1、金融体制、金融脱媒与经济增长的动态关系研究 1阮 敏 2江西财经大学产业经济研究院，江西 南昌 330013摘要：在金融机构不发达的国家，尤其在中国处于转轨经济、金融脱媒的大环境下，究竟应该采取银行主导型体制还是金融市场主导体制？文章运用生产函数加入金融脱媒变量构造的模型，通过 1991 到 2008 年的数据协整、回归分析和因果检验，得出经济增长和企业股票和债券融资的比重存在长期均衡关系，并且对经济增长具有正向作用，不过经济增长是促进企业股票和债券融资的比重变化的原因，反之则不是；由中国的数据说明经济发展是金融深化的动力。不过国库券和政策性债券占融资的比重和经济增长也存在长期关系，但对经济增
2、长是负向作用，这是由于它们主要是用来稳定经济形势，具有逆周期性。因此，中国应该大力发展市场主导的金融体制，加大企业的直接融资，对经济增长是有利的。关键词：金融体制 金融脱媒 经济增长 中图分类号:G830.2 文献标识码:ADynamic Relationship among Economic Growth, Financial System and Financial DisintermediationRuan Min(Institute of Industrial Economics of Jiangxi University of Finance and Economics，Nancha
3、ng, China，330013)Abstract: Bank-based or market-based financial systems: which is better, in developing countries and particularly in the transition economy of China and financial disintermediation environment? The paper concludes that there is long term equilibrium between economic growth and the s
4、hare of corporate stocks and bonds to finance through cointegration, regression analysis and causality test from 1991 to 2008. And the share has a positive effect on economic growth. But economic growth is reasons to promote the proportion change of corporate stocks and bonds to finance, not vice ve
5、rsa. Therefore, China should actively develop the market-oriented financial system and increase direct financing of enterprises, so economic growth is beneficial.Keywords: Financial System; Financial Disintermediation; Economic Growth“金融脱媒”一词最早出现于 20 世纪中后期的美国，指的是当时在定期存款利率上限管制条件下，当市场利率水平高于存款机构可支付的存款利
6、率水平时，存款机构的存款资金流向收益更高的证券从而限制了银行可贷资金的现象。目前对金融脱媒比较一致的观点是，随着金融体制的变革、金融监管方式的变化和信息科技的发展，传统意义上银行的媒介作用正日益淡化，部分资金脱离银行信用中介或媒介而进行直接融资。上个世纪 80 年代1本论文得到教育部人文社科基金“外资入股对我国银行业的影响与监管研究” （8JC790052）资助，在此表示感谢。2作者简介：阮敏，男，1970 年生，湖北黄陂人，江西财经大学，经济学博士，副教授，研究方向：产业组织、经济增长等；e-mail : ；电话：0791-8539093，13879110265。地址：江西南昌市江西财经大学
7、产业经济研究院，邮编 330013。发生在美国等发达国家银行业的金融脱媒，有长达 30 年的脱媒过程，形成今天以资本市场为主的结构，但是在 2008 年的金融危机中，美国资本市场遭受重创，金融脱媒过程出现了反复。中国自从改革开放以来，在 1990 年的之前，主要构建真正的商业银行，企业融资以信贷为主；在 1990 年底设立的上海证券交易所和 1991 年初挂牌的深圳证券交易所为标志，表明资本市场的正式启动。尤其互联网的发展，更加促使了金融脱媒的过程。而恰恰我国的金融脱媒过程是在整个国际大环境下产生的，虽然出发点不同，但也为我国经济的发展发挥了重大影响，但现有的文献仅是研究金融脱媒对银行业的影响
8、，很少有对实体经济尤其经济增长方面的影响，本文就此做一些探索。本文第一部分是金融深化、金融脱媒和经济增长的文献综述，第二部分是对模型指标和指标度量的简单描述，第三部分是实证分析，第四部分总结全文。一、文献综述金融发展与经济增长间的关系是现代经济学的核心问题之一，熊彼特(Joseph ASchumpeter, 1921)最早承认金融对经济增长的推动作用，爱德华 肖(Edward SShaw, 1973)和罗纳德麦金农(Ronald IMckinnon,1973)分别提出了“金融深化理论”和“金融压抑理论”。 20 世纪 90 年代，金融发展理论研究进入以内生增长模型为核心的新阶段，内生金融理论在
9、交易成本和信息不对称的情况下，从增加流动性、转移风险等角度解释了金融中介形成的原因。对金融发展与经济增长的研究主要集中于两个方面:一是金融发展与经济增长间的因果关系研究；二是金融体制与经济增长的关系研究，即银行系统和股票市场的相对重要性问题。每个问题都存在三个方面的观点。由于 20 世纪 90 年代以来放松管制使得金融机构之间的竞争加剧，使得金融创新的空间被巨幅放大；同时信息技术特别是互联网技术的革命性发展，这使得金融服务业不仅在创新手段包括产品设计和交易的能力大大提高、成本大大降低，而且更重要的是,金融服务的方式上发生了巨大的变化出现了电子金融，导致投资者对金融中介的依赖将会大大减弱，金融脱
10、媒日益深入。实际上金融中介（银行）和金融市场对经济增长的关系最早的论述要追踪到费希尔（Fisher，1933）的观点：认为各种金融中介机构在信用创造过程中或者说在促使储蓄者和借款者之间的信贷循环上起着关键作用。戈德史密斯(Goldsmith ， 1969)的实证研究表明，在经济增长与金融中介的复杂性和发展程度之间存在着广泛的正相关关系。但是通过对传统的阿罗-德布鲁（Arrow-Debreu）范式便可导出中介无效的结论，珐码（ Fama ，1980)认为家庭可以构建资产组合以抵消中介持有的任何头寸，而无须中介的任何介入与帮助。但是金融中介机构利用借贷两方面规模经济的好处节约交易成本，可以通过把自
11、己的财富投资到其拥有特殊信息的资产中从而节约家庭和厂商所面临的信息成本，并且有助于提高储蓄和投资水平以及在各种可能的投资机会之间更有效地分配稀缺的储蓄，达到有效配置资源的目的；而金融市场与信息不对称现象的出现导致了逆向选择和道德风险问题，这影响了市场的有效运作。Bencivenga & Smith (1991)认为金融中介机构不仅促进了储蓄向生产性投资的分配，而且降低了投资项目不必要的流动性资产，从而提高了增长效率。Freixas & Rochet (1997)认为，在理想的无摩擦的完全金融市场上（无参与成本），投资人和借款人都能很好地得到多样化选择；而一旦交易技术中出现更小的不可分性和非凸性
12、，也就是说金融市场具有有限参与的性质，意味着有些客户因不愿支付或无力支付参与成本而不能进行市场交易，就需要金融中介的参与了。对金融深化与经济增长的实证研究无论国内外都很多，但对于金融体制与经济增长的实证研究较少。Levine(2002)通过 48 个国家 1980-1995 年大量数据的跨国分析，发现市场和银行对于经济增长来说都很重要，都能够对经济增长起到独立作用，尽管金融系统总体水平与经济增长是强相关的，但很难确定金融系统的哪一个特定组成部分与经济增长的关系更紧密。Tadesse(2002)研究发现:对于金融机构比较发达的国家,市场主导型系统比较好；而在金融机构不发达的国家，银行主导型体制比
13、较好；那些以小企业为主导的国家,如果具有银行主导型金融系统,其发展比较快，相反，那些以大企业主导的国家,如果具有市场主导型金融系统,其发展更快。而我国的文献主要集中在金融深化和经济发展的关系方面，从金融体制探讨和经济增长的相互作用的不多，尤其在金融脱媒的条件下。就是探讨金融体制和经济增长方面，这些实证研究存在变量遗漏误差和研究样本选择误差，没有对非平稳的数据进行处理，使得金融体制与经济增长间关系的统计推断是建立在伪回归的基础上，研究结论缺乏可信度；另外对金融体制和经济增长因果关系采用二元指标间的因果检验，忽略了影响经济增长的其他重要因素，如资本存量对经济增长的作用，这样会导致错误的因果推断，所
14、以本文采用采用多元模型分析金融深化、金融脱媒与经济增长间因果关系。二、模型设定和变量选择实证模型是建立在扩展的纳入银行竞争的新古典总产出函数的基础上，即Y=f(L，K，F) (l)其中，Y、L、K 和 F 分别是 GDP、劳动力、资本存量和金融脱媒度量指标。如果采用根据科布道格拉斯生产函数，再考虑金融脱媒度量指标，就可以得到这个关系式：（2）tFtt eA1对（2）式两边同时除以 L，然后取对数，就可以得到（3）式：（3）tttt FKLY/ln)(ln/l那么实证分析模型就可以采用下式：（4）tttttA/l)1(l/l我国银行业从“大一统”的银行体系到“二元”的银行体系再到当前多种金融机构
15、并存发展，1991 年之前，非金融企业的负债中，银行贷款几乎是唯一的负债形式； 1991 年以后，非金融企业对银行贷款的依赖持续下降，给银行带来了明显的金融脱媒压力，所以金融脱媒的样本从 1991 年开始。金融脱媒对实体经济的影响表现为实体企业是从银行融资还是从资本市场融资。中国的资本市场包括股票市场和企业债券市场，同时还有国债市场和政策性金融债券，为了完整分析金融脱媒的影响，将度量金融脱媒的指标分为两种情况：一种是只包含股票市场和企业债券市场，另一种是既包含股票市场和企业债券市场也包括国债市场和政策性金融债券；这样定义 F1=（当年股票筹资额余额 +当年债券余额）/融资总余额，F2=（当年国
16、债余额+当年政策性金融债券余额）/融资总余额， F3=（当年股票筹资额余额+当年债券余额+当年国债余额+当年政策性金融债券余额） /融资总余额。国内生产总值、资本存量通过通货膨胀平减指数以 1978 年为基期得到的实际值，人均资本存量采用张军（2003）的估计，随后的年份用永续盘存法来估计资本存量的时间序列。所选用的数据从 1991 年到 2008 年，数据来源为对应年份的中国统计年鉴 和中国金融年鉴。三、中国全要素生产率与金融脱媒的动态经验分析1、中国全要素生产率与金融脱媒协整分析为了防止时间序列回归分析中存在的伪回归问题，必须对这些变量作协整分析，这样就必须保证时间序列数据有单位根，因此，
17、本文首先对人均国民生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量 LnK、和描述金融脱媒的变量 F1 和 F2 的单位根检验，采用 Dickry-Fuller的 ADF 检验方法，检验的结果如表 1 所示。表 1 人均国内生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量对数 LnK 和度量金融脱媒的量 F1、F2平稳性检验结果变量 检验类（c,t,k）ADF 检验值1%临界值 5%临界值 10%临界值 结论LnGDP （1,0,1）17.8549 -3.886751 -3.052169 -2.6665 不平稳LnK （1,0,1）32.9665 -2.7080 -1.9628 -1.6061 不平稳F1 （
18、0,0,1）1.3188 -2.7080 -1.9628 -1.6061 不平稳F2 （0,0,1）1.9869 -2.7080 -1.9628 -1.6061 不平稳F3 （0,0,1）3.5649 -2.7080 -1.9628 -1.6061 不平稳D(LnGDP,2) （1,1,1）-3.8499 -4.7283 -3.7597 -3.3249 平稳D(LnK,2) （0,0,1）-3.1239 -2.7282 -1.9662 -1.6050 平稳D(F1) （0,0,1）-3.8499 -2.7175 -1.9644 -1.6056 平稳D(F2) （0,0,1）-2.8418 -2
19、.7175 -1.9644 -1.6056 平稳D(F3) （0,0,1）-2.2636 -2.7175 -1.9644 -1.6056 平稳注:检验类中的 c, t 表示带有常数项和趋势项, k 表示滞后阶数。对人均国民生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量 LnK、和描述金融脱媒的变量 F1 和F2，进行单位根检验，表明它们的时间序列有单位根，也就是非平稳的时间序列。对于它们的一阶差分检验，一阶差分后的序列是平稳序列，符合协整检验的前提。在本文中，对LnGDP、LnK 和 F1，及 LnGDP、LnK 和 F2 的协整分析结果如表 2 和表 3。表 2 人均国内生产总值的对数 LnGDP
20、、人均资本存量对数 LnK 和度量金融脱媒 F1 的协整检验协整方程个数 特征值 轨统计量 临界值 0.05 显著性水平0 个 0.677837 28.60968 29.79707 0.0680最多 1 个 0.471662 10.48651 15.49471 0.2452最多 2 个 0.017238 0.278209 3.841466 0.5979表 3 人均国内生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量对数 LnK 和度量金融脱媒 F2 的协整检验协整方程个数 特征值 轨统计量 临界值 0.05 显著性水平0 个 0.727172 36.98008 29.79707 0.0063最多 1
21、个 0.614769 16.19745 15.49471 0.0391最多 2 个 0.056753 0.934838 3.841466 0.3336表 4 人均国内生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量对数 LnK 和度量金融脱媒 F3 的协整检验协整方程个数 特征值 轨统计量 临界值 0.05 显著性水平0 个 0.709216 32.48528 29.79707 0.0239最多 1 个 0.507825 12.72251 15.49471 0.1254最多 2 个 0.082623 1.379786 3.841466 0.2401从表 2、表 3 和表 4 可知，人均国民生产总值的对
22、数 LnGDP、人均资本存量 LnK、和描述金融脱媒的变量 F1、F2 和 F3 存在协整关系，从而表明这些变量可以作回归分析。 3、人均国民生产总值的对数 LnGDP 对人均资本存量 LnK、和描述金融脱媒的变量F1、F2 和 F3 回归分析对人均国民生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量 LnK、和描述金融脱媒的变量 F1 和F2 所做回归分析结果为（5）、（6）和（7）式。LnGDP=1.42+0.7875LnK+2.4237F1 (5)( 0.14,9.68)3(0.61,3.96)(0.02,38.48)R2=0.9976 D-W=1.88 F=3900LnGDP=0.9972Ln
23、K-1.7411F2 (6)(0.002,423)(0.14,-12.3)R2=0.997 D-W=1.79 F=4816LnGDP=0.9976LnK-1.2448F2 (7)(0.003,256.9)(0.16,-7.51)R2=0.995 D-W=1.69 F=3847从（5）式可以得出，以股票和企业债券的直接融资占总融资比例没提高 1%，对经济增长影响为 2.4%，也就是说从 1991 年开始的金融脱媒过程是促进了经济的发展。不过，从（6）式得出，包括国债及政策性债券的直接融资却对经济发展有负相关的影响，这种直接融资每增加 1%，就减缓经济增长 1.7%。从直接融资的整个影响来看（包括
24、企业股票融资、债券融资、国库券和政策性债券）对整个经济的发展是负面影响，直接融资增加 1%，就减缓经济增长 1.24%。从 2008 年的直接融资的关系中，国库券和政策性债券占总融资的20%，而企业股票和债券的融资占 9%，比例额非常小，并且国库券和政策性债券主要目的是宏观经济调控，具有逆周期性质，从而总体上表现为减缓经济增长的作用。而企业股票和债券的融资表现为对经济增长的正向作用，是因为企业的直接融资减少了交易成本，尤其在我国这种金融市场不发达，同时又是国有大型企业处于主导地位，有市场主导的金融系统跟有利于促进经济增长，这也符合 Tadesse(2002)研究的研究结论：在金融机构不发达的国
25、家, 以大企业主导的国家,如果具有市场主导型金融系统,其发展更快。但是从数据上反应出以市场为主导的的金融系统的比列过小，2008 年只达到 29%，属于企业的直接融资只占到这本比例的三分之一，虽然属于企业的直接融资对经济的增长有恒大的促进作用，但由于比例过小，总体表现为对经济的负向作用。3、中国全要素生产率与金融脱媒因果分析为了更进一步探讨：是人均国民生产总值的变化导致人均资本存量和金融脱媒的变化，还是人均资本存量和金融脱媒的变化导致了人均国民生产总值的变化，还是互相影响？这就需要对人均国民生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量 LnK、和描述金融脱媒的变量 F1和 F2，结果如表 5、表
26、6 和表 7。表 5 人均国内生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量对数 LnK 和度量金融脱媒的量 F13 括号中的数字为对应系数的标准差和 t 检验，从 t 检验可以得出所有系数都在 1%的水平上显著。的因果关系检验结果因果方向 滞后期数 F 值 P 值 结果1 0.78574 0.39036 接受 F1 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F1 的格兰杰因果原因 1 3.67162 0.07599 拒绝2 0.76134 0.49014 接受 F1 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F1 的格兰杰因果原因 2 7.01276 0.01088 拒绝3 0
27、.39540 0.75995 接受F1 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F1 的格兰杰因果原因 3 3.83784 0.05692 拒绝1 0.59302 0.45405 接受F1 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F1 的格兰杰因果原因 1 3.58986 0.07898 拒绝2 0.97808 0.40648 接受F1 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F1 的格兰杰因果原因 2 2.57605 0.12089 接受3 0.62151 0.62064 接受F1 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F1 的格兰杰因果原因 3 1.64821 0
28、.25409 接受表 6 人均国内生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量对数 LnK 和度量金融脱媒的量 F2的因果关系检验结果因果方向 滞后期数 F 值 P 值 结果1 0.16002 0.69517 接受 F2 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F2 的格兰杰因果原因 1 2.42558 0.14168 接受2 2.25746 0.15085 接受 F2 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F2 的格兰杰因果原因 2 6.65155 0.01278 拒绝3 0.36156 0.78263 接受F2 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F2
29、 的格兰杰因果原因 3 1.76861 0.23071 接受1 4.41002 0.05433 拒绝F2 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F2 的格兰杰因果原因 1 3.70678 0.07475 拒绝2 1.18556 0.34177 接受F2 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F2 的格兰杰因果原因 2 1.58055 0.24925 接受3 1.87386 0.21237 接受F2 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F2 的格兰杰因果原因 3 8.05746 0.00842 拒绝表 7 人均国内生产总值的对数 LnGDP、人均资本存量对数 LnK 和度量金
30、融脱媒的量 F2的因果关系检验结果因果方向 滞后期数 F 值 P 值 结果1 2.83031 0.11466 接受 F3 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F3 的格兰杰因果原因 1 4.21519 0.05924 拒绝2 2.78476 0.10506 接受 F3 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F3 的格兰杰因果原因 2 2.79343 0.07655 拒绝3 0.80511 0.52542 接受F3 不是 LnGDP 的格兰杰因果原因LnGDP 不是 F3 的格兰杰因果原因 3 4.39688 0.04173 拒绝1 3.79440 0.07176
31、拒绝F3 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F3 的格兰杰因果原因 1 3.56829 0.07979 拒绝2 3.39785 0.07095 拒绝F3 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F3 的格兰杰因果原因 2 1.16344 0.34806 接受3 7.56512 0.01010 拒绝F3 不是 LnK 的格兰杰因果原因LnK 不是 F3 的格兰杰因果原因 3 8.08042 0.00835 拒绝从这些表的格兰杰因果检验可以得出，描述金融脱媒变量 F1 不是人均国民生产总值LnGDP 变化的原因，而人均国民生产总值 LnGDP 变化是金融脱媒变量 F1 变化的原因，也
32、就是说是因为经济增长促进了企业股票和债券融资比重的提高，但是金融脱媒变量 F1 和人均资本存量之间不存在因果关系，可能的解释是企业的资本存量主要是自有资金和银行贷款导致的，实际上企业通过股票和债券融资在 2008 年所占比列不到 10%。但是金融脱媒变量F2 和人均国民生产总值 LnGDP、人均资本存量 LnK 不存在因果关系，是由于 F2 是国库券和政策性债券占总融资的比重，是为了维持稳定的宏观经济形势。总的直接融资和人均国民生产总值也表现为单向因果关系，即金融脱媒变量 F3 不是人均国民生产总值 LnGDP 变化的原因，而人均国民生产总值 LnGDP 变化是金融脱媒变量 F3 变化的原因，
33、考虑到 F2 和这些变量的因果关系，可以认为这是 F1 导致的。结 论通过运用生产函数加入金融脱媒变量构造的模型，应用协整、回归分析和因果检验，得出经济增长和企业股票和债券融资的比重存在长期均衡关系，并且对经济增长具有正向作用，不过经济增长是促进企业股票和债券融资的比重变化的原因，反之则不是；由中国的数据说明经济发展是金融深化的动力。不过国库券和政策性债券占融资的比重和经济增长也存在长期关系，但对经济增长是负向作用，这是由于它们主要是用来稳定经济形势，具有逆周期性。由于企业股票和债券融资比重较小，这样包括企业股票、债券、国库券和政策性债券的融资比重就表现为对经济增长的负面作用，不过经济增长是促
34、进企业股票、债券、国库券和政策性债券融资的比重变化的原因，同样反之则不是，说明经济增长没有对国库券和政策性债券融资产生因果影响。从而说明中国应该大力发展市场主导的金融体制，加大企业的直接融资，对经济增长是有利的。参考文献：1.Aghion P, Hoeitt P, Mayerfoulkes D. 2005. The effect of financial development on convergence: theory and evidence J.Quarterly Journal of Economics, 120(1): 173-222.2.Bencivenga , V. R. &S
35、mith, B. D., 1991,“Financial Intermediation and Endogenous Growth”, Review of Economic Studies, 58 (2,April): 195209.3.Demetriades P O, Hussein K A. 1996. Does financial development cause economic growth? Time-series evidence from 16 countriesJ. Journal of Development Economics, 51: 387-411.4.Fama,
36、E. F., 1980,“Banking in the Theory of Finance”, Journal of Monetary Economics, 6, 39586.Merton, R. C., 1995,“A Functional Perspective of Financial Intermediation”, Financial Management, Vol. 24, No. 2, Summer 1995,2341.7.Lenine R. 2002. Bank-based or market-based financial systems: which is better J
37、. Journal of Financial Intermediation 11(4): 398-428.8.R.H.Schmidt, A.Hackethal & M.Tyrell. Disintermediation and the role of bank in EuropeJ.Journal of Financial Intermediation, 1997，(8):36- 37.9.Rioja F, Valev N. 2004. Does one size fital?l: a reexamination of the finance growth relationship J. Jo
38、urnal of Development Economics, 74(2): 429-447.10.Tadesse S. 2002. Financial architecture and economic performance: inter-national evidence J. Journal of Financial Intermediation, 11:429-454.11.陆岷峰，任亚军等.金融脱媒对商业银行经营管理的影响分析J.上海金融，2008，(6)：9395.12.宋 旺.中国金融脱媒研究（D）.北京大学博士学位论文，2009.13.李 扬.脱媒：中国金融改革发展面临的新挑战（J）.新金融，2007（11）:10-11.
