投資效率、資本形成與宏觀經濟波動

1、投資效率、資本形成與宏觀經濟波動*此項研究得到國家社科基金(03BJL026)資助?；诮鹑诎l(fā)展視角的實證研究沈坤榮 孫文杰*沈坤榮（1963-8-27），經濟學博士，南京大學商學院經濟學系主任、教授、博士生導師；美國斯坦福（STANFORD）大學經濟系高級研究學者。孫文杰(1979-9-15 )，南京大學經濟系研究生。聯(lián)系地址： 南京市漢口路22號：南京大學經濟系, 郵編：210093；聯(lián)系電話: (025) 83602215，（0 E-mail: shenkr 內容摘要：改革開放以來，中國經濟一直保持高速增長。但是，在這一過程中投資效率不斷下降，儲蓄轉化為投資的效

2、率不高，經濟增長的質量和持續(xù)性并不讓人樂觀。本文針對這一情況，從金融發(fā)展視角分析資本形成水平、投資效率、儲蓄向投資轉化效率以及由此產生的宏觀經濟波動，并運用中國1978-2002年的數據進行計量檢驗。研究結果顯示，雖然總體而言90年代后金融發(fā)展與經濟增長的相關性增強，但金融體系對投資效率和儲蓄轉化效率的改善極其有限；作者認為，投資效率低下，進而全要素生產率不高是影響宏觀經濟波動加劇的重要原因。關鍵詞：金融發(fā)展 投資效率 經濟增長Efficiency of Investment, Capital Accumulation andthe Fluctuation of MacroeconomicsA

3、n Empirical Research from Financial Development ViewAbstract: Since the economic reform, Chinese economy has maintained very high-speed growth. While in the procedure of growth, the marginal efficiency of investment was decreasing and the transform ratio of domestic saving into invest was not very h

4、igh, the quality and persistence of growth is not optimistic. This paper directs against this situation, emphatically studies the formation of capital, the efficiency of investment, the transform ratio of domestic savings into invest, and the fluctuation of macro economy from the financial sector de

5、velopment. It also has made econometric analyses by using the data from 1978 to 2002 of china. The research shows that the correction of financial system with economic growth from 1990s is being stronger, and finds the financial system contribution to the efficiency of investment and the transform r

6、atio of domestic savings into investment is very limited. Meanwhile the author considers the inefficiency of investment and the poor efficiency of TFP is the main reason causing the more violent fluctuation of macroeconomics.Key words: financial development efficiency of investment economic growthJE

7、L classifications: E220, E300, E440投資效率、資本形成與宏觀經濟波動*此項研究得到國家社科基金(03BJL026)資助?；诮鹑诎l(fā)展視角的實證研究內容摘要：改革開放以來，中國經濟一直保持高速增長。但是，在這一過程中投資效率不斷下降，儲蓄轉化為投資的效率不高，經濟增長的質量和持續(xù)性并不讓人樂觀。本文針對這一情況，從金融發(fā)展視角分析資本形成水平、投資效率、儲蓄向投資轉化效率以及由此產生的宏觀經濟波動，并運用中國1978-2002年的數據進行計量檢驗。研究結果顯示，雖然總體而言90年代后金融發(fā)展與經濟增長的相關性增強，但金融體系對投資效率和儲蓄轉化效率的改善極其有限

8、；作者認為，投資效率低下，進而全要素生產率(TFP)不高是影響宏觀經濟波動加劇的重要因素。關鍵詞：金融發(fā)展 投資效率 經濟增長一、 引 言改革開放以來，中國經濟一直保持高速增長，年平均增長率約為9.61%，城鎮(zhèn)居民人均收入年均增長6.1%，進出口年均增長16.5%，在國內需求與出口增長的拉動下，GDP保持了強有力的增長態(tài)勢，經濟發(fā)展水平和綜合國力迅速提高。但是，從投資效率和能源消耗率來看，經濟增長的質量令人擔憂據國研網科學的發(fā)展觀與經濟增長方式的根本轉變一文的統(tǒng)計數據顯示，2003年，我國實現(xiàn)的GDP約占世界GDP的4%，但為此消耗的各種國內資源和進口資源，經折合后粗略估算為50億噸，其中，原

9、油、原煤、鐵礦石、鋼材、氧化鋁、水泥的消費量分別約為世界消費量的7.4%、31%、30%、27%、25%、40%。長期以來，中國經濟增長高度依賴大規(guī)模的投資和大量的能源消耗，體現(xiàn)出粗放型特征，對環(huán)境的壓力越來越大。并且，由于經濟增長的粗放型特征，容易產生行業(yè)投資的結構性失衡，引起經濟過熱；而隨之而來的宏觀“微調”又由于市場主體的逆向反應而收效甚微事實上，我國宏觀“微調”常常失效的原因還原自于地方政府的“理性預期”與“學習效應”。一般而言，針對不斷升溫的宏觀經濟，中央政府采取溫和的“微調”措施，發(fā)出經濟應該放緩的信號，力圖能夠實現(xiàn)“軟著陸”。但是，這些溫和的“微調”措施往往得到逆向效果，出現(xiàn)中央

10、喊停，各地經濟反而沖刺的現(xiàn)象。為了能在中國特有的經濟周期波動中獲取最佳的發(fā)展空間，各級地方政府往往在經濟緊縮的“前夜”進行最后的沖刺，而這種白天學習貫徹中央文件，晚上繼續(xù)加班加點開工建設的行為，往往都能夠取得經濟上的成功，比如可以在下一輪經濟啟動時占有先機，可以先將項目突擊審批上馬而向上級政府進行融資的“倒逼”等等，而最后政治上的“進步”就是對這種經濟成功的“肯定”。有了這種理性預期概念，也就不難理解地方政府的“非理性”沖刺行為了。中央政府不斷出臺的“微調”政策，恰似十字路口不斷閃爍的“黃燈”，刺激著各級地方政府在即將到來的“紅燈”亮起之前，猛踩投資擴張的“油門”，作出最后的沖刺。為此，中央政

11、府必須采取更為嚴厲的緊縮政策，“一刀切”式的行政手段也就在所難免，這樣的宏觀調控就像抗生素類西藥，盡管不能增強機體的內在素質，但是卻會有立竿見影的效果，中國的宏觀經濟也就隨之潮起潮落，顯示出特有的周期性特征。，于是迫使調控部門采取更為嚴厲的緊縮政策，帶有過度的行政色彩，形成“一刀切”的政策措施，從而加劇經濟波動。本文試圖從金融發(fā)展影響經濟增長的傳導機制入手，結合中國的實際情況，探討經濟運行中金融發(fā)展對經濟增長的支持效應以及對經濟波動的影響。本文以下部分的安排如下：第二部分是文獻回顧；第三部分建立計量模型并進行實證分析；第四部分分析金融發(fā)展與經濟增長的關系以及由于投資效率低下而引起的宏觀經濟波動

12、；最后是本文結論。二、文獻回顧金融市場是宏觀經濟的重要組成部分，在促進金融資源向實體經濟轉化方面，有著不可替代的作用。從資本形成角度，金融發(fā)展對經濟增長的影響主要有：1、通過改變居民的儲蓄水平影響一國的潛在資本供給；2、通過優(yōu)化金融資源配置改善資本投資的質量和效率；3、由于金融系統(tǒng)本身所具有的易波動性和傳染性，極易引起投資和宏觀經濟的劇烈波動。Merton(1995)從金融系統(tǒng)基本功能的角度分析了金融發(fā)展對經濟增長的貢獻，他認為金融系統(tǒng)的主要功能有：促進商品和證券交易；資產保值，分散和共擔風險；配置資源；監(jiān)督管理者，實施公司控制；動員儲蓄，促進產品和服務的交換。Levine（1996，1997

13、）等人則認為金融系統(tǒng)的上述功能是通過資本積累和技術進步來實現(xiàn)的，因為從長期看，資本積累水平和技術進步是支撐一國經濟潛在增長的關鍵因素。以麥金龍（1973）為代表的金融抑制論則指出發(fā)展中國家普遍存在市場不完全和信息不對稱的現(xiàn)象，同時實際利率受到不同程度的管制，金融市場分割現(xiàn)象嚴重，而金融發(fā)展可以部分緩解或消除這些現(xiàn)象，加速資本積累和經濟增長。金融系統(tǒng)與資本、勞動等傳統(tǒng)生產要素一樣，對長期經濟增長有重要影響。金融發(fā)展理論則對新古典經濟學不符合現(xiàn)實經濟的假設提出質疑，新古典經濟學建立在沒有信息成本和交易成本的完美市場假設基礎之上，在這種環(huán)境中金融系統(tǒng)對經濟增長的貢獻是極其有限的。然而發(fā)展中國家的現(xiàn)實

14、經濟情況恰恰與此相反，到處充滿市場缺陷和信息不對稱，而彌補市場缺陷和克服信息不對稱本身就是金融系統(tǒng)基本功能之一，所以考慮到發(fā)展中國家和發(fā)達國家截然不同的經濟背景，有必要重新認識和反思金融系統(tǒng)對經濟增長的貢獻，并且將金融系統(tǒng)作為一個單獨要素來分析。 在此理論基礎上，國外有大量文獻從實證角度來分析金融發(fā)展與經濟增長之間的相互關系。如Gupta(1984)利用14個發(fā)展中國家的季度時間序列數據，通過計量分析發(fā)現(xiàn)14個發(fā)展中國家中有8個國家中存在金融發(fā)展帶動經濟增長的供給引導現(xiàn)象，有兩個國家存在雙向因果關系。蓋爾博(1989)（世界銀行）檢驗了包括34個欠發(fā)達國家在1965-1985年的經濟增長率、利

15、率、儲蓄率等指標的相關性, 發(fā)現(xiàn)實際利率為正值的國家,其經濟增長率為5.6%,而實際利率為強負值的國家,其經濟增長率僅為1.9%。Levine(1997)通過對80個國家的數據進行分析，在控制了影響經濟增長其他因素的情況下檢驗了資本積累和生產率發(fā)展與金融發(fā)展的關系。他們的研究結果表明：金融發(fā)展和經濟增長存在顯著的正相關關系。國內學者就中國經濟增長與金融發(fā)展之間的關系也進行了大量檢驗，絕大多數都發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對經濟增長有顯著的正向作用（談儒勇1999，賓國強1999，沈坤榮2000，冉茂盛2003等）。值得注意的是韓廷春（2001）從金融發(fā)展影響經濟增長的渠道入手，將影響經濟增長的因素分解為儲蓄率

16、，儲蓄轉化為投資的比例以及資本的邊際效率，并運用中國的相關數據對經濟增長與金融發(fā)展之間的關系進行計量檢驗，結果表明不同的經濟發(fā)展階段金融深化程度對經濟的影響不同，金融體系的效率和質量與金融發(fā)展的數量同等重要，技術進步與制度創(chuàng)新是中國長期增長的關鍵因素。 從以上的文獻回顧來看，研究經濟增長與金融發(fā)展之間的關系不能忽視以下幾個方面：1、宏觀經濟背景。發(fā)展中國家與發(fā)達國家市場化程度和市場機制差別很大，宏觀經濟的運行有很大的不同，這對實證分析結果會產生較大影響。2、金融體系作用的傳導渠道和發(fā)揮作用的前提條件?？紤]到發(fā)展中國家金融發(fā)展的滯后和傳導渠道的阻塞，對儲蓄能否順利轉化為投資需要提出質疑。3、對金

17、融體系發(fā)展程度的衡量。各國的金融機構和金融市場發(fā)展程度存在很大差別，選取不同的指標和變量對實證結果有很大影響。綜上所述，發(fā)達國家與發(fā)展中國家經濟背景的巨大差異可能會導致金融發(fā)展與經濟增長的關系出現(xiàn)截然不同的結果?？紤]到中國的實際情況，雖然與國外相比，國內的儲蓄率一直較高，但欠發(fā)達的金融系統(tǒng)一直無法充分利用現(xiàn)有的金融資源，高儲蓄率與資源浪費并存，投資效率很低，能源消耗量巨大，企業(yè)的融資渠道單一，很多中小企業(yè)基本上以內部融資為主，這些都造成了對潛在經濟增長率的偏離和儲蓄資源的浪費，極易引發(fā)宏觀經濟的波動。三、金融發(fā)展對資本形成質量、投資效率的影響 從總體上看，金融發(fā)展能否改善一國的投資效率和質量，

18、引導企業(yè)合理地進行投資，充分發(fā)揮儲蓄投資轉化器的功能和作用，對一國經濟長期增長和宏觀經濟調控至關重要。在現(xiàn)實經濟中，經濟增長的速度取決于有多少資金投入到經濟運行中，即取決于實際有效投資。無論在發(fā)展中國家，還是在發(fā)達國家，都主要依賴兩種方式將儲蓄轉化為現(xiàn)實經濟中的投資，即直接融資和間接融資方式。這兩種融資方式的效率直接決定了儲蓄向投資的轉化效率，金融發(fā)展正是通過這兩種渠道影響資本形成的質量進而影響經濟增長。在現(xiàn)有的儲蓄資源（資本供給）給定時，實際利率水平以及金融體系本身的發(fā)展能否將現(xiàn)有的儲蓄轉化為投資，能否加速資本積累和技術創(chuàng)新，能否增加R&D和人力資本的投資，對經濟的長期增長至關重要。

19、McKinnon和Shaw（1973）認為在發(fā)展中國家實際利率等金融資產的價格被政府限制或管制，處于很低的水平，甚至經常為負值，同時金融市場存在嚴重的“分割現(xiàn)象”，局部市場具有高度的壟斷性，很多投資機會無法得到正式金融的支持，只好依賴非正式的融資，整體的融資體制存在扭曲。因此，放松金融管制可以改善資源配置，加速資本的形成，并最終促進經濟的增長。但是金融深化理論的假設前提是實際利率上升能迅速提高儲蓄水平，而且金融體系能夠將增加的儲蓄迅速轉化為實體經濟中有效投資。這一前提條件在發(fā)展中國家可能并不一定成立，因為在發(fā)展中國家普遍存在投資效率低下，金融系統(tǒng)運行效率低下，從而儲蓄向投資轉化效率低下等特征，

20、這些與儲蓄等于投資的假設相去甚遠。 長期以來，我國一直以間接融資為主，且在間接融資中以國有銀行為主體，市場結構比較單一，而且在企業(yè)的融資中大部分資金都是通過自身積累和銀行貸款取得的，企業(yè)發(fā)行的債券和商業(yè)票據發(fā)行數量很少，這一方面導致企業(yè)的資產負債率過高，還本付息的壓力很大，另一方面風險過多集中在銀行體系，造成潛在的系統(tǒng)風險。另外，國有銀行的所有制歧視也造成貸款的主要對象是大中型國有企業(yè)，由于國有企業(yè)處于改制重組的關鍵階段，體制和激勵機制在短期內很難從根本上改善，虧損局面一直無法改變，銀行貸款效率低下。在其他金融中介發(fā)展緩慢的情況下，銀行體系的融資效率又非常重要，再加上國有銀行的放款行為還要受到

21、政府多重目標的影響，所以，從總體上說，目前間接融資的效率不高。再考慮直接融資。雖然90年代以后直接融資發(fā)展很快，股票市場和債券市場的飛速發(fā)展使直接融資占GDP的比例從1981年的1.68%增加到2001年的24.5%，直接融資在金融機構資產中所占比例越來越大，但是由于體制、監(jiān)管力度等原因，直接融資效率還不高，大量募集來的資金并沒有成為企業(yè)的實際投資，而是轉向風險較高的證券市場和房地產市場。為了進一步檢驗中國金融發(fā)展是如何影響企業(yè)融資和投資效率并進而影響經濟增長，本文建立一個計量模型對金融體系的實際作用機制進行深入分析。首先，本文選擇投資回報率，資本產出比，非國有經濟投資比例等指標來反映資本投資

22、效率在本文中，除特別說明，數據一般都來源于各期的中國統(tǒng)計年鑒。投資回報率是衡量投資質量的最直接也是最有效的方法，本文用全國獨立核算工業(yè)企業(yè)的平均資金利稅率來測量投資效率，用IR表示。為了消除異方差性，本文選取IR的自然對數LNIR來分析。同時，從能源消耗的角度，本文選取了另外一個指標：生產每百萬元GDP的能源消耗量（ENERGY）進行分析。資本產出比。在儲蓄率一定的情況下，資本產出比從一個側面反映了對現(xiàn)有資本的利用效率，資本產出比越大，生產一單位產出需要耗費的資本越多。,K為當年的資本存量，Y為當年的產出水平，用GDP衡量，資本存量的數據來源于張軍和施少華（2000）。非國有經濟投資額占全部工

23、業(yè)固定資產總投資額的比例PS。統(tǒng)計數據顯示，非國有企業(yè)的投資收益率平均要高于國有企業(yè)，但非國有企業(yè)的投資額占總投資額的比重卻很低。相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的產權更加清晰，投資的收益與虧損都直接由所有者承擔，委托代理層次較少，所承擔的社會負擔較小，面臨市場硬約束。所以本文認為非國有經濟投資占總投資額的比例越高，整個經濟的投資質量越高，用這一比例來間接衡量投資效率。商業(yè)銀行的存貸差額LNSD。由于我國長期以來以間接融資為主，所以銀行的放貸行為成為儲蓄能否順利轉化為投資的決定因素。存貸差額的持續(xù)增加說明有越來越多的儲蓄不能轉化為投資，儲蓄轉化為投資的渠道受阻。從我國的實際情況來看，從1994年開始

24、，存款總額就一直大于貸款總額，且數額在不斷擴大，說明有越來越多的儲蓄不能轉化為投資。國內投資率與儲蓄率的比值IS,本文用此比例間接衡量儲蓄向投資轉化的比例，其中國內投資率是支出法中名義GDP減去最終消費率，國內儲蓄率是用凈出口加上當年資本形成額近似表示。本文用LNSD和IS來表示儲蓄向投資轉化的效率。其次，金融發(fā)展變量的選擇。根據有關學者（Shaw. E 1973，King and Levine1993 ,Levine1997）提出的衡量金融發(fā)展的幾項指標，并結合中國的實際情況，本文選取以下指標：1、金融深化指標LNFIR，用的對數來表示。2、金融機構主要是銀行部門貸款總額占名義GDP的比例，

25、表示銀行信貸對經濟的支持度，用LOAN來表示。3、實際利率RR。4、直接融資占金融資產總量的比例表示資本市場的發(fā)展程度，用FD表示。其中，直接融資以股票市價總值與債券發(fā)行總額為近似值，間接融資以金融機構各項存款作為近似值，金融資產總值為直接融資與間接融資之和數據來源于各期中國金融年鑒?？紤]到90年代前后中國宏觀經濟狀況發(fā)生重大的轉變，市場作用機制開始逐漸顯現(xiàn)，而且1991年以后我國股票市場高速發(fā)展，金融發(fā)展對經濟的影響作用越來越明顯，本文運用鄒氏檢驗對1978-2002年之間的樣本進行轉折點檢驗。鄒氏轉折點檢驗的零假設是選擇試驗點作為轉折點進行統(tǒng)計量的顯著性檢驗。通常選取的統(tǒng)計量為F檢驗值和似

26、然比檢驗值。本文選擇的零假設是：1990是轉折點。從檢驗結果來看：F統(tǒng)計值，似然比檢驗值在給定5%的顯著水平下都無法拒絕原假設 F統(tǒng)計值和似然比檢驗值分別為0.442和7.206，P值為0.85和0.407，在5%的顯著上都無法拒絕1990年為轉折點的原假設。選擇以ENERGY,，PS為被解釋變量，得出的結論基本相同。，所以接受1990年是轉折點的原假設。基于以上的分析，本文將樣本分為兩個時段：1978-1990和1991-2002，計量結果見表1和表2。對比兩個時段的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)：從時間段來看，1991-2002年金融發(fā)展與投資效率的相關性要明顯強于1978-1990年金融發(fā)展與投資效率

27、的相關性。1978-1990時間段，在分別以LNFIR、ENERGY、PS為被解釋變量的4個模型中，實際利率RR的系數在其中兩個模型中顯著，金融相關率LNFIR在其中三個模型中顯著，銀行貸款比例占GDP比例只在其中一個模型中顯著，直接投資比例FD在其中兩個模型中顯著；而1991-2002年時間段，實際利率、金融相關率，銀行貸款比例、直接融資比例在4個模型中系數顯著的個數分別是3個，3個，1個 ，3個。而且1991-2002年金融發(fā)展與儲蓄轉化效率的相關性也顯著增強，4個金融發(fā)展指標在1978-1990年的回歸模型中系數幾乎都不顯著，而在1991-2002年中回歸系數都非常顯著。這說明從總體上看

28、90年代以來隨著我國金融市場的發(fā)展和金融機構運行機制的不斷變革，金融體系不僅提高資本積累水平，而且改善了儲蓄資源轉化為投資的效率，資本利用效率有所提高。表1 金融發(fā)展與投資效率(1978-1990）被解釋變量LNIRENERGYPSISLNSDConstant4.24*(4.14)0.244(0.058)3.129*(3.46)2.839*(3.155)1.367*(2.69)-5.79(-1.22)RR-0.008(-1.64)0.082*(3.91)0.016*(3.49)0.0047(1.047)RR(-1)0.018*(2.44)0.037(1.25)-0.018*(-2.817)9.

29、75E-06(0.0015)0.002(0.59)0.05(1.44)LNFIR0.34(0.728)-11.85*(-6.20)-0.947*(-2.28)1.38*(3.34)0.136(0.60)-0.695(-0.328)LOAN -1.31(-1.134)4.352(0.927)-0.48(-0.478)-2.69*(-2.65)-0.36(-0.62)-2.76(-0.50)FD-0.083*(-2.32)-0.061(-0.42)0.087*(2.80)-0.02(-0.67)-0.026(-1.46)-0.013(-0.08)R20.950.990.960.830.660.84

30、DW-stat1.641.42.0171.32.241.99F-stat20.96294.730.466.1943.5179.59注：數據來源于各期的中國統(tǒng)計年鑒(1982,1990,1998，2002)，其中*,*,*分別表示在1%,5%,10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號內為t檢驗值。表2 金融發(fā)展與投資效率(1991-2002)被解釋變量LNIRENERGYPSISLNSDConstant3.949*(7.49)10.88*(5.89)3.35*(15.49)0.138(0.618)1.208*(8.149)-67.7*(-4.22)RR-0.03*(-3.46)-0.02(-0.65)5.6

31、8E-4(0.16)8.2E-4(0.23)RR(-1)0.017*(2.38)0.082*(3.21)0.004(1.415)-0.008*(-2.689)-0.0037*(-2.084)-0.733*(-3.75)LNFIR2.477*(3.72)6.799*(2.91)1.176*(4.30)0.033(0.119)-0.073(-0.39)-50.22*(-2.50)LOAN -0.749(-1.296)-3.59(-1.77)0.691*(2.91)0.276(1.13)-0.64*(-4.008)55.05*(3.183)FD-0.092*(-3.56)-0.384*(-4.21)

32、-0.053*(-5.01)0.0028(0.254)0.023*(3.288)1.789*(2.32)R20.840.950.960.840.840.91DW-stat2.72.243.052.582.82.52F-stat6.4124.3131.396.479.3418.81注：數據來源于各期的中國統(tǒng)計年鑒(1982,1990,1998，2002)，其中*,*,*分別表示在1%,5%,10%的統(tǒng)計水平上顯著，括號內為t檢驗值。從投資效率來看，資金利潤率LNIR和資本產出與金融發(fā)展的相關性要明顯好于能源消耗ENERGY和非國有經濟投資比例PS與金融發(fā)展的相關性。由于國有銀行貸款的所有制歧視，

33、對中小企業(yè)的金融支持力度不夠，致使我國非國有經濟的發(fā)展與金融發(fā)展程度之間缺乏應有的聯(lián)系甚至呈負相關（在以PS為因變量的計量模型中，LOAN的回歸系數為-2.69，且在5%水平上顯著）。從生產每百萬GDP的能源消耗量來看，1978-1990年LNFIR的回歸系數為-11.85，而1991-2002年LNFIR的回歸系數是6.799，因為生產單位GDP能源消耗越大，生產效率越低，所以以能源消耗量衡量，90年代以后金融發(fā)展沒有顯著改善投資效率。相對于其他指標，銀行貸款占GDP比例的回歸系數LOAN無論在1978-1990還是1991-2002年之間都不顯著，t檢驗值都很小，無法通過顯著性檢驗；在以L

34、NSD為被解釋變量的模型中，LOAN的回歸系數是55.05，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。銀行貸款比例對存貸差額有顯著正向的解釋力，主要是因為我國銀行貸款中國有銀行占主導地位，而作為主要貸款對象的國有企業(yè)經營業(yè)績不佳，連續(xù)虧損使貸款回收困難，貸款的投資回報率也日益降低，同時銀行為控制風險產生惜貸行為，這直接影響了間接融資的效率，存貸差額不斷增大，與此同時投資效率高的中小企業(yè)卻無法從正常渠道得到銀行的信貸支持，貸款利用效率低下和融資困難并存，使得總體上我國銀行信貸的使用效率不高。1991-2002年直接融資比例FD與能源消耗率和資本產出比顯著負相關（系數分別為-0.384、-0.053），這說明隨著我

35、國直接融資的發(fā)展對投資效率改善起積極作用，雖然中國股票市場的高換手率和高投機性使股票市場的資源配置功能并沒有得到很好發(fā)揮，與國外相比，上市公司資金使用效率也不是很高，但由于直接融資體制相對于間接融資降低了中介成本和交易成本，同時加強了信息披露和公司監(jiān)督，所以其融資效率更高，實證結果也證明了這一點。隨著我國資本市場的進一步完善，直接融資將成為一種非常重要的融資方式，對實體經濟的支持作用也會更加明顯。為了進一步衡量金融發(fā)展對技術效率的影響，本文采用全要素生產率（TFP）進行實證分析本文運用方程，估計資本產出彈性和勞動產出彈性，然后由公式測算全要素生產率。其中Y/L是人均產出， K/L是人均資本，D

36、是虛擬變量，1991年以前為0，1991年以后為1，是資本的產出彈性。本文運用1978-2002的數據進行估計，得到資本產出彈性,勞動產出彈性為。，得到以TFP為被解釋變量的金融發(fā)展水平與技術進步的回歸方程： (0.06) (-1.399) (0.176) (1.134) (3.804) (631.8)R2=0.976 F-stat=151.08 括號內是t檢驗值 從總體上看，全要素生產率TFP與金融發(fā)展之間的相關性較弱，在表示金融發(fā)展程度的變量中，除了表示資本市場發(fā)展程度的直接融資比例FD系數0.034在統(tǒng)計上顯著外，滯后一期實際利率RR（-1），金融深化率FIR，銀行貸款比例LOAN，其回

37、歸系數的t檢驗值都很小，均不顯著，說明金融深化通過資本積累和技術進步促進經濟增長的效應極其微弱。同時經過計算全要素生產率（TFP）與資本、勞動等要素投入的邊際貢獻率，TFP對經濟增長的貢獻極其微小。四、金融發(fā)展對經濟增長和經濟波動的影響1、金融發(fā)展與經濟增長。為了從總體上考察金融發(fā)展對經濟增長的實際影響，本文建立LNGDP與各金融發(fā)展變量之間關系的計量模型，并且以投資效率變量（LNIR,ENERGY, ,PS）作為計量模型的控制變量進行計量檢驗（時期為1978-2002），分析結果見表3。表3 金融發(fā)展與經濟增長被解釋變量：LN（GDP）（1）（2）（3）(4)（5）Constant11.32

38、*(17.90)9.26*(36.37)12.01*(20.54)9.58*(13.47)3.13*(4.153)RR(-1)-0.023*(-2.848)-0.01*(-2.48)-0.03*(-4.804)-0.004(0.81)-0.002(-0.402)LN(FIR)1.01*(3.129)-1.359*(-4.48)0.071(0.19)1.359*(2.66)-0.609*(-2.33)LOAN0.346(0.535)1.419*(4.16)1.307*(2.114)-0.32(-0.55)0.37(1.147)FD0.032*(2.08)0.066*(10.92)0.087*(7

39、.51)0.055*(2.834)0.0267*(3.575)LN(IR)-0.66*(-3.46)ENENGY-0.214*(-10.55)-1.128*(-4.96)PS1.049*(1.956)AR(1)1.349*(7.40)AR(2)-0.811*(-3.66)進出口/GDP0.715*(9.751)R20.980.990.980.990.995DW-stat1.41.541.311.7181.4F-stat241.21053344297919.8注：*,*,*分別表示在1%,5%,10%的統(tǒng)計水平上顯著,括號內為t檢驗值，被解釋變量為名義GDP的自然對數值，數據來自各期的中國統(tǒng)計年

40、鑒(1982，1988，1990，1998，2002)，AR(1),AR(2)為自回歸系數。計量結果顯示總體上金融發(fā)展水平與經濟增長呈顯著的正相關。從實際利率的變動到影響產出和價格需要有一定的時滯，一般為一年左右，在本文的4個回歸模型中，滯后一期的實際利率RR(-1)與經濟增長負相關，且系數在統(tǒng)計上顯著。因為實際利率提高增加投資成本，會導致投資減少，進而經濟增長速度放緩。金融深化指標LNFIR的回歸系數對控制變量的選擇較為敏感，這說明在我國僅僅以金融深化度指標還不能完全反映金融發(fā)展水平對宏觀經濟的影響。資金利稅率LNIR的系數為-0.66，從數據來看，1978年至今全國獨立核算企業(yè)的資金利稅率

41、一直是下降的，在控制了價格水平以后，情況雖有所好轉，但是資金利稅率的下降還是很明顯，說明伴隨經濟高速增長的是投資效率的顯著下降。非國有經濟投資比例PS的系數在10%的統(tǒng)計水平上顯著，說明非國有經濟投資增加顯著提高了經濟的增長率，其投資帶動了整體經濟的增長。貿易對經濟的拉動作用十分明顯，其系數是0.715，在1%的水平上顯著，即進出口占GDP的比例每上升一個單位，能夠使GDP增長率上升0.715個百分點。2、投資效率低下加劇宏觀經濟波動。正如前面的理論分析，從投資效率變量看，資金利潤率LNIR、每百萬美元GDP的能源消耗量ENERGY、資本產出比都顯示在過去的經濟增長中投資效率低下，全要素生產率

42、(TFP)對經濟增長的貢獻率很低。而且由于投資效率低下導致投資波動加劇，在投資乘數的作用下引起宏觀經濟的劇烈波動，進而促使政府采取各種措施熨平宏觀經濟的劇烈波動 在1978-2002年經濟增長中，名義GDP增長率的標準偏差為2.94%，而固定資產投資增長率的標準偏差為15.03%，說明投資的波動程度遠遠大于GDP的波動程度。如果前面的假說成立，那么在經濟增長中投資波動應該是宏觀經濟波動的主要原因，應該能夠解釋宏觀經濟波動的大部分，而且考慮到每輪經濟擴張帶動能源消費量的急劇上升，導致能源價格短期快速上漲。本文選取1979-2002年GDP增長率與固定資產投資增長率的數據建立計量模型，并加入能源消

43、耗增長率，實際利率，金融深化率作為控制變量，具體結果見表4。從回歸結果看，在所有的回歸模型中，當年的固定資產投資增長對GDP增長都有顯著的正向引導作用，系數在0.0760.164之間，說明固定資產投資每變動1%,GDP增長率的波動在0.074%0.164%之間，投資波動引起宏觀經濟波動的效應非常明顯?；貧w結果顯示投資的滯后效應并不顯著，I(-1)，I(-2)的系數都不顯著。能源消耗增長率與GDP增長率顯著正相關，系數在統(tǒng)計上顯著，能源消費水平急劇上升與經濟增長波動加劇的實證關系與理論預期一致。實際利率RR和金融深化指標FIR等控制變量的加入并不改變模型的基本結果，固定資產投資增長率、能源消耗增

44、長率與經濟增長率之間的關系在統(tǒng)計上是相對穩(wěn)定的。 其次，除了從增長率的角度，還可以從宏觀經濟的水平變動與投資的水平變動之間的相互關系作進一步分析?？紤]到固定資產投資的當期，前一期，前兩期變動對GDP變動的引導效應，可檢驗的計量方程為： (1.018) (4.631) (3.497) (1.744) (4.229)adjust R-squared=0.90 DW-stat=1.539 F-stat=48.53 括號內是t檢驗值 ，要想達到目標產出的增長率就必須不斷加大投資規(guī)模和力度，經濟的每輪擴張都導致了投資的過度波動，同時也加劇了整體經濟的波動。 表4 固定資產投資增長率與GDP增長率(197

45、9-2002)被解釋變量：GDP增長率constant6.18*(9.847)6.178*(5.94)5.536*(6.86)7.383*(7.52)5.777*(5.634)4.394*(6.038)5.601*(3.688)I0.162*(6.384)0.136*(4.67)0.164*(5.734)0.117*(3.624)0.078*(2.344)0.147*(4.516)I(-1)0.026(1.018)0.01(0.326)0.022(0.87)0.034(1.32)0.008(0.255)I(-2)0.025(0.928)0.074*(2.537)0.015(0.541)ENER

46、GY0.476*(2.95)0.201(1.354)0.264*(2.429)0.153(1.161)MA(1)0.727*(4.392)0.702*(4.76)0.673*(3.683)RR(-1)0.351*(3.147)FIR-0.132(-0.128)R²0.6490.7490.7190.600.770.840.74DW-stat1.502.251.671.7082.201.681.59F-stat40.7618.8915.4115.4516.1916.919.24注：其中I表示當年全國固定資產投資的增長率，I(-1)，I(-2)表示滯后的固定資產投資增長率，ENERGY表示

47、當年能源消耗的增長率，MA(1)表示殘差項滯后一期的系數，用以修正回歸模型的殘差自回歸趨勢，RR(-1)是滯后一期的實際利率，F(xiàn)IR是金融深化率。*,*表示1%,5%的顯著水平，括號內是t檢驗值，由于使用增長率數據，少了一個樣本，實際樣本數為23。劇上升與經濟增劇上升與經濟增長上升與經濟增長五、結 論本文從金融發(fā)展視角分析了影響經濟增長的重要因素資本形成、投資效率和儲蓄轉化效率以及宏觀經濟波動，主要結論如下：1、雖然中國經濟一直保持年平均增長率約為9.61%的高速增長，但是從投資效率和能源消耗率來看，經濟增長的質量和效益十分有限。2、從總體上看，90年代以后金融發(fā)展與投資效率的相關性顯著提高，

48、隨著資本積累水平的提高，生產效率有一定程度提高，金融發(fā)展與經濟增長之間存在顯著的正相關關系。3、實證結果顯示在儲蓄向投資的轉化過程中，一部分儲蓄資源并沒有能順利轉化為有效的投資，造成金融資源的浪費；而另一方面，很多非國有中小企業(yè)融資困難，金融發(fā)展并沒有能夠支持他們的融資需求。4、金融發(fā)展指標顯示90年代以后，金融體系的發(fā)展并沒有使投資效率得到顯著改善，投資效率甚至有所下降，除了資本邊際效率的自然下降之外，實際上暴露出我國現(xiàn)行融資體制的深層次矛盾。回歸結果中銀行貸款和直接融資變量與投資效率顯著負相關，說明金融發(fā)展本身并沒有解決這種效率低下的問題，反而還有繼續(xù)擴大的趨勢。5、投資效率低下，全要素生產率低下是影響宏觀經濟波動的重要原因，而且由于市場主體（包括地方政府）的“理性預期”與“學習效應”，使宏觀“微調”產生逆向反應而收效甚微，于是迫