金融創新的經濟增長風險模型
——基于軟預算約束、控制權私人收益與道德風險條件下的研究

許 坤，郭 爽

（1.西南財經大學 中國金融研究中心，成都 610074；2.中國農業銀行河北省分行，石家莊 050000）

金融創新的經濟增長風險模型
——基于軟預算約束、控制權私人收益與道德風險條件下的研究

許 坤1，郭 爽2

（1.西南財經大學 中國金融研究中心，成都 610074；2.中國農業銀行河北省分行，石家莊 050000）

實證研究表明，當金融創新活動存在軟預算約束和控制權私人收益時，道德風險所引發的金融創新往往會造成創新過度，使大量本應用于實體經濟的金融資源被“挪用”到金融創新中，從而對經濟產生破壞作用。此時的金融創新會導致消費和投資的雙重下降，導致社會需求不足和經濟產出下滑。因此，應重視軟預算約束和控制權私人收益對于金融創新活動的影響，要降低經濟體在經濟環境中所面臨的軟預算約束，加大其硬預算約束，加大市場信息透明度建設，力求實現風險-收益相匹配的市場環境，要重視控制權私人收益在金融創新中的作用。

軟預算約束；控制權私人收益；金融創新；經濟增長

一、引言

1933年，美國的《格拉斯-斯蒂格爾法》開啟了金融創新之門；1961年美國花旗銀行推出大額可轉讓定期存單（CD）；1999年，美國的《金融服務現代化法案》加快了銀行創新步伐，其中最典型的是債務抵押憑證（CDO）和信用違約互換（CDS）；2001年，美國的《破產改革法案》明確了可證券化的資產為“合格資產”，在抵押住房貸款支持的證券化（MBS）發展基礎上，次級按揭貸款逐步走入證券化大舞臺。縱觀金融創新發展歷程，20世紀80年代以來的金融創新速度是驚人的，規模是龐大的。但2008年金融危機爆發卻打破了這種格局，經濟學家們開始重新關注和認識金融創新，特別是流動性強、杠桿性高、結構性復雜的金融衍生品給經濟金融環境帶來的危機影響。Judge（2011）提出金融創新工具之一的住房貸款證券化在2007～2009年的金融危機中扮演著非常重要的角色；Soros（2009）認為CDS等金融創新產品是一種破壞性的工具，強烈反對金融衍生品被用于交易，建議政府取締，他說“當我聽到人們談論越來越多關于它們的時候，我越意識到它們所帶來的毒害正在加深”。Henderson等（2009）提出了金融創新“黑暗”一說。“因投資者存在認知偏差和對金融市場錯解，這將導致他們做出不正確的概率權重分配，金融機構可以利用這個缺陷來設計金融創新產品，達到誘導投資者高估其創新產品價值的‘黑暗’目的”。[1]鑒于危機影響，近年金融創新進入了發展相對審慎階段。2010年，美國的《多德-弗蘭克法案》誕生，該法案加強了對資產證券化市場全面監管，提高了證券化市場透明度和標準。[2]

2005年，我國啟動了具有現代意義的金融創新產品——信貸資產證券化，隨后2010年，我國銀行間市場又推出了自己的信用衍生產品——信用風險緩釋工具（CRM）。①因受美國次貸危機影響，2008年我國信貸資產證券化步伐暫停，2012年重新啟動。近年來，我國貨幣經濟發展失衡，截至2013年9月，我國貨幣存量M2已達107.74萬億元，占GDP的比重已達到200%，創全球新高，但卻爆發了同業拆借市場流動性危機；銀行總資產115萬億元，各項貸款余額70.28萬億元，占資產總額的61.1%，信貸風險過度集中。②數據來源：中國人民銀行官方網站。為了盤活信貸存量，提高資金使用效率，中央政府、人民銀行和監管機構提出要加快信貸資產證券化步伐，使其常態發展；確定CRM等信用衍生工具的風險轉移作用和資本緩釋作用。2013年，十八屆三中全會提出研究建立住宅政策性金融機構。我國新一輪更深層次的金融創新即將展開。可是，美國金融創新發展史告訴我們這并不總是一帆風順，金融創新對經濟不利影響不可忽視。因此，在當前時期，研究金融創新對宏觀經濟影響具有重要的理論和現實意義。

在復雜經濟現象和一連串的危機沖擊中，部分學者開始懷疑金融創新在促進經濟方面的作用，開始重視金融創新在破壞經濟增長方面的理論和實證研究。是什么原因使得金融創新開始倍受責難，是金融創新本身嗎？答案顯然是否定的，正如“資源詛咒”，資源本身沒有對與錯，金融創新也一樣，錯不在其自身，實質是缺乏約束。市場缺乏約束使得金融創新活動超常規增長，復制泛濫。參與者缺乏約束，一方面是創新者缺乏約束，設計者因貪婪和外在約束不嚴，往往創新過度或過度創新；另一方面是投資者缺乏約束，投資者因信息不對稱，認知偏差，大量從事金融創新投資活動，加劇了交易的虛假繁榮。因此，本文擬從約束缺失角度，創新運用軟預算約束、控制權私人收益和道德風險理論，構建金融創新的內生經濟增長風險模型，論證道德風險下的金融創新對消費、投資和經濟增長的不利影響。

二、近期文獻回顧

經濟增長和經濟波動是經濟學研究的兩個永恒主題。早在1912年，奧地利經濟學家熊彼特在《經濟發展理論》中革命性地提出了“創新理論”。他認為經濟增長是創新所構建生產要素的重新組合，而經濟波動正是起因于創新過程的非連續性和非均衡性，不同的創新對經濟產生不同影響。金融創新也是一種創新，能夠實現各生產要素重新組合，促進經濟增長，但也會導致經濟波動。

（一）國外研究現狀

部分學者認為金融創新與經濟增長和提高社會福利是密不可分的。在金融創新的蓬勃發展時期，它是促進資本增長、降低交易成本、規避和分散金融風險的最佳方法和工具①參見J.Lerner（2006）的相關論文。。金融創新是產生正外部性的“經濟增長的發動機”。例如Eschenbach等（2000）的實證研究就支持金融服務自由化創新與長期的經濟增長間呈現較強的正相關性。[3]持有此類觀點的還有Mattoo，Randeep和Subramanian（2006）；Dynan等（2006）；Greenwood，Sanchez和Wang（2009）等。

受2008年金融危機的影響，部分學者開始對金融創新促進經濟增長的觀點持懷疑態度。美國聯邦儲備委員會前主席Volcker（2009）在批評銀行高管們沒有正確把握此次金融危機帶來的影響程度時，就提出沒有任何證據表明所謂的金融創新和經濟增長之間呈現正向關系。

此外，在Persons（1997）較早論述金融創新給經濟體帶來繁榮與蕭條思想的啟示下，[4]部分學者運用經濟周期理論說明金融創新與經濟增長之間并非單一的指向關系。例如Fostel等（2008）在研究金融創新與經濟周期之間關系時就明確指出：金融創新不僅能促進經濟增長，也能導致經濟的衰退，這是一個周期性的過程，并非單向增長過程。而且周期的更迭是內生循環往復的過程，并非外因所至。Howitt（2010）從學習摩擦的角度分析了金融創新與經濟周期更迭之間的內在機理。他認為對資產回報水平的自適應學習使得投資者從“累積樂觀”自然過渡至“累積悲觀”，這會導致危機的發生。EmineBoz（2010）采用貝葉斯學習，而非自適應預期，基于非完美信息與宏觀動態學習假定，也得出了相同的結論。持有相同觀點的學者還有Garleanu和 Pedersen（2011）等。

Levine等（2009）的研究則認為：金融創新和經濟增長之間并非直接的正向關系，金融創新可能通過提高科技創新能力，實現經濟增長。[5]也就是說，金融創新并不是直接作用于經濟增長，而是通過一系列傳導最終作用于經濟增長。能否促進經濟增長，這還要取決于金融創新、科技創新、經濟增長三者關系的作用鏈條能否成功實現。可見，金融創新與經濟增長之間不是必然的充分關系。

（二）國內研究現狀

我國實行的社會主義市場經濟體制由計劃經濟轉型而來，金融市場發展相對不足，信用衍生品和資產證券化等金融創新尚處于起步階段，因而我國學者對金融創新與經濟增長關系的研究基本上是沿著金融深化和金融發展這個思路展開。雖然金融深化和金融發展不是現代意義上的金融創新，但其正是我國金融創新之現狀，并不妨礙其對于我國金融創新與經濟增長之間關系的刻畫。

王定祥、李伶俐和冉光和（2009）基于資本分工視角，討論了金融資產內生形成過程，并運用新古典經濟增長模型，研究了金融資本形成促進經濟增長的內在機制。理論研究表明金融資本適度形成是經濟穩定增長的必要條件。實證研究發現：1952年以來，外生金融深化與內生金融壓制政策的實施并沒有使中國金融資本形成成為促進經濟增長的有利因素，相反金融資本的內生形成卻有助于中國經濟的穩定增長。王翔和李凌（2009）運用中國分省面板數據，檢驗了中國金融發展、經濟波動和經濟增長三者之間的關系。研究發現金融發展可降低經濟增長對外生沖擊的敏感性，從而為經濟長期穩定增長提供有利的運行環境，防止宏觀經濟大幅度波動。周業安和趙堅毅（2005）通過構建我國金融市場化指數重新檢驗了金融發展與經濟增長之間關系。研究結果表明：如果同時考慮金融機構和金融市場化過程，金融市場化指數能夠在一定程度上正向影響經濟增長。武志（2010）采用戈氏指標重新量化我國金融發展水平，綜合“供給主導”、“需求遵從”理論假說，提出一種全新的理論假說：金融發展雖能夠促進經濟增長，但金融發展的內在質卻只能由經濟增長所引致。持有此類觀點的學者還有康繼軍、張宗益和傅蘊英（2005）、趙向琴和陳國進（2003）等。

趙振全、于震和楊東亮（2007）利用多元門限模型對我國金融發展與經濟增長之間的非線性關系進行了考察。實證結果表明，金融發展和經濟增長之間呈現出顯著的非線性關系，否定了二者關系設定為線性的假定。李連發和辛曉岱（2009）通過分析33個國家非上市企業的數據發現，金融發展可以降低企業外部融資成本，這在一定程度上解釋了金融發展對經濟增長的促進作用。熊鵬和王飛（2008）探討了金融深化對經濟增長的內生傳導渠道，研究結果表明，資本存量、人力資本以及制度因素是中國金融深化與經濟增長之間三條顯著的內生傳導渠道，其中資本積累最主要。龐曉波和趙玉龍（2003）通過實證分析發現，我國金融發展與經濟增長的相關性較弱，金融發展與經濟增長呈現出帕特里克“供給導向”型關系。

近些年，國內部分學者進行了國別化和區域化差別研究。例如羅文波（2010）從金融資本和實體資本動態博弈關系出發進行實證研究，結果顯示：發展中國家金融發展邊際效用為正，金融深化可促進經濟增長；發達國家最近10年金融深化過度，金融發展過快擠出了經濟增長的空間。方先明、孫愛軍和曹源芳（2010）借助空間計量模型考察了我國1998~ 2008年間金融支持與經濟增長間的空間相關性。研究結果表明，各經濟指標呈現出顯著空間集聚特征，省域金融支持經濟增長空間作用已使我國各省經濟發展的空間集聚特征非常明顯。

從近期文獻可以看出，國內外對金融創新與經濟增長之間關系的描述越來越細致，研究手段也越來越精細，研究成果很豐碩，這為本文研究有巨大的參考價值和借鑒意義。但縱觀前期研究成果，還有待進一步補充。主要是：缺少系統運用經濟理論去深層次剖析和解釋金融創新為什么會對經濟造成傷害，甚至是破壞性的；缺少對不同動因下的金融創新及其對經濟增長的影響進行差別研究和實證。這給本文的研究留下了空間和價值。

三、研究的經濟理論基礎

（一）軟預算約束

Kornai（1980）在其《短缺經濟學》著作中最早提出軟預算約束概念，在社會主義國家，當國有企業虧損時，政府因“父愛主義”會對其不斷救助。Kornai將這一經濟現象定義為企業的“成本外部化”，也就是說，企業“希望其他機構來承擔其成本”（Kornai，1986）。崔之元（1999）較早拓展了Kornai的觀點，提出軟預算約束是市場經濟的本質特征，劃分為制度性和政策性。[6]制度性軟預算約束主要指的是有限責任公司、“重組”破產法和存款保險制度這三項制度。①除了崔之元（1999）提出的三大制度性軟預算約束外，昌忠澤（2010）增加了社會保障安全網和證券交易所軟預算約束制度。政策性軟預算約束主要指的是通貨膨脹、資產證券化等。以資產證券化為例，崔之元（1999）指出20世紀80年代以來最重要的金融創新——資產證券化，雖提高了流動性，但卻使得公司經營風險與資產風險相分離，造成“責任的死亡”。換句話來說，如果存在軟預算約束，企業知道成本可以社會化，因而很可能通過產品或機制設計來承擔高風險投資活動，此時社會投資總量往往要遠遠高于社會有效需求，這很容易引發金融風險。

（二）控制權私人收益

控制權私人收益這一概念最早是由Grossman和Hart（1988）提出，其在公司治理中經常被提及，盡管目前還沒有明確一致的定義。Jensen和Meckling（1976）強調其是高級管理人員享有的津貼和在職消費；Aghion和Bolton（1992）則強調其是因控制權而產生的精神上的價值；Dyck和Zingales（2004）強調其是由控股權方所獨享，而不與其他股東共享的收益。本文采用Dyck和Zingales（2004）的定義。

（三）軟預算約束、控制權私人收益和金融創新道德風險模型

借鑒Dewatripont和Maskin（1995）（簡稱DM）對軟預算約束概念的多期動態拓展和含義，①Dewatripont和Maskin（1995）（簡稱DM）對軟預算約束理論進行了開創性的工作，在一個多期的動態投資模型中拓展了軟預算約束概念，提出對前期投資虧損項目的再投資軟預算約束定義，指出在多期投資活動中，軟預算約束基于前期“沉沒成本”動態激勵，具有“事前無效，事后有效”的特性。構建含有控制權私人收益的軟預算約束金融創新道德風險模型。在此，本文借鑒崔之元（1999）關于軟預算約束的含義，定義軟預算約束為：事后對高風險金融產品的資產證券化行為。假設一個包含兩期的博弈模型，博弈參與者有A和B。金融產品有高風險與低風險之分，若是低風險產品，一期結束；若是高風險產品，第二期資產證券化完成。A和B投資于同一產品，且A先行動，B僅參與第二期。

支付函數：假設投資單位成本是1；投資貨幣收益是M（e），②e表示努力水平。滿足M′（e）>0，M″（e）<0；控制權私人收益是P（e），滿足P′（e）>0，P″（e）<0；努力成本函數是φ（e），滿足φ′（e）>0，φ″（e）<0，借鑒Kornai（1980）的觀點，軟預算約束后第二期的努力成本由“社會化”承擔。

若不存在軟預算約束，則投資者A的投資活動僅受制于第一期條件M（e）>1，即第一期投資貨幣收益要高于投資成本；而在軟預算約束情況下，無論第一期收益如何，哪怕是虧損的，只要參與者A投資的金融產品第二期資產證券化的收益大于其投資成本，即M（e）>1，他就有激勵再投資，即實施軟預算約束。顯然，軟預算約束的存在促進了金融創新活動。

進一步，在存在控制權私人收益P（e）時，投資高風險金融產品一期凈收益是-1-φ（e），資產證券化后的凈收益是M（e）+P（e）-2-φ（e），只要M（e）+P（e）-2-φ（e）>-1-φ（e），即M（e）+P（e）>1，參與者A就有激勵實施軟預算約束行為。由于控制權私人收益是正的增函數，且P（e）>0，很顯然，存在控制權私人收益時，軟預算約束的條件更容易滿足。這意味著控制權私人收益的存在將導致更多的軟預算約束。當存在控制權私人收益時，即使二期投資總貨幣收益無法彌補其成本，但是只要控制權私人收益足夠大以至于M（e）+P（e）>1能滿足，參與者A仍然需求投資者B合作。控制權私人收益使得一些原本沒有必要資產證券化的金融產品也得到了證券化創新，軟預算約束更加嚴重，金融創新進一步過度。事實上，實施軟預算約束，實現控制權私人收益是謀求私利的體現，其必然引發道德風險。

為了說明含有控制權私人收益軟預算約束下道德風險所引發金融創新活動對市場均衡的影響，本文借用俞喬和趙昌文（2009）在《政府控制、財政補貼與道德風險：國有銀行不良資產的理論模型》中的研究思路，在軟預算約束和控制權私人收益約束下，給出了控制權私人收益下的金融創新產品市場均衡狀態（見圖1）。[3]

圖1 控制權私人收益下的金融創新產品供求模型③推導過程：假設市場上只有一種金融創新產品——資產證券化產品，且是同質的，金融創新產品的供給曲線是實際價格p的函數；投資者創新活動的成本是b，控制權私人收益是g（b），且g（′·）> 0；c>0，為常數。若存在投資者的私人活動并產生控制權私人收益，投資者產品供給函數為：其中，c+g（pb）-b表示投資者活動的直接影響表示投資者控制權私人收益的貼現因子；a表示金融創新供給量的價格彈性；1-a表示投資者控制權私人收益彈性，且a>1。上式對p求導并令其等于0，即，求解得:

在完全市場競爭條件下，若投資者沒有金融創新的私利活動，需求曲線和供給曲線相交于一般均衡點C，供求相等，決定均衡的價格和均衡數量。當投資者金融創新存在私人利益時，供給曲線發生了反轉，供給曲線與需求曲線可能相交于C點，也可能相交于局部均衡D點。當需求曲線與供給曲線相交于D點時，若出現過度金融創新，即金融創新產品供給增加，供給偏離局部均衡點，因供給大于需求，產品價格會進一步下降，而供給卻繼續擴大，無法回到原均衡點，呈發散趨勢。

由于控制權私人收益的作用，使得金融創新產品供給曲線出現了斜率為負的情況，這意味著在實際價格下降時，投資者可以通過信息不對稱，仍然提供超額金融創新產品，以便從中獲取控制權私人收益或實現成本的社會化，這就是道德風險的結果。

四、實證設計與分析

（一）數據選取

參考美國金融創新演變簡史綜述，花旗銀行推出CD金融創新產品開創了金融創新的時代，因此本文研究的起始時間也選定為1961年第4季度。參考Lai（2013）的研究，美國證券監管機構要求金融機構提供更全面數據，以此防范金融危機的再次發生，因此本文將2012年第4季度作為本文數據選取的終點。其中，自1999年第3季度至2010年第2季度為存在軟預算約束時期，因為1999年《金融服務現代化法案》拉開了美國現代意義上的金融創新序幕，而2010年《多德-弗蘭克法案》誕生了美國自1933年以來最嚴格的金融監管改革（Lai，2013）。本文數據來源于美聯儲經濟在線數據庫（FRED），各變量均為經季節調整的季度數據。其中，抵押貸款支持證券數據始于1996年第4季度。

（二）變量選擇與解釋

因變量：根據模型設計和研究目的，本文的因變量選取分別是GDP、消費和投資。

控制變量：參考Lucas（1998）的觀點，人力資本是經濟增長重要生產要素，選取勞動力數量作為控制變量之一；貼現率，借鑒Robert等（2003）的做法，選用短期利率；資本存量，借鑒Young（2000）的做法，采用社會固定資產投資；此外，借鑒王翔和李凌（2009）的處理方法，把通貨膨脹也作為控制變量之一。

自變量：金融創新，參考Tufano（2003）、Gropp等（2007）的做法，采用金融機構資產證券化、信用風險轉移工具來測度；軟預算約束，參考崔之元（1999）的做法，基于信用衍生品、資產證券化發生等設置虛擬變量；控制權私人收益，參考Barclay和Holderness（1989）的做法，基于大宗股權轉讓交易來衡量控制權私人收益發生設置虛擬變量，本文以美國前100家金融機構在樣本期間內是否發生大宗股權轉讓交易為取值依據。

各變量指標名稱、字母表示、計算方法如表1所示；各變量參數統計情況如表2所示。

表1 指標一覽表

表2 各變量參數統計情況

（三）檢驗與回歸

在檢驗和回歸之前，考慮到理論模型中各變量為增長率指標，參考Bandt和Davis（2000）、Staikouras等（2008）的方法，GDP、PCE、GDI、LF、R、MBS變量取以增強參數回歸結果的無偏性和一致性。

結合以上分析，本文設定可供實證的計量模型為：

其中，Y代表因變量GDP、消費或投資；X是控制變量，是設定的影響因變量且與金融創新相獨立的其他變量；Term=MBS×SBC×PBC，為軟預算約束、控制權私人收益和金融創新變量的交叉項；μ為隨機擾動項。

本文采用不同根單位根檢驗Fisher-ADF檢驗方法，分別對各變量進行單位根檢驗，檢驗結果表明各變量的時間序列在5%顯著性水平下拒絕“存在單位根”的原假設。說明GDP、PCE、GDI、CPI、LF、R和MBS是平穩的。在協整檢驗中，無論是采用LLC、ADF或PP檢驗，在5%顯著性水平下，拒絕“協整向量個數是0的假設”。GDP、PCE和GDI分別為因變量的參數估計結果，分別見表3、表4和表5。

表3 GDP為因變量的各參數計量回歸結果

從回歸結果可以看出，大多數參數估計在統計上是顯著的，各模型擬合度也比較好。在軟預算約束、控制權私人收益條件下，道德風險引發的金融創新對GDP、消費和投資確實存在不利影響，論證了理論模型結論的正確性。從參數估計值絕對值來看，道德風險所引發的金融創新對投資影響最大，其次是消費，再次是GDP。金融資源是稀缺的、有限的。大量的金融資源被用于創新，不僅表現在創新數量和規模上的膨脹，也表現在創新過程和流程上的復雜。如此的金融創新“擠占”了為實體經濟服務的金融資源，影響了經濟增長的資本累積，導致經濟增長內生動力不足。大量本應用于實體經濟投資的資金被“挪用”到金融創新中來。不僅金融機構積極參與金融創新活動，減少了儲蓄向投資轉化，大量的企業資金也參與其中，減少了用于企業擴大再生產或再投資，從而導致社會有效投資不足。同時，大量私人資金也進入了金融創新活動，導致了社會有效消費不足。在雙重不足影響下，實體經濟總體表現不景氣，但虛擬經濟卻異常活躍。考慮到金融創新的參與者大多是機構參與者，因而金融創新對投資的不利影響要遠大于其對消費的影響。

表4 PCE為因變量的各參數計量回歸結果

表5 GDI為因變量的各參數計量回歸結果

此外，過度的金融創新還“捆綁”了更多其他非金融資源，導致經濟增長外部環境惡化，形成經濟增長的外部動力不足。金融創新不僅涉及到金融資源錯配問題，還涉及到社會其他資源配置問題。比如人力資源配置問題，金融創新的超常規發展，吸引了大量人力資本進入金融行業，特別是優秀人才涌入，導致企業實體雇傭人才的流失；再比如科技進步問題，大量金融資源脫離實體經濟，企業研發投入嚴重不足，生產力提高有限，企業生產函數止步不前，生產效率很難改善。因此，金融創新與實體經濟不成比例的增長，特別是過度增長，將嚴重影響消費和投資，進而危害實體經濟長期穩定增長。

（四）進一步的分析：因果關系DAG分析

為了進一步探索各變量間的因果關系，本文擬采用Spirtes等（2000）和Pearl（2000）等學者提出的有向非循環圖分析法來研究各變量間與時間無關的同期因果指向關系。[9]有向非循環圖是用圖形的形式來表示經濟變量間同期因果關系。它是在對擾動項相關系數和偏相關系數分析的基礎上，對經濟變量間同前因果關系指向性和依賴性的識別分析。①具體算法請參見Spirtesetal.（2000）和Pearl（2000）有關論文。

DAG圖形基本構成是節點（變量）和有向邊（方向箭頭），如果兩個節點間有有向邊連接，則說明這兩個變量間存在同期因果關系；如果兩個節點間無有向邊連接，則說明這兩個變量間不存在同期因果關系。假設存在兩個變量X和Y，在其他變量保持不變的情況下，若X→Y，表明存在X指向Y的單向因果關系；若X←Y，表明存在Y指向X的單向因果關系；若X圮Y，表明存在X指向Y的雙向因果關系；若X-Y，表明X和Y間存在尚沒有明確的因果指向關系；X Y，表明X和Y間不存在因果關系。

Sprites等（2000）采用Peter和Clark（PC）算法建立DAG因果關系分析法。[10]PC算法采用的是逐步逐層金字塔式的檢驗思想，隨著檢驗階數的增加，各變量間因果關系最終確定。首先，從無向完全圖出發，分析變量間的相關系數，若相關系數是0，則表明兩變量間沒有相關性，移去尚沒有明確的因果指向關系線；若相關系數不是0，說明兩變量間有可能存在因果關系，為了檢驗這種關系的存在，在對所有相關系數分析完成后，需做進一步的1階偏相關系數分析，同樣的，若兩變量間1階偏相關系數是0，說明沒有關系，移去因果關系連線；若不是0，在分析完所有變量間1階偏相關系數基礎上，再分析2階偏相關系數，依次類推，繼續分析3階、4階偏相關系數、……，最多可到N-2階偏相關系數。

關于偏相關系數的檢驗，本文借鑒Awokuse（2005）采用的Fisher’sz統計檢驗量，表達式如下：

其中，n是樣本數；|k|表示序列k的變量數；序列i，j和k服從正態分布；ρ（i，j|k）是基于序列k，序列i，j間的總體條件相關系數；樣本條件相關系數表示為ρ贊（i，j|k），則z［ρ（i，j|k），n］-z［ρ贊（i，j|k），n］服從標準正態分布。通過構建GDP、PCE、GDI和MBS四變量VAR模型，本文得到了殘差項相關系數矩陣，如：

接著，對變量間的同期因果關系進行DAG分析。本文使用TetradⅣ（ClarkGlymour等，2002）軟件，采用Fisher’sz統計檢驗和PC算法，在10%的顯著性水平下，得出各變量之間的同期因果關系，如圖2所示。

圖2 DAG的分析結果

DAG的分析結果進一步描述了軟預算約束、控制權收益下的金融創新與消費、投資和GDP之間的單向指向關系。在圖2中，道德風險引發的金融創新直接影響了消費和投資，并通過消費和投資影響了GDP，這個作用通道與Levine等（2009）等人的觀點是一致的。

六、結論和啟示

通過實證研究，本文得出：當金融創新活動存在軟預算約束和控制權私人收益時，道德風險所引發的金融創新往往會對經濟形成破壞作用。此時的金融創新會導致消費和投資的雙重下降，社會需求嚴重不足，從而導致經濟產出下滑。因此，我們要重視軟預算約束和控制權私人收益對金融創新活動的影響。鑒于此，本文提出以下幾點建議：

一是要降低經濟體在經濟環境中所面臨的軟預算約束，加大其硬預算約束，加大市場信息透明度建設，力求實現風險收益相匹配的市場環境。加大對金融機構的監管，規范其創新金融產品，建立金融創新產品信息透明化制度，加強金融相關立法工作，堅決打擊非法仿制和盜版其他金融機構的創新產品，審慎處理各種制度創新和市場創新。

二是要重視控制權私人收益在金融創新中的作用。控制權私人收益是公司治理方面的內容，是微觀經濟學內容，但是該因素會嚴重影響公司治理行為的改變。這種對私人利益的微觀追求，最終會影響宏觀經濟穩定。根據控制權私人收益的界定，該收益的存在與股權的集中有很大關系。Fila等（2003）認為控制權私人收益的發生與所有權集中度有很大關系。所以，要加大對公司大股東的監督及其信息披露力度，建立現代公司管理制度，完善大股東交易報告制度，約束大股東行為，防止其因控制權私人收益而損害宏觀經濟穩健。

我國金融改革進入了關鍵時期，隨著金融改革不斷推進，軟預算約束正在發生改變，“成本外部化”由原來的國家承擔轉變為市場承擔；同時，我國目前還是以國有企業為主，國有股權仍然是最大的股東，這給予了國有企業高管巨大的控制權私人收益空間。如何管控好軟預算約束和控制權私人收益，將其對我國重啟的資產證券化以及正在開展的信用衍生品等金融創新不利影響降至最小，避免金融創新過度，進而沖擊宏觀經濟，這是一個巨大的挑戰，還有待進一步研究和探討。

［1］殷孟波，許坤.國外學者在后危機時代關于金融創新“悖論”的綜述［J］.經濟學家，2012（6）：93-100.

［2］李雙金，鄭育家.控制權收益、道德風險與軟預算約束［J］.財經研究，2010（5）：123-132.

［3］俞喬，趙昌文.政治控制、財政補貼與道德風險：國有銀行不良資產的理論模型［J］.經濟研究，2009（6）：73-82.

［4］Ana.FostelandJohn.Geanakoplos，2011，“Trenching，CDSandAssetPrices：How FinancialInnovationcanCauseBubblesand Crashes，”Workingpaper.August.

［5］BrianJ.HendersonandNeilD.Pearson，2009，“TheDarkSideof FinancialInnovation，”WorkingPaper.

［6］Dekle，RobertandKennethKletzer，2002a，“DomesticBankingRegulationandFinancialCrisis：TheoryandEmpiricalEvidencefrom EastAsia，”inJeffreyFrankelandSebastianEdwards，eds.，PreventingCurrencyCrisesinEmergingMarkets，Chicago：TheUniversityofChicagoPress.

［7］Dekle，RobertandKennethKletzer，2003，“TheJapaneseBanking CrisisandEconomicGrowth：TheoreticalandEmpiricalImplicationsofDepositGuaranteesandWeakFinancialRegulation，”JournaloftheJapaneseandInternationalEconomies，17，pp.305-335.

［8］F.Eschenbach，J.FrancoisandL.Schuknecht，2000，“Financial SectorOpennessandEconomicGrowth，inS.ClaessensandM. Jansen（eds），TheInternationalizationofFinancialServices：Issues andLessonsforDevelopingCountriesKluwerLawInternational.

［9］JohnC.PersonsandVincentA.Warther，1997，TheReviewofFinancialStudies，Vol.10，No.4（Winter），pp.939-967.

［10］R.LevineandS.Michalopoulos，2009，“FinancialInnovationand EndogenousGrowth，”1April.

［11］PaulKrugman，2009，“TheConscienceofaLiberal，”NewYork Times，December9.

［12］Pearl，J.，2000，Causality，Cambridge：CambridgeUniversityPress.

［13］Spirtes，P.，Glymour，C.andScheines，R.，2000，Causation，Prediction，andSearch，MITPress，Cambridge，MA.

（責任編輯：郄彥平；校對：盧艷茹）

F830

A

1006－3544（2015）05－0013－08

2015-08-03

許坤（1982-），男，西南財經大學中國金融研究中心講師，研究方向為商業銀行、宏觀經濟；郭爽（1985-），女，中國農業銀行河北省分行金融市場與投資銀行部專員。