章洪量，封思賢

一、引 言

為了維持物價(jià)穩(wěn)定并有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的積極調(diào)整，我國貨幣供給最新兩年來的增幅明顯放緩。受此影響，大量的資金需求開始繞過銀行，轉(zhuǎn)向民間借貸、信托融資、融資票據(jù)、債券、新三板資本市場等融資渠道。同時(shí)，隨著互聯(lián)網(wǎng)金融業(yè)的爆發(fā)式發(fā)展，大量存款流出銀行，轉(zhuǎn)向理財(cái)產(chǎn)品等各種渠道。這些現(xiàn)象的集中涌現(xiàn)正是對(duì)當(dāng)代世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)金融脫媒趨勢的快速反應(yīng)。所謂金融脫媒（Financial Disintermediation），是指資金繞過銀行等傳統(tǒng)的金融中介（即“媒”）、直接在交易雙方之間調(diào)劑并產(chǎn)生資產(chǎn)／負(fù)債關(guān)系的現(xiàn)象。不斷增強(qiáng)的金融脫媒趨勢是否改進(jìn)了資本配置效率，正受到包括宏觀決策部門、金融監(jiān)管部門等在內(nèi)的各方的重點(diǎn)關(guān)注。

資本配置效率是指將稀缺的資本資源配置到邊際效率最高的經(jīng)濟(jì)區(qū)域、行業(yè)或企業(yè)等部門的有效程度。從宏觀的角度來看，效率高的資本配置能優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)并實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。從國外經(jīng)驗(yàn)來看，健康的金融市場能有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，提高資本配置效率。然而，無論是在金融市場化水平還是在經(jīng)濟(jì)制度完善度等方面，我國與一些發(fā)達(dá)國家之間均存在較大差距。這將在一定程度上影響我國金融市場引導(dǎo)資本配置的效率，即金融脫媒趨勢的日益增強(qiáng)或許并未明顯改進(jìn)我國的資本配置效率。事實(shí)上，一些普遍現(xiàn)象似乎也在印證這種猜測，比如：大量優(yōu)質(zhì)的中小企業(yè)目前還很難從資本市場獲得融資機(jī)會(huì)，但同時(shí)我國資本市場也存在大量低效率上市公司等等。本文將在綜述國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，探討金融脫媒對(duì)我國資本配置效率的作用機(jī)理，并結(jié)合改革開放30多年來的數(shù)據(jù)，實(shí)證分析金融脫媒對(duì)我國資本配置效率的影響效果。

二、金融脫媒影響資本配置效率的理論分析

（一）基于文獻(xiàn)的理論分析

1．金融脫媒。20世紀(jì)60年代，受Q條例（管制定期存款利率上限）等法律法規(guī)的約束，美國公眾存款不斷流出存款機(jī)構(gòu)而涌向資本市場，Hester最早將這一現(xiàn)象界定為金融脫媒［1］。1980年，美國通過一系列放松儲(chǔ)蓄機(jī)構(gòu)管制和貨幣監(jiān)管的改革方案，Horvath認(rèn)為，此舉正是為了降低金融脫媒過快發(fā)展帶來的負(fù)面影響［2］。Crockett，Cohen發(fā)現(xiàn)，金融脫媒改變了系統(tǒng)性沖擊在金融市場各參與者之間的傳播方式，也對(duì)市場透明度和市場紀(jì)律提出了更高要求，因而發(fā)展多層次金融市場有利于金融業(yè)健康發(fā)展［3］。Boutillier，Bricongne等采用不同方法測算了金融脫媒程度［4］?；诮鹑谥薪槔碚?，F(xiàn)abio認(rèn)為，金融脫媒程度過高是導(dǎo)致2007-2008年全球金融危機(jī)的最重要原因［5］。國內(nèi)方面，不少學(xué)者分析了金融脫媒的內(nèi)涵、趨勢、成因以及對(duì)經(jīng)濟(jì)增長和貨幣政策的影響等。比如，宋旺和鐘正生比較了不同學(xué)者給出的金融脫媒概念［6］；劉煜輝指出了金融脫媒的發(fā)展趨勢及原因［7］；基于1991-2008年的數(shù)據(jù)，阮敏發(fā)現(xiàn)，我國金融脫媒與經(jīng)濟(jì)增長之間存在長期均衡關(guān)系且經(jīng)濟(jì)增長是金融脫媒的主要原因［8］；在借鑒Schmidt al．［9］成果的基礎(chǔ)上，宋旺估算了中國1978-2007年的金融脫媒程度，并證實(shí)“金融脫媒顯著影響我國貨幣政策效率”［10］。

2．資本配置效率。Wurgler發(fā)現(xiàn)，有效的金融市場能正確引導(dǎo)資本投向高成長性行業(yè)，而欠發(fā)達(dá)的金融市場會(huì)阻礙資本配置效率提升［11］。在測算資本配置效率時(shí)，不少學(xué)者采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）法。比如，Charnes，Cooper基于DEA方法創(chuàng)設(shè)了規(guī)模報(bào)酬不變假設(shè)前提下的CCR模式效率測度法［12］；Banker al．放寬了規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，將CCR模式修正為 BCC模式［13］；Caves al．通過 DEA的非參數(shù)方法構(gòu)建了Malmquist指數(shù)并得到了全要素生產(chǎn)率（TFP）［14］；Fare將 Malmquist指數(shù)分解為技術(shù)效率變化指數(shù)（包括純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)）以及技術(shù)進(jìn)步指數(shù)等［15］。在國內(nèi)方面，傅勇和白龍運(yùn)用TFP測算了我國的資本配置效率［16］；王大鵬和朱迎春則用資本生產(chǎn)效率變化及其他投入要素效率變化的乘積測算了Malmquist指數(shù)，并用其中的資本生產(chǎn)效率單獨(dú)衡量了資本配置效率［17］。此外，Wurgler等還通過資本配置模型衡量了資本配置效率［11］，并證實(shí)了發(fā)展資本市場有利于改進(jìn)資本配置效率，其中的基本模型為：ln（Iic，t／Iic，t-1） ＝αc+ηcln（Vic，t／Vic，t-1）+εic，t，I為固定資產(chǎn)實(shí)際投資額，V為實(shí)際產(chǎn)出增加值，ic為地區(qū)c的行業(yè)i，t為當(dāng)期，η為資本配置效率。

3．金融脫媒與資本配置效率的相互關(guān)系?，F(xiàn)有文獻(xiàn)極少研究金融脫媒與資本配置效率的相互關(guān)系，但有關(guān)金融發(fā)展與資本配置效率關(guān)系的文獻(xiàn)將給本文提供有益借鑒。國外方面，Thorsten，Ross指出，法律制度執(zhí)行效率、金融業(yè)整體發(fā)展水平與資本配置效率高度相關(guān)［18］。Almeida，Wolfenzon證實(shí)，金融發(fā)展水平的提高有利于資本配置效率的改進(jìn)［19］。Pang，Wu發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展會(huì)通過資本配置渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；金融市場越發(fā)達(dá)，資本投入到高成長性行業(yè)的比例則越高，且在對(duì)外部融資有較強(qiáng)依賴的行業(yè)更顯著［20］。Arizala al．認(rèn)為，金融發(fā)展水平與全要素生產(chǎn)率（TFP）之間顯著正相關(guān)［21］。國內(nèi)方面，在借鑒Wurgler［11］資本配置模型的基礎(chǔ)上，韓立巖［22］，李青原，等［23］發(fā)現(xiàn)，發(fā)展資本市場能有效促進(jìn)資本配置效率提高?；陂L三角1978-2009年的數(shù)據(jù)，封思賢，等發(fā)現(xiàn)，股票一級(jí)市場發(fā)展水平與全要素生產(chǎn)率之間顯著正相關(guān)，但現(xiàn)有的銀行市場與股票二級(jí)市場并未有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的積極轉(zhuǎn)變［24］。王永劍和劉春杰證實(shí)，金融發(fā)展與資本配置效率的相互關(guān)系在不同地區(qū)之間存在顯著差異，并指出優(yōu)化金融結(jié)構(gòu)、豐富金融工具、健全資本市場、擴(kuò)大直接融資比重、改進(jìn)金融部門效率等措施有利于提高資本配置效率［25］。

綜合來看，現(xiàn)有文獻(xiàn)得出的結(jié)論并不一致甚至截然相反，其中研究方法不統(tǒng)一、樣本存在顯著差異等可能是主要原因，但只有厘清金融脫媒影響資本配置效率的最基本原理，才能更加清晰地辨識(shí)出兩者的相互關(guān)系。

（二）金融脫媒影響資本配置效率的微觀機(jī)理

1．基于消費(fèi)者行為理論的分析。假設(shè)企業(yè)m是“融資”這個(gè)商品的消費(fèi)者，根據(jù)等邊際原理：MUχm／Pχm＝MUym／Pym，χ為直接融資，y為間接融資，MU為邊際效用，P為融資成本。滿足這個(gè)等式則意味著實(shí)現(xiàn)了消費(fèi)者均衡，即此時(shí)資本配置的效率是最優(yōu)的。但是，由于現(xiàn)實(shí)中存在交易成本、信息不對(duì)稱等因素，這一均衡難以完全實(shí)現(xiàn)。金融脫媒會(huì)改變資本在直接融資與間接融資之間的分配，進(jìn)而影響資本配置效率。現(xiàn)假設(shè)企業(yè)m為私營企業(yè)，企業(yè)n為國有企業(yè)，如果資本配置有效，那么n企業(yè)同樣應(yīng)該滿足 MUχn／Pχn＝MUyn／Pyn的條件，且此時(shí) Pχm＝Pχn、Pym＝Pyn，即無論是在直接融資市場還是在間接融資市場，資金成本對(duì)于不同的消費(fèi)者應(yīng)該是相等的。由于現(xiàn)實(shí)中的國有企業(yè)往往在規(guī)模大小、信息獲取、所有制地位、政企關(guān)系、銀企關(guān)系等方面具有相對(duì)優(yōu)勢，因而國企會(huì)在融資過程中擁有更多的定價(jià)話語權(quán)，此時(shí)（尤其是當(dāng)一國金融抑制程度較高時(shí)）資本配置的均衡狀態(tài)就會(huì)被打破并容易變?yōu)镸Uχn／Pχn＝MUyn／Pyn，Pχn＜Pχm，Pyn＜Pym。這樣，一些高成長性的私有制企業(yè)就很難得到資本的青睞，進(jìn)而降低了整個(gè)社會(huì)的資本配置效率。

2．基于生產(chǎn)者行為理論的分析。假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為 Y＝f（K，L），成本函數(shù)為C＝rK+wL，K為資本、L為勞動(dòng)、r為融資成本（利率）、w為勞動(dòng)力價(jià)格（工資）。本文主要考察資本配置效率，因此我們假設(shè)勞動(dòng)力價(jià)格w不變，則生產(chǎn)函數(shù)可簡化為Y＝f（K）。金融脫媒促進(jìn)了間接融資直接化。當(dāng)不考慮企業(yè)異質(zhì)性時(shí)，直接融資成本會(huì)因融資活動(dòng)不經(jīng)過傳統(tǒng)的金融中介而降低。資本成本降低至少會(huì)通過兩個(gè)渠道來影響資本配置效率。第一，資本成本r′的降低改變了等成本線的斜率→新的生產(chǎn)者均衡（MRTSL，K＝w／r′）迫使企業(yè)改變產(chǎn)量以滿足既定成本下的產(chǎn)出最大化→均衡產(chǎn)出改變影響資本配置效率，即金融脫媒 →資金成本r′→MRTSL，K→Y。第二，投資I對(duì)利率 r的反應(yīng)函數(shù)為 I＝I（r），且 dI／dr＜0。資本成本r′的降低增加了投資I。結(jié)合索羅模型可知I＝ΔK，K為資本存量，則 Y＝f（K）可轉(zhuǎn)化為 ΔY＝g（ΔK）＝g（I），這樣對(duì)產(chǎn)出的最終影響為 ΔY，進(jìn)而改變了資本配置效率，即金融脫媒→資金成本r′→ΔK→ΔY→Y。

（三）金融脫媒影響資本配置效率的宏觀機(jī)理

在IS-LM模型中，投資函數(shù)I＝I（r），儲(chǔ)蓄函數(shù)S＝S（y），貨幣需求函數(shù)L＝L（y，r），其中I、S、y、r、M分別為投資、儲(chǔ)蓄、產(chǎn)出（收入）、利率和貨幣供給量（圖1）。金融脫媒拓寬了投資渠道，這既可能通過投資意愿的增強(qiáng)而使IS線向右上方平移（IS0→IS1），也可能通過儲(chǔ)蓄意愿的下降而使IS線向左下方平移（IS0→IS2）。金融脫媒通常會(huì)增加企業(yè)在直接融資市場的融資機(jī)會(huì)、降低企業(yè)對(duì)銀行等間接融資市場的依賴程度，這在一定程度上緩解了央行貨幣供給的壓力，進(jìn)而使得LM線左移（LM0→LM1）。但是，金融脫媒也會(huì)通過交易性貨幣需求的降低使得LM線右移（LM0→LM2），或者通過投機(jī)性貨幣需求的增加而使得LM線左移（LM0→LM3）。不難看出，無論是IS線、LM線還是綜合兩者的新均衡狀態(tài)，金融脫媒對(duì)產(chǎn)出的最終影響方向是不確定的，即金融脫媒可能會(huì)提高也可能會(huì)降低資本配置效率。

圖1 IS-LM模型中的金融脫媒與資本配置

接下來，本文將在測度我國金融脫媒程度與資本配置效率的基礎(chǔ)上，實(shí)證研究兩者的相互作用機(jī)制及作用效果。

三、金融脫媒程度與資本配置效率的測算

基于前文分析，本部分將首先測算出我國的金融脫媒程度與資本配置效率水平，為后文兩者關(guān)系的實(shí)證研究提供數(shù)據(jù)支撐。

（一）我國金融脫媒程度的衡量

根據(jù)非金融部門的中介化比率和證券化比率等兩大類共四個(gè)指標(biāo)，Schmidt al．［9］、Filipa，Paulo等［26］測算了英國、法國、德國和葡萄牙等國的金融脫媒程度，其中，中介化比率用于反映間接金融狀況，證券化比率用于反映直接金融狀況，中介化比率越低或證券化比率越高則意味著金融脫媒程度越高。借鑒這些成果，本文初步選取非金融部門對(duì)金融部門的資產(chǎn)中介化比率（NFAIR）、非金融部門對(duì)金融部門的負(fù)債中介化比率（NFDIR）、非金融部門的資產(chǎn)證券化比率（NFASR）、非金融部門的負(fù)債證券化比率（NFDSR）共四個(gè)指標(biāo)來評(píng)估我國的金融脫媒程度。各指標(biāo)含義及計(jì)算方法如表1。

表1 衡量金融脫媒程度的相關(guān)指標(biāo)

根據(jù)前文分析，表1中，非金融部門的中介化比率（NFAIR、NFDIR）越低或者證券化比率（NFASR、NFDSR）越高，則意味著金融脫媒的程度越高。參照宋旺和鐘正生提出的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)［6］，本文將表1中非金融部門的金融資產(chǎn)與金融負(fù)債的細(xì)化指標(biāo)界定如表2。

表2 非金融部門的金融資產(chǎn)、金融負(fù)債的統(tǒng)計(jì)子指標(biāo)

基于我國1978-2012年的數(shù)據(jù)①流通中現(xiàn)金、存款的數(shù)據(jù)源自中國人民銀行網(wǎng)站和中國社科院金融所網(wǎng)站等。金融債券、國債、企業(yè)債的數(shù)據(jù)源自《中國證券期貨市場統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》和財(cái)政部網(wǎng)站等。股票類、股權(quán)類、基金類的數(shù)據(jù)源自WIND數(shù)據(jù)庫。短期融資券、中期票據(jù)的數(shù)據(jù)源自中國債券信息網(wǎng)和上海清算所網(wǎng)站等。保險(xiǎn)類數(shù)據(jù)源自中國保監(jiān)會(huì)網(wǎng)站、全國社?；鹄硎聲?huì)網(wǎng)站等。非金融部門對(duì)國外的金融資產(chǎn)以“對(duì)外金融總資產(chǎn)-儲(chǔ)備資產(chǎn)”近似估計(jì)，非金融部門的對(duì)外負(fù)債用“非金融部門對(duì)國外的金融資產(chǎn)×60%”近似估計(jì)，原始數(shù)據(jù)源自外匯管理局網(wǎng)站和中國人民銀行網(wǎng)站。作者備有各原始數(shù)據(jù)供索取。，本文得到表1中四個(gè)指標(biāo)的計(jì)算結(jié)果見圖2。圖2顯示，1978-1981年，我國間接金融比率（中介化比率NFAIR、NFDIR）接近100%，金融脫媒尚未出現(xiàn)。1982年，國債恢復(fù)發(fā)行，直接金融起步發(fā)展，金融脫媒初現(xiàn)端倪。1990-1991年，滬、深交易所相繼成立，證券化比率（NFASR、NFDSR）開始快速上升，隨后在1998-1999年《證券法》頒布與實(shí)施等一系列改革措施的影響下于2000年達(dá)到階段性高點(diǎn)，金融脫媒逐步形成。2001-2004年，資本市場不斷下跌，公司IPO速度放緩，金融領(lǐng)域呈現(xiàn)反脫媒狀態(tài)。2005-2007年，股權(quán)分置改革啟動(dòng)并實(shí)施，以基金等為代表的機(jī)構(gòu)投資者快速發(fā)展，資本市場不斷上升并創(chuàng)下歷史性高點(diǎn)，金融脫媒趨勢重新得到強(qiáng)化。2008年至今，受全球性金融危機(jī)等因素的影響，金融脫媒趨勢不斷反復(fù)。但從1978至今的總體大方向來看，金融脫媒已成為我國金融系統(tǒng)未來改革不可逆轉(zhuǎn)的趨勢與潮流。

圖2 我國的金融脫媒狀況（1978-2012）

從本文開頭對(duì)“金融脫媒”的概念界定中，我們不難發(fā)現(xiàn)，金融脫媒過程實(shí)際上是一種“去中介化”過程，既包括資金需求的“去中介化”（即貸款等融資需求不主要由銀行滿足），也包括資金供給的“去中介化”（即存款等盈余資金流出銀行等），即在衡量金融脫媒程度時(shí)，絕大部分現(xiàn)有文獻(xiàn)僅考慮“負(fù)債（即融資）”的做法可能是欠全面的。在表1的4個(gè)指標(biāo)中，我們首先將兩個(gè)中介化比率（NFAIR、NFDIR）通過“去中介化”處理得到：非金融部門對(duì)金融部門的資產(chǎn)去中介化比率（NFADR＝1-NFAIR）和非金融部門對(duì)金融部門的負(fù)債去中介化比率（NFDDR＝1-NFDIR），然后將資產(chǎn)類指標(biāo)（NFADR、NFASR） 和 負(fù) 債 類 指 標(biāo) （NFDDR、NFDSR）通過主成分分析法綜合處理成金融脫媒指數(shù)（FDR），并用其來衡量金融脫媒程度。結(jié)果表明，四個(gè)指標(biāo)（NFADR、NFASR、NFDDR、NFDSR）第一主成分的方差貢獻(xiàn)率為99．07%（＞85%），且有：

圖3 我國的金融脫媒指數(shù)（1978-2012）

圖3 顯示的是式（1）的測算結(jié)果，圖中數(shù)據(jù)將用于后文實(shí)證分析。

（二）我國資本配置效率的測算

基于數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（DEA）方法在測算效率時(shí)的一些優(yōu)越性（如采用非參數(shù)估計(jì)、無需投入和產(chǎn)出等變量的價(jià)格信息等）并借鑒大多學(xué)者的做法，本文擬通過DEA方法來構(gòu)建Malmquist指數(shù)并最終將其作為我國資本配置效率的衡量指標(biāo)。

Malmquist指數(shù)最早由 Caves al．［14］提出，其核心思想是：首先定義輸入、輸出的距離函數(shù)，然后用這些函數(shù)計(jì)算出決策單元要素的生產(chǎn)效率，最終用前后兩個(gè)時(shí)點(diǎn)生產(chǎn)效率的比值來反映資本配置效率。具體過程是：假設(shè)Pt＝（Xt，Yt）表示投入Xt的產(chǎn)出為Yt，St＝｛Yt｜（Xt，Yt）∈Pt｝為生產(chǎn)可能集，則參照點(diǎn)第t期的生產(chǎn)點(diǎn)（Xt，Yt）與當(dāng)期生產(chǎn)前沿面的距離函數(shù)為 Dt（Xt，Yt）＝Inf｛θ｜（Xt，Yt，θ），Yt∈ St｝，第t+1期生產(chǎn)點(diǎn)（Xt+1，Yt+1）與第t期生產(chǎn)前沿面的距離函數(shù)為 Dt（Xt+1，Yt+1）＝Inf｛θ｜（Xt+1，Yt+1，θ），Yt+1∈ St｝。同理，若以第 t+1期為參照點(diǎn)，則有Dt+1（Xt+1，Yt+1）＝Inf｛θ｜（Xt+1，Yt+1，θ），Yt+1∈St+1｝，Dt+1（Xt，Yt）＝Inf｛θ｜（Xt，Yt，θ），Yt∈ St｝。Malmquis t指數(shù)是不同參照水平下前后兩期距離函數(shù)的比值，即 Mt＝Dt（Xt+1，Yt+1）／Dt（Xt，Yt），Mt+1＝Dt+1（Xt+1，Yt+1）Dt+1（Xt，Yt）。為消除不同參照系下測算結(jié)果的差異，本文采取幾何平均數(shù)即M＝來作為Malmquist指數(shù)的最終測得值。

借鑒王大鵬和朱迎春的變量選取方法［17］，本文選取的產(chǎn)出變量為國內(nèi)生產(chǎn)總值Y，投入變量為固定資產(chǎn)投資X1和全社會(huì)就業(yè)人數(shù)X2（數(shù)據(jù)源自中國社會(huì)科學(xué)院金融研究所數(shù)據(jù)庫）。同時(shí)，借鑒王兵和顏鵬飛提供的基于時(shí)間序列的DEA分析法［27］并采用DEAP2．1軟件，我們得到了Malmquist指數(shù)的測算結(jié)果。

從Malmquist指數(shù)的計(jì)算過程中不難看出，每年的測得值是一個(gè)相對(duì)值。這種相對(duì)值實(shí)際是將上一期全要素生產(chǎn)率設(shè)為1時(shí)的環(huán)比數(shù)據(jù)［28］。為了與計(jì)算金融脫媒指數(shù)時(shí)的統(tǒng)計(jì)口徑保持一致，我們將以1978年為基期，相對(duì)值換算為各年對(duì)應(yīng)的絕對(duì)值。換算方法如下：

圖4 我國的資本配置效率（1978-2012）

其中，CAE1978是基期1978年的資本配置效率值（該值為15．9%，是用當(dāng)年工業(yè)企業(yè)利潤除以固定資產(chǎn)原值的比率近似替代的），Mn是n年對(duì)應(yīng)的Malmquist指數(shù)測得值。

根據(jù)式（2）的計(jì)算結(jié)果，我們得到資本配置效率走勢圖（圖4）。圖4顯示，1978-1990年，我國的資本配置效率處于較低水平且每年變化幅度很小。1991-1997年，配置效率上升較快，但仍處于較低水平。1998-2004年，配置效率經(jīng)歷了先小幅下降后緩慢上升過程。2005-2008年，配置效率加速上升，隨后在經(jīng)歷2009-2010年向下的小幅調(diào)整后，目前的資本配置效率處于0．7左右的較高水平。不難看出，圖4中配置效率與圖3中脫媒指數(shù)兩者的運(yùn)行趨勢在各個(gè)時(shí)間段內(nèi)并不總是一致的。因而，兩者的相互關(guān)系仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)。

四、金融脫媒對(duì)資本配置效率影響的實(shí)證分析

根據(jù)前面的理論分析和計(jì)算所得數(shù)據(jù)，我們將選取相關(guān)變量、構(gòu)建計(jì)量模型，實(shí)證檢驗(yàn)金融脫媒對(duì)我國資本配置效率的影響機(jī)制及影響效果。

（一）變量選取及數(shù)據(jù)來源

依據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，影響資本配置效率的因素主要有三類：資金、勞動(dòng)力、技術(shù)。同時(shí)，考慮到我國1978年以來所處的特殊背景，本文將添加“制度”這一因素。其中，本文認(rèn)為“改革開放”是1978年以來我國最核心的“制度”。具體闡述如下：

（1）資本配置效率（CAE），該指標(biāo)為被解釋變量。（2）金融脫媒指數(shù)（FDR），該指標(biāo)為主要解釋變量，是影響效率的“資金”類因素；CAE和FDR的數(shù)據(jù)源于第三部分計(jì)算結(jié)果（“勞動(dòng)力”等影響因素已反映在CAE的計(jì)算過程中）。（3）科技進(jìn)步（TEC），該指標(biāo)為控制變量，是影響效率的“技術(shù)”類因素，用“國家財(cái)政用于科學(xué)研究的支出環(huán)比增長率”來衡量，相關(guān)數(shù)據(jù)源于《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》與國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。（4）對(duì)外開放水平（OD），該指標(biāo)也是控制變量，是影響效率的“制度”類因素，用“當(dāng)年進(jìn)出口總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例”來衡量，相關(guān)數(shù)據(jù)來自中國社會(huì)科學(xué)院金融研究所網(wǎng)站和國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

（二）計(jì)量模型構(gòu)建與參數(shù)估計(jì)

在傳統(tǒng)的VAR模型中，各變量之間的結(jié)構(gòu)關(guān)聯(lián)性被隱藏在隨機(jī)擾動(dòng)向量的方差 -協(xié)方差矩陣中。為捕捉各個(gè)變量之間的即時(shí)結(jié)構(gòu)性關(guān)系，同時(shí)也為了增強(qiáng)計(jì)量模型在經(jīng)濟(jì)理論上的說服力，本文主要選擇結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）用于實(shí)證分析。

1．單位根檢驗(yàn)

無論是SVAR還是VAR，各時(shí)間序列變量必須平穩(wěn)都是模型估計(jì)的重要前提，否則會(huì)陷入“偽回歸”誤區(qū)。我們采用單位根（ADF）方法來檢驗(yàn)各變量的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3顯示，四個(gè)變量的原序列均為非平穩(wěn)序列，但經(jīng)一階差分處理后的序列均為平穩(wěn)序列。這說明這四個(gè)序列均為一階單整I（1），可用來檢驗(yàn)“各變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系”。

2．協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整是對(duì)時(shí)間序列之間長期均衡關(guān)系的描述。Johansen檢驗(yàn)法是常用的協(xié)整檢驗(yàn)方法之一。對(duì)原序列的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如表4。

表4顯示，原假設(shè)（H0：無協(xié)整向量）的跡統(tǒng)計(jì)量大于5%對(duì)應(yīng)臨界值，即原序列之間存在長期的協(xié)整關(guān)系。但是，我們發(fā)現(xiàn)，若使用原序列來構(gòu)建模型，則AR根檢驗(yàn)結(jié)果顯示模型不符合穩(wěn)定性條件。因此，我們采用各變量一階差分后的平穩(wěn)序列來估計(jì)模型參數(shù)。

表4 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

3．SVAR模型的參數(shù)估計(jì)

根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則，我們可確定出各變量的滯后期為1，則SVAR模型的原型為：

其中，Mt是包含所有t期變量的1×4向量（1行4列，下同），α0是1×4的參數(shù)向量，A0、α1是4×4的參數(shù)向量，μ1是1×4的隨機(jī)誤差向量。引入相應(yīng)變量后，SVAR模型的表達(dá)式則為：

根據(jù)SVAR模型的識(shí)別條件，4個(gè)變量的結(jié)構(gòu)模型須附加n（n-1）／2個(gè)約束條件，即6個(gè)約束條件。根據(jù)效率理論可知，要素投入到最終產(chǎn)出再到效率存在周期，因而：①金融脫媒對(duì)當(dāng)期效率的變化沒有反應(yīng)，即χ21＝0；②科技進(jìn)步對(duì)當(dāng)期效率的變化沒有反應(yīng)，即χ31＝0；③科技進(jìn)步對(duì)當(dāng)期金融脫媒的變化沒有反應(yīng)，即χ32＝0；④對(duì)外開放水平對(duì)當(dāng)期效率的變化沒有反應(yīng)，即χ41＝0；⑤對(duì)外開放水平對(duì)當(dāng)期金融脫媒的變化沒有反應(yīng)，即χ42＝0；⑥對(duì)外開放水平對(duì)當(dāng)期科技進(jìn)步的變化沒有反應(yīng)，即χ43＝0。

根據(jù)SVAR模型與簡化式VAR模型的相互關(guān)系，可得 A0εt＝μt，其中，εt為簡化式殘差，μt為結(jié)構(gòu)式殘差，并有 εt＝A-10μt。這樣，可以得到通過SVAR模型中約束矩陣的估計(jì)結(jié)果：

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

檢驗(yàn)的原假設(shè)H0：解釋變量不是被解釋變量變動(dòng)的格蘭杰原因。備擇假設(shè)H1：解釋變量是被解釋變量變動(dòng)的格蘭杰原因。檢驗(yàn)結(jié)果如下（表5）：

表5顯示，在99%的置信水平下，金融脫媒是引起資本配置效率變化的格蘭杰原因。此外，在95%的置信水平下，金融脫媒、科技進(jìn)步與對(duì)外開放水平能同時(shí)格蘭杰影響資本配置效率。

表5 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

圖5顯示的是金融脫媒程度一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)單位的正向沖擊對(duì)資本配置效率的影響結(jié)果（脈沖響應(yīng)圖）。圖5顯示，從第1期到第2期，金融脫媒對(duì)資本配置效率的影響呈現(xiàn)出逐漸增強(qiáng)的正向效應(yīng)；從第2期到第3期，正向效應(yīng)逐漸減弱；從第3期到第5期，金融脫媒對(duì)配置效率的影響體現(xiàn)為逐漸減弱的負(fù)向效應(yīng)；在第5期后，影響效果逐漸減弱并在第8期左右收斂于0。這種脈沖響應(yīng)的軌跡表明，金融脫媒對(duì)我國資本配置效率的影響具有明顯的“期限結(jié)構(gòu)”特征，即金融脫媒在短期內(nèi)促進(jìn)了我國配置效率的提高，但這種促進(jìn)效應(yīng)持續(xù)時(shí)間較短，并在中期內(nèi)轉(zhuǎn)為抑制效應(yīng)；長期來看，金融脫媒并未改進(jìn)我國的資本配置效率。

圖5 資本配置效率對(duì)金融脫媒?jīng)_擊的響應(yīng)（1978-2012）

（五）方差分解分析

方差分解方法可以用來分析各變量對(duì)資本配置效率變動(dòng)的貢獻(xiàn)度，結(jié)果如表6：

表6顯示，第1期的沖擊全部由資本配置效率（DACE）本身引起（貢獻(xiàn)率為100%）。隨著時(shí)間推移，資本配置效率自身和金融脫媒（DFDR）的貢獻(xiàn)度都逐漸減少，而技術(shù)因素（DTEC）和制度類因素（DOD）的貢獻(xiàn)度逐漸增大。總體來看，金融脫媒對(duì)資本配置效率的貢獻(xiàn)度一直維持在15%左右，遠(yuǎn)高于技術(shù)類因素和制度因素。

表6 資本配置效率變動(dòng)的方差分解

五、結(jié)論與建議

在界定金融脫媒基本內(nèi)涵和綜述相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文首先闡釋了金融脫媒影響資本配置效率的微觀與宏觀機(jī)理，然后運(yùn)用1978-2012年的數(shù)據(jù)測算了我國的金融脫媒程度和資本配置效率。接著，在添加“技術(shù)”類指標(biāo)、“制度”類指標(biāo)等控制變量后，本文運(yùn)用SVAR模型等計(jì)量方法實(shí)證研究了金融脫媒對(duì)我國資本配置效率的影響機(jī)制與影響效果。結(jié)果表明：（1）金融脫媒已成為我國金融系統(tǒng)未來改革不可逆轉(zhuǎn)的趨勢與潮流；（2）金融脫媒是影響我國資本配置效率變動(dòng)的格蘭杰原因，其對(duì)配置效率的貢獻(xiàn)度遠(yuǎn)超過“技術(shù)”因素和“制度”因素；（3）金融脫媒對(duì)我國資本配置效率的影響存在“期限結(jié)構(gòu)效應(yīng)”，即金融脫媒在短期內(nèi)促進(jìn)了我國配置效率的提高，但這種促進(jìn)效應(yīng)持續(xù)時(shí)間較短，并在中期內(nèi)轉(zhuǎn)為抑制效應(yīng)；長期來看，金融脫媒并未明顯改進(jìn)我國的資本配置效率。本文認(rèn)為，形成該結(jié)論的原因可能是：無論是閑散資金通過理財(cái)品市場或互聯(lián)網(wǎng)金融等途徑流出銀行，還是資金需求方（企業(yè)、政府等）通過資本市場、民間借貸或信托平臺(tái)等非銀行渠道獲取融資，這樣的金融脫媒均會(huì)在短期內(nèi)有效盤活社會(huì)存量資金，從而加速資金周轉(zhuǎn)并有利于提高配置效率。但是，由于受到金融資源長期分配不均、資本市場融資條件過高、利率市場化程度較低等金融因素的制約，金融脫媒對(duì)資本配置效率的促進(jìn)作用將隨著時(shí)間的推移而大大削弱。根據(jù)上述結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，優(yōu)化商業(yè)銀行經(jīng)營模式，不斷提高商業(yè)銀行應(yīng)對(duì)金融脫媒趨勢的能力。當(dāng)前，信貸資產(chǎn)是我國商業(yè)銀行業(yè)的最主要資產(chǎn)，利差收入是我國銀行業(yè)的最主要收入。隨著金融脫媒趨勢的不斷增強(qiáng)，社會(huì)閑散資金流向銀行的比例將降低，社會(huì)融資需求轉(zhuǎn)向非銀行途徑的比例將提高。這意味著，商業(yè)銀行依靠傳統(tǒng)的信貸擴(kuò)張經(jīng)營模式來攫取息差利潤的難度將大大增加。因此，商業(yè)銀行既要不斷優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，減少對(duì)產(chǎn)能嚴(yán)重過剩、所處行業(yè)不符合國家產(chǎn)業(yè)升級(jí)政策等低效率企業(yè)的貸款，增加對(duì)高成長性中小企業(yè)和小微企業(yè)的貸款，又要以客戶需求為導(dǎo)向加強(qiáng)金融創(chuàng)新，拓展多元化的負(fù)債來源，完善金融服務(wù)，提高中間業(yè)務(wù)收入比重。

第二，構(gòu)建并完善多層次的資本市場體系。優(yōu)化資源配置是資本市場的主要功能之一，然而金融脫媒在中長期內(nèi)并未明顯改進(jìn)我國的資本配置效率，這與我國的資本市場運(yùn)行不規(guī)范、體系不完善有密切關(guān)系。規(guī)范公司信息披露、健全內(nèi)幕交易監(jiān)管措施、實(shí)施嚴(yán)格的退市制度、構(gòu)建并完善包括互聯(lián)網(wǎng)金融市場等在內(nèi)的多層次資本市場、擴(kuò)大企業(yè)債券市場和中期票據(jù)市場規(guī)模等方面是目前急需改革的重點(diǎn)。

第三，促進(jìn)商業(yè)銀行與資本市場的協(xié)調(diào)發(fā)展。本文的結(jié)論表明，金融脫媒對(duì)資本配置效率的促進(jìn)效應(yīng)存在一定的期限結(jié)構(gòu)。因此，我們不能簡單認(rèn)為“金融脫媒程度越深，資本配置效率就越高”。對(duì)我國而言，金融脫媒程度過高或過低均不利于資本配置效率的提高。考慮到我國金融市場體系現(xiàn)行發(fā)展條件的客觀不足（如我國資本市場價(jià)格波動(dòng)幅度大、市場風(fēng)險(xiǎn)高，但投資者風(fēng)險(xiǎn)接受能力普遍較低；資本市場上的融資資源十分有限等等），本文建議，在大力發(fā)展資本市場的同時(shí)，我國絕不能忽視貸款這一傳統(tǒng)間接融資形式，總體上應(yīng)權(quán)衡好直接融資與間接融資的比重，從而促進(jìn)商業(yè)銀行與資本市場的協(xié)調(diào)發(fā)展。

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