田樹喜, 惲?xí)苑? 王 毅

(1. 東北大學(xué) 文法學(xué)院, 遼寧 沈陽 110819;2. 沈陽廣播電視大學(xué) 教務(wù)處, 遼寧 沈陽 110003; 3. 北京銀行 博士后工作站, 北京 100032)

一、 問題的提出

金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心,金融資源的配置效率決定著一國經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量。市場機制是金融資源配置的基礎(chǔ),但大多數(shù)發(fā)展中國家市場機制不健全,客觀上要求政府干預(yù)金融資源的配置。Shaw(1973)[1]提出,多數(shù)發(fā)展中國家存在著儲蓄不足和資本匱乏的問題,這些國家在金融資源配置中以金融管制代替市場機制,并導(dǎo)致金融資源配置效率低下。McKinnon(1973)[2]建議放松政府部門對金融體系的管制,尤其是利率的管制,使實際利率提高,高利率鼓勵人們儲蓄,從而為投資提供資金,即以金融自由化的方式實現(xiàn)金融深化和經(jīng)濟增長。然而,20世紀80年代以來,許多實施金融自由化政策的發(fā)展中國家爆發(fā)了債務(wù)危機和金融危機。Hellman等(1996)[3]從不完全信息的角度提出“金融約束論”,重新審視了金融資源配置中的放松管制與加強政府干預(yù)的問題。他們認為McKinnon和Shaw的金融深化理論的假設(shè)前提是瓦爾拉斯均衡的市場條件,在現(xiàn)實中,由于經(jīng)濟中存在著信息不對稱的問題,這種均衡條件難以成立,金融資源也難以被有效配置,所以政府對金融資源配置的約束是必要的。他們指出金融約束的目標是政府通過積極的政策引導(dǎo)為民間部門創(chuàng)造租金機會,通過“租金效應(yīng)”和“激勵作用”規(guī)避金融資源配置中的逆向選擇和道德風(fēng)險問題。因此,在政策上,金融約束論更強調(diào)政府干預(yù)的重要作用,認為選擇性的政府干預(yù)有助于而不是阻礙了金融發(fā)展,這是一種通過政府推動金融深化的政策。學(xué)者們普遍認為“金融約束”是金融資源配置的過渡性措施,市場化的金融體系才是一國經(jīng)濟長期增長的基礎(chǔ)[4]。然而,2008 年爆發(fā)的國際金融危機導(dǎo)致市場體系最發(fā)達的美國正在經(jīng)歷著嚴重的經(jīng)濟衰退,危機中金融機構(gòu)的“國有化”措施屢見不鮮,而以“政府約束”為特征的中國金融體系并未受到顯著沖擊,人們開始重新審視政府“這只看得見的手”在金融資源配置中的作用。

中國作為全球最大的轉(zhuǎn)型國家,由于政府的強制性金融“約束”行為, 形成了以國有中介壟斷為特征的金融資源配置模式[5]。 這一金融資源配置模式在中國經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌初期發(fā)揮了重要作用: 為了動員居民儲蓄以彌補國家財政的迅速下降, 中國在改革初期迅速擴展其壟斷金融產(chǎn)權(quán)的邊界, 金融規(guī)模不斷擴張; 另一方面,為了支持國有企業(yè)的發(fā)展,政府推行了存款利率管制、金融市場準入管制、金融組織體系控制及限制資產(chǎn)替代等一系列政策,獲得政府市場準入特許的銀行在沒有其他替代金融產(chǎn)品可供居民選擇的條件下, 通過較低的利率盡可能多地動員居民手中的閑置資金, 獲得金融租金。 在Hellman等人的金融約束分析框架中, 獲取租金的是民間金融部門和市場化的企業(yè), 而中國則是政府自己獲取租金并擁有相應(yīng)的內(nèi)在激勵。 政府以顯性或隱性的方式參與了租金的分配過程, 使得租金的分配呈現(xiàn)“所有制偏好”。 作為租金的主要獲得者的國有企業(yè)存在著預(yù)算軟約束和目標多元化的特征, 預(yù)算軟約束不僅扭曲了國有企業(yè)面臨的真實的融資約束,使得其對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴程度明顯低于非國有企業(yè), 而且降低了其對利率的敏感度,使其存在擴張信貸規(guī)模的內(nèi)在沖動。 劉小玄、周曉艷(2011)[6]對中國制造業(yè)規(guī)模以上企業(yè)的研究表明,中國企業(yè)的信貸資源主要是以企業(yè)的固定資產(chǎn)和銷售收入為依據(jù)來配置,2001—2007年期間, 國企支付的實際融資費率為1.6%,利潤率只有1.3%; 民企支付的實際融資費率為5.4%,而利潤率卻達到7.8%。同時,政府對金融資源的實質(zhì)性控制和制度性歧視導(dǎo)致了中國金融資源配置事實上的“雙軌價格”。以浙江省為例[7],2008年,浙江金融機構(gòu)貸款加權(quán)平均年利率為6.84%,浙江民間貸款利率為15.88%。金融管制造成了民間利率與正規(guī)金融利率之間的價差,這部分租金收益在各方爭奪中“耗散”,導(dǎo)致金融資源不能有效供給[8]。

在經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌的背景下,中國經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)是“復(fù)合型”的,既依賴于金融資源的數(shù)量擴張,更要依靠金融資源配置效率的提高[9]。但當前,中國金融資源配置效率與經(jīng)濟增長之間存在著“悖論”:一方面,中國金融資源配置的所有制偏好和雙軌價格嚴重影響著金融資源的配置效率;另一方面,近年來中國經(jīng)濟的持續(xù)增長是不爭的事實。由此提出的問題是,中國金融資源的低效配置是如何促進經(jīng)濟增長的？其實現(xiàn)的約束條件是什么？當約束條件發(fā)生變化時,“動員性”的金融資源配置能否支撐中國經(jīng)濟的持續(xù)增長？因此,本文在內(nèi)生金融發(fā)展的理論框架下,對中國金融資源配置與經(jīng)濟增長的作用機制及其約束條件進行實證分析,并針對實證分析結(jié)果提出政策建議。

二、 金融資源配置對經(jīng)濟增長的作用機制及約束條件

間接融資與直接融資是金融資源的兩種配置方式,間接融資通過銀行體系完成,直接融資通過證券市場實現(xiàn)。基于兩種金融資源配置方式對經(jīng)濟作用機制的差異,形成了市場主導(dǎo)學(xué)派和銀行主導(dǎo)學(xué)派:市場主導(dǎo)學(xué)派認為,勢力強大的金融中介機構(gòu)對企業(yè)的影響力較大且具有天生的謹慎傾向性,不利于公司創(chuàng)新和增長,而證券市場則能提供靈活多樣的金融風(fēng)險產(chǎn)品和工具,有利于公司改善治理結(jié)構(gòu);銀行主導(dǎo)學(xué)派強調(diào),銀行等金融中介易于獲得企業(yè)的有關(guān)信息從而降低信息搜集和管理成本,有利于金融資源配置效率的提升和對企業(yè)實施控制。對于大多數(shù)國家而言,在經(jīng)濟發(fā)展的初期,間接融資主導(dǎo)著金融資源的配置,銀行體系暢通的傳導(dǎo)機制有利于儲蓄的增加和儲蓄向投資的有效轉(zhuǎn)化。隨著資本市場規(guī)模的擴大和業(yè)務(wù)的拓展,直接融資對資本積累和技術(shù)創(chuàng)新的作用日益重要。總體而言,市場主導(dǎo)型金融資源配置方式的優(yōu)勢在于金融創(chuàng)新,銀行主導(dǎo)型金融資源配置方式的優(yōu)勢在于金融統(tǒng)籌。Levine(2002)[10]指出,無論金融資源配置依賴于哪一種方式,它所發(fā)揮的金融功能是相同且穩(wěn)定的,即動員儲蓄、將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資、提高資源配置效率以及風(fēng)險管理。

基于上述分析,本文在內(nèi)生金融發(fā)展理論框架下,以間接融資和直接融資作為目標解釋變量,對金融資源配置功能及其對經(jīng)濟增長的作用機制進行分解:

其中,ΔYt/Yt為經(jīng)濟增長率;e為資本邊際效率;η為儲蓄-投資轉(zhuǎn)化率;K為資本存量;ΔK為資本增量;I為投資,在不考慮折舊的情況下,新增資本全部用于投資,所以ΔK=I;s為儲蓄率。式(1)表明,金融資源配置對經(jīng)濟增長的作用體現(xiàn)在資本邊際效率、儲蓄-投資轉(zhuǎn)化率和儲蓄率的變化上。首先,分析儲蓄率s的影響因素。理論上,居民收入水平和市場利率水平等因素與儲蓄水平正相關(guān),而通貨膨脹預(yù)期和資本市場的替代效應(yīng)等因素與儲蓄水平負相關(guān)。其次,分析儲蓄-投資轉(zhuǎn)化率η的影響因素。儲蓄向投資轉(zhuǎn)化通過間接融資和直接融資兩種方式實現(xiàn),間接融資和直接融資規(guī)模是儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的直觀反映。其中,間接融資的作用規(guī)?？梢杂媒鹑跈C構(gòu)形成的貸款來衡量;直接融資的作用規(guī)模可以用證券市場的融資額來衡量。最后,分析資本邊際效率e的影響因素。資本的邊際效率主要取決于金融資源配置的制度條件和技術(shù)條件。中國在由計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌過程中,非國有經(jīng)濟成分比重不斷增加,而且,相對于國有經(jīng)濟,非國有經(jīng)濟具有更強的預(yù)算約束和創(chuàng)新激勵,投資效率相對較高,因此,選擇非國有經(jīng)濟投資數(shù)量作為反映中國制度變遷的變量。從技術(shù)條件來看,一方面,信息技術(shù)的發(fā)展減少了金融市場的信息不對稱性,節(jié)約了交易成本;另一方面,資本積累過程中所形成的技術(shù)進步與溢出效應(yīng)更是資本邊際效率的重要影響因素。

基于上述分析,中國金融資源配置對經(jīng)濟增長的作用機制通過模型(2)來表示:

GDPt=α0+α1LOANt+α2STOCKt+

α3RDt+α4IRt+α5NIt+εt

(2)

其中, 國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDPt)為反映經(jīng)濟增長的被解釋變量; 金融機構(gòu)人民幣貸款數(shù)額(LOANt)與A股市場融資額(STOCKt)為反映金融資源配置的目標解釋變量; 研發(fā)教育投入(RDt)、實際利率(IRt)和非國有經(jīng)濟投資(NIt)分別為反映技術(shù)條件、市場條件和制度變遷的控制變量;α系列為反映解釋變量引起被解釋變量變動的彈性系數(shù);εt為隨機誤差項。 本文樣本區(qū)間為1992—2010年度數(shù)據(jù), 數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》相關(guān)各期。其中, 研發(fā)與教育投入(RDt)是研發(fā)投入和教育投入兩項數(shù)據(jù)相加而得; 實際利率(IRt)是用一年期名義存款利率減去消費品價格指數(shù)而得; 非國有經(jīng)濟投資(NIt)是用總投資減去國有經(jīng)濟投資而得。

依據(jù)金融資源配置對經(jīng)濟增長作用機制的分析,模型中變量為自然對數(shù)變量。由于時間序列數(shù)據(jù)往往存在顯著的自相關(guān)性,因此,本文采用一階廣義差分法對模型進行參數(shù)估計,參數(shù)估計結(jié)果如式(3)所示:

(3)

R2=0.98,F=2 877,D.W.=1.44

從兩種金融資源配置方式對經(jīng)濟增長的貢獻來看,間接融資的產(chǎn)出彈性為0.58,直接融資的產(chǎn)出彈性僅為0.13;從變量的顯著關(guān)系來看,LOANt與GDPt的線性關(guān)系顯著,而STOCKt沒有通過與GDPt的顯著性檢驗。進一步分析中國金融資源配置對經(jīng)濟增長作用的約束條件:首先,在中國的經(jīng)濟增長中,由計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟轉(zhuǎn)變的制度變遷起到了顯著的作用(NIt的產(chǎn)出彈性為0.25)。其次,國家對金融資源價格的管制,使實際利率長期低于均衡利率水平,降低了國有企業(yè)的經(jīng)營成本,在預(yù)算軟約束的情況下,國有企業(yè)關(guān)注的是貸款可得性而非利率水平(IRt的產(chǎn)出彈性為-0.11,且未通過顯著性檢驗)。第三,研發(fā)和教育投入的產(chǎn)出效應(yīng)不顯著,這一效應(yīng)體現(xiàn)在RDt的產(chǎn)出彈性僅為0.06,且未通過變量的顯著性檢驗,這說明中國金融資源配置對經(jīng)濟增長的作用主要體現(xiàn)在數(shù)量擴張上,技術(shù)溢出效應(yīng)不足。

三、 金融資源配置對經(jīng)濟增長作用的計量檢驗

通過對中國金融資源配置對經(jīng)濟增長作用機制的分析,控制了金融資源配置影響經(jīng)濟增長的市場條件、技術(shù)條件和制度條件,從中分離出間接融資與直接融資兩種金融資源配置方式對中國經(jīng)濟增長的相對貢獻。需要進一步分析的是,間接融資和直接融資與經(jīng)濟增長之間因果關(guān)系如何？隨著時間的推移,兩種金融資源配置方式對經(jīng)濟增長的貢獻是否具有穩(wěn)健性？如果兩種金融資源配置方式的相對作用發(fā)生變化,那么變化趨勢是什么？上述問題的回答需要借助時間序列的協(xié)整檢驗和向量自回歸模型進行分析。

1. 平穩(wěn)性檢驗

在中國金融資源配置對經(jīng)濟增長作用機制的回歸分析中, 隱含著一個重要的假設(shè), 即數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的, 這樣回歸結(jié)果才會是穩(wěn)健的。 經(jīng)典回歸分析對于小樣本問題具有普遍適用性, 但對于大樣本分析, 尤其是在時間序列的趨勢分析中, 需要進行平穩(wěn)性檢驗來保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性, 避免非平穩(wěn)時間序列之間可能產(chǎn)生的偽回歸問題。 因此, 在分析金融資源配置與經(jīng)濟增長之間的協(xié)整關(guān)系之前, 首先要對相關(guān)變量進行平穩(wěn)性檢驗。 本文采用拓展的迪基-富勒(ADF)方法來檢驗時間序列的平穩(wěn)性, ADF模型如式(4)所示:

(4)

依據(jù)假設(shè)檢驗原理,如果式(4)中Xt-1前面的系數(shù)δ通過零假設(shè)檢驗,說明Xt序列含有一個單位根,即Xt是非平穩(wěn)序列;反之,如果式(4)中Xt-1前面的系數(shù)顯著不為零,說明Xt序列不含有單位根,即Xt是平穩(wěn)序列。ADF模型檢驗形式為(C,T,L),其中,C、T、L分別代表模型中的常數(shù)項、時間趨勢項和滯后階數(shù)。檢驗結(jié)果如表1所示。GDPt、LOANt、STOCKt不能拒絕含有單位根的原假設(shè)。經(jīng)過一階差分后,ΔGDPt在5%顯著水平下拒絕單位根假設(shè);ΔLOANt、ΔSTOCKt在1%顯著水平下拒絕單位根假設(shè)。總體而言,ΔGDPt、ΔLOANt、ΔSTOCKt可以在5%的顯著水平下拒絕含有單位根的原假設(shè),接受平穩(wěn)性的備擇假設(shè)。

表1 單位根檢驗結(jié)果

2. 協(xié)整檢驗

判斷中國金融資源配置對經(jīng)濟增長的作用,不僅要考慮間接融資與直接融資對經(jīng)濟增長的相對貢獻,還應(yīng)考察兩種金融資源配置方式與經(jīng)濟增長之間是否具有長期均衡關(guān)系,即協(xié)整關(guān)系。協(xié)整關(guān)系檢驗的基本思想是:如果所考慮的時間序列具有相同的單整階數(shù),且它們之間某種線性組合(協(xié)整向量)使得組合時間序列的單整階數(shù)降低,則稱這些時間序列之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系。由于GDPt、LOANt、STOCKt均為1階單整序列,如果它們之間的線性組合為0階單整序列,則說明這些變量之間存在顯著的協(xié)整關(guān)系;反之,則說明這些變量之間的線性組合不具有穩(wěn)健性。本文依據(jù)極大似然原理,采用約翰遜(Johansen)估計法對GDPt、LOANt、STOCKt之間協(xié)整關(guān)系假設(shè)進行檢驗。檢驗結(jié)果如表2所示: GDPt、LOANt、STOCKt之間在1%的顯著水平下拒絕不存在協(xié)整方程的原假設(shè),在5%的顯著水平下拒絕至多存在1個協(xié)整方程的原假設(shè)?？傮w而言,ΔGDPt、ΔLOANt、ΔSTOCKt可以在5%的顯著水平下接受至少存在兩個協(xié)整方程的備擇假設(shè)。

表2 協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

3. 格蘭杰因果檢驗

協(xié)整檢驗可以判斷變量之間是否具有長期均衡關(guān)系,但不能反映出變量之間的因果關(guān)系,因此,需進一步進行因果關(guān)系檢驗。格蘭杰(Granger)因果檢驗是檢驗變量之間因果關(guān)系的常用方法,其基本思想是:對于兩個時間序列變量Xt和Yt,如果在包含了變量Xt和Yt的過去信息的條件下,對變量Xt的預(yù)測效果要優(yōu)于只單獨由Xt的過去信息對其進行的預(yù)測效果,即變量Yt-i有助于解釋變量Xt的變化,則說明Yt序列是引致Xt序列變化的格蘭杰原因?；谏鲜龇治?本文建立向量自回歸(VAR)模型進行格蘭杰因果檢驗,模型形式如式(5)和式(6)所示:

綜合AIC信息和SC準則,格蘭杰因果檢驗?zāi)Ｐ徒忉屪兞康臏箅A數(shù)k確定為2階。檢驗結(jié)果如表3所示:首先,LOANt不是GDPt變化的Granger原因的原假設(shè)被拒絕,說明LOANt-1和LOANt-2與GDPt的線性關(guān)系顯著,即間接融資的先期變動對中國經(jīng)濟增長變化影響顯著;另一方面,GDPt不是LOANt變化的Granger原因的原假設(shè)也被拒絕,說明LOANt與GDPt之間形成了相互引導(dǎo)關(guān)系。其次,STOCKt不是GDPt變化的Granger原因的原假設(shè)被接受,說明STOCKt-1和STOCKt-2與GDPt的線性關(guān)系不顯著,即直接融資的先期變動不能顯著影響中國的經(jīng)濟增長;另一方面,GDPt不是STOCKt變化的Granger原因的原假設(shè)被拒絕,說明雖然中國的經(jīng)濟增長客觀上帶動了直接融資的發(fā)展,但STOCKt與GDPt之間尚未形成相互引導(dǎo)關(guān)系,直接融資對中國經(jīng)濟增長的引致作用不足。

表3 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

4. 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

隨著金融運行的虛擬化程度的不斷提高,市場上的外生沖擊在金融加速機制作用下往往會對實體經(jīng)濟造成嚴重影響,使經(jīng)濟運行偏離長期的均衡路經(jīng)。因此,分析金融資源配置對經(jīng)濟增長的作用不僅要考慮其長期均衡趨勢,還應(yīng)關(guān)注市場沖擊的波動效應(yīng)及其恢復(fù)機制。在VAR模型中,脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是隨機擾動項的一個標準差大小的沖擊對模型中內(nèi)生變量的當期值和未來值產(chǎn)生的動態(tài)影響。令式(5)中的ε1t=0.01且式(6)中的ε2t=0,脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是間接融資序列隨機擾動項的一個標準差大小的沖擊對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的動態(tài)影響,見圖1。脈沖響應(yīng)圖1顯示,中國間接融資序列隨機擾動項的一個標準差大小的正向沖擊對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生顯著正向影響,但在3個預(yù)測期后,正向影響開始衰弱,間接融資的邊際產(chǎn)出開始下降。

圖1 LOANt對GDPt的脈沖響應(yīng)曲線

令式(5)中的ε1t=0且式(6)中的ε2t=0.01,脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是直接融資序列隨機擾動項的一個標準差大小的沖擊對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的動態(tài)影響,見圖2。脈沖響應(yīng)圖2顯示,中國直接融資序列隨機擾動項的一個標準差大小的正向沖擊對經(jīng)濟增長的初期影響微弱,但在3個預(yù)測期后,這種正向影響開始顯現(xiàn)并有所增強,這說明中國直接融資存在著較大的發(fā)展空間。

圖2 STOCKt對GDPt的脈沖響應(yīng)曲線

四、 結(jié)論分析與政策啟示

1. 結(jié)論分析

本文利用經(jīng)典假設(shè)下線性回歸模型進行的實證分析表明,中國金融資源配置對經(jīng)濟增長的作用是在一定約束條件下實現(xiàn)的:首先,由計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的轉(zhuǎn)軌,釋放了社會生產(chǎn)力,使中國經(jīng)濟步入了“干中學(xué)”的發(fā)展階段[11]。在這一階段,即使金融資源配置尚不能形成有利于技術(shù)進步的機制,但“干中學(xué)”中經(jīng)驗積累的溢出效應(yīng)客觀上帶動了全要素生產(chǎn)率的提升,從而促進了經(jīng)濟增長。其次,國家采取了管制性金融約束政策,使金融資源低成本配置給國有經(jīng)濟,從而促進了體制內(nèi)產(chǎn)出的增長。盡管非國有經(jīng)濟直接得到的金融資源有限,但通過國有經(jīng)濟的“資金漏損”以及民間融資,非國有經(jīng)濟獲得了必要的生產(chǎn)資金,從而促進了經(jīng)濟的增長。第三,政府對銀行體系的隱性擔保,客觀上形成了對國有經(jīng)濟的救助機制,由于銀行主導(dǎo)的融資模式更有利于實現(xiàn)金融統(tǒng)籌,這樣即使金融資源配置依賴于間接融資方式,國有銀行形成的呆賬壞賬也可以通過不良資產(chǎn)剝離和注資的方式解決,使金融風(fēng)險隱性化。第四,國家通過對人民幣匯率的控制使中國產(chǎn)品在國際市場保持比較優(yōu)勢,中國過剩的產(chǎn)能得以輸出。

本文利用時間序列VAR模型進行的實證分析表明,中國金融資源配置對經(jīng)濟增長的作用體現(xiàn)為“量”的擴張而非“質(zhì)”的提升,并且,隨著經(jīng)濟增長約束條件的變化,中國“動員性”金融資源配置的邊際產(chǎn)出開始出現(xiàn)遞減趨勢。首先,金融資源“錯配”累積的矛盾日益突出,導(dǎo)致金融資源配置效率下降。長期以來,國有企業(yè)低成本地占據(jù)著大部分金融資源,但對經(jīng)濟增長的貢獻并不顯著;另一方面,對經(jīng)濟增長貢獻顯著的非國有經(jīng)濟無法通過正規(guī)渠道獲得金融資源,只能依賴于高成本的民間融資及來自國企的“資金漏損”[12]。當高融資成本和低經(jīng)營利潤并存時,金融資源配置的邊際產(chǎn)出必將下降。其次,國有銀行的股份制改造導(dǎo)致政府對國有經(jīng)濟的擔保和救助作用減弱,金融風(fēng)險面臨顯性化挑戰(zhàn)。長期以來,國有銀行充當著“第二財政”的作用,在國家的隱性擔保下,國有企業(yè)的呆賬壞賬通過資產(chǎn)剝離的方式核銷,并且,隨著地方財政權(quán)力的縮減,地方政府對銀行資金的依賴性增強。2010年,全國地方債務(wù)累計達10.7萬億元,其中80%是銀行債務(wù)。當國有銀行股份制改革逐步深入時,國有控股銀行必將更加注重商業(yè)化經(jīng)營,擺脫政策性負擔,因此,國有企業(yè)和地方政府的不良債務(wù)面臨顯性化的局面。第三,人民幣升值壓力和國際金融危機沖擊導(dǎo)致金融資源配置的邊際產(chǎn)出下降。無論是人民幣升值產(chǎn)生的相對價格效應(yīng),還是國際金融危機產(chǎn)生的外部收入效應(yīng),都會對中國的出口產(chǎn)生巨大的沖擊,加之國內(nèi)勞動力成本、融資成本、交易成本的居高不下,使中國企業(yè)尤其是外向型企業(yè)面臨嚴峻的生存環(huán)境。近年來,許多生產(chǎn)性資金流入到房市、股市以及高利貸市場便是例證。當勞動力成本的比較優(yōu)勢和經(jīng)驗積累的溢出效應(yīng)逐漸喪失的時候,金融資源配置的邊際產(chǎn)出便會出現(xiàn)下降的趨勢。

2. 政策啟示

在金融資源配置過程中,由于市場這只“看不見的手”有時會失靈,所以需要政府這只“看得見的手”參與調(diào)節(jié);由于政府這只“看得見的手”也會“顫抖”,所以政府調(diào)節(jié)不是萬能的,金融資源配置還應(yīng)以市場化機制為基礎(chǔ),政府的主要作用在于為金融資源配置創(chuàng)造良好的制度環(huán)境并加強監(jiān)管。中國金融資源配置低效的原因關(guān)鍵在于中國金融約束的“租金”是由國有部門而非民間部門獲得的。由于國有企業(yè)目標的多重性,金融資源在國有企業(yè)手中難以按照利潤最大化原則配置,難以激勵經(jīng)營創(chuàng)新和技術(shù)進步,由此導(dǎo)致了金融資源供求的結(jié)構(gòu)性失衡和金融資源配置的價格雙軌。在實際存款利率為負、官方利率價格信號失真的情況下,很多社會資金流向了民間借貸體系、非銀行金融機構(gòu)以及商業(yè)銀行的表外資產(chǎn)[13]。規(guī)模巨大的民間融資如同地下暗流,既難以被金融監(jiān)管體系所涵蓋,也難以被宏觀調(diào)控政策所控制。因此,只有通過有效的制度安排,使中國金融約束的“租金”由國有部門轉(zhuǎn)移到非國有部門,才能激勵金融企業(yè)的創(chuàng)新和生產(chǎn)性企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。2012年3月28日召開的國務(wù)院常務(wù)會議,批準實施《浙江省溫州市金融綜合改革試驗區(qū)總體方案》 ,重點提到引導(dǎo)民間金融從“地下”走向“地上”,構(gòu)建與經(jīng)濟社會發(fā)展相匹配的多元化金融體系,為全面金融改革探路。

從長期來看,只有為金融資源由動員性配置向市場化配置轉(zhuǎn)變創(chuàng)造良好的制度環(huán)境、市場條件和技術(shù)條件,才能最終實現(xiàn)金融資源配置效率的提高和中國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。就近期而言,中國金融資源配置應(yīng)重點處理好兩方面問題:第一方面是要明確政府作用的領(lǐng)域及邊界,減輕政府配置金融資源形成的“擠出效應(yīng)”。地方政府作為地區(qū)經(jīng)濟和社會發(fā)展的代理人,存在著獲取金融資源的偏好。由于激勵地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展有利于提高地方官員的政績,所以地方政府有獲取和配置金融資源的主觀偏好;由于地方政府的財權(quán)和事權(quán)不對等,客觀上要求地方政府通過金融渠道獲得資金。因此,應(yīng)通過明確地方政府的作用領(lǐng)域和邊界,使地方政府從競爭性領(lǐng)域退出,把主要精力投入到公共服務(wù)上,同時,中央政府對地方政府的考核由GDP增長轉(zhuǎn)移到服務(wù)和民生上,這樣才能真正減少地方政府對金融資源的擠占,實現(xiàn)金融資源的市場化配置。第二方面是要打破國有金融體系的壟斷地位,消除對國有企業(yè)和私營企業(yè)的“所有制偏好”,形成金融資源的有效供給。理論上,金融機構(gòu)與其服務(wù)對象的業(yè)績正相關(guān),但我國金融機構(gòu)的業(yè)績卻相對獨立,金融業(yè)的高收益一方面是由于高額存在差和繁雜收費,另一方面也意味著業(yè)績不穩(wěn)但對經(jīng)濟增長貢獻顯著的中小企業(yè)難以得到貸款,也就不會形成不良貸款。因此,應(yīng)加快國有金融機構(gòu)產(chǎn)權(quán)多元化的改革,降低民營金融資本的進入門檻,鼓勵民營資本參股和組建金融機構(gòu),逐步形成多元、有序的市場競爭格局。同時,政策制定要兼顧到各級政府以及市場參與者的多元利益平衡,這樣相關(guān)措施才能真正得到落實。

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