍然不足，金融中介發展與工業經濟增長之間并沒有進入到良性互動發展狀態。（2）從時變效應來看，金融中介發展與工業經濟增長之間的關系是隨時間變化而變化的，從1952年開始，在國家大力推行“重工業化”政策背景下，金融中介發展對工業經濟增長的沖擊效應總體上不斷增加，但從2000年開始其沖擊效應開始出現小幅度下降，并逐漸趨于平穩狀態。這說明新形勢下，我國金融中介發展在支持工業經濟增長的作用上有所減弱。與此同時，工業經濟增長對金融中介發展的影響亦隨著時間推移而呈現不斷降低的趨勢。在1952～1978年間，工業經濟增長促進了金融中介的發展，而從1978年開始，工業經濟增長卻成為了金融中介發展的不利因素。因此，無論從總體效應還是時變效應上看，我國金融中介發展與工業經濟增長之間并沒有進入到良性互動的發展狀態，二者之間仍表現為以銀行部門信貸資金主導的金融供給型發展模式。

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