金融創新在經濟增長的促進作用范文
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一、金融創新的內涵
20世紀60年代,國外許多經濟學家和學者都對金融創新進行了深入研究,有西爾伯(Wil-liam.L.Silber,1983)的約束誘導型金融創新理論、凱恩(E.J.Kane,1984)的規避管制型金融創新論、戴維斯(L.E.Davies,1971)和諾斯(D.North,1971)的制度型金融創新、希克斯(J.R.Hicks,1976)和尼漢斯(J.Niehans,1976)交易成本說、莫利紐克斯(Molyneux,1999)和沙姆洛克(Shamroukh,1999)的金融創新擴散理論等。我國學者對金融創新的研究是從20世紀80年代中期開始的,對金融創新內涵進行研究的有陳岱孫、厲以寧(1991)、黃達(1992)、生柳榮(2000)等,對金融監管創新、體制創新進行研究有謝平(2001)、巴曙松(2003)等,對金融創新的經濟影響研究的有潘成夫(2002)、孫伯良(2005)等。
不同的學者從不同的角度理解金融創新,但無外乎是宏觀、微觀、中觀3個層面。宏觀層面主要考慮金融體制或金融制度等方面的創新;微觀層面主要是指微觀的金融主體為了追求利潤而進行的各種創新;中觀層面就是介于這兩者之間的。本文著重研究金融創新對經濟增長的推動作用,我們認為金融創新是金融機構或金融管理當局為實現微觀利益和宏觀效益相互協調的最優化,利用新的觀念、新的技術、新的管理方法和組織形式等,將金融領域內各種要素進行重新組合,對機構設置、業務品種、金融工具以及制度安排進行創造性的變革。如果以金融創新的成果表現形式來劃分,其具體內容包括金融機構創新、金融業務創新、金融市場創新、金融制度創新等。
二、金融創新推動經濟增長的機理
金融創新的影響是多方面的,它不僅能推動經濟增長,還能推動金融發展、促進金融深化。其中,金融發展是最廣義的概念,泛指整個金融業的發展和演變過程,包括金融深化和金融創新,但由于金融深化、金融創新研究的重點不同,以及對經濟發展的作用越來越突出,因此,把金融深化、金融創新從金融發展理論中獨立出來,形成金融深化論、金融創新論。
金融創新推動經濟增長的機理主要體現在以下4個方面:
(1)金融創新對金融領域內各要素進行的重組,實現了金融市場、金融機構、金融業務、金融工具和金融制度的創新,這種要素重組和創新滲透到了一個國家或一個地區的金融結構中,優化了金融體系,從而推動金融發展。
(2)金融創新通過研發整合創新的技術、人力、資金、信息,通過創新行為的轉移和推廣使不同的金融市場融合,通過金融制度創新進行宏觀調控和制度上的管理,通過金融業務創新、金融市場創新、金融機構創新等,來降低交易成本、信息成本、提高收益、提高儲蓄額和其轉化為投資的能力、便于資本積累,實現了對機構設置、業務品種、金融工具以及制度安排的創造性變革,從而促進金融深化,并推動經濟增長。
(3)金融創新通過金融體系的風險管理功能、信息揭示功能、公司治理功能、動員儲蓄功能和便利交換功能直接促進經濟增長。通過風險管理功能來便利風險的聚集、交易和規避,并改變資源配置和儲蓄率,減少信息成本、交易成本、促進技術創新,推動經濟增長;通過信息揭示功能降低單個經濟主體信息收集、處理的成本,促進社會資源的有效配置,促進技術進步,推動經濟增長;通過公司治理功能使監督成本經濟化,減少信息成本,優化資源配置,推動經濟增長;通過動員儲蓄功能來聚集閑散資金、生產要素,促使儲蓄轉化為投資,減少信息成本、交易成本,優化資源配置,促進技術創新,推動經濟增長;通過便利交換功能提供交換媒介,促進專業化分工,降低交易成本,推動了經濟增長。
(4)金融創新不僅拓寬了金融功能,便利了社會的投融資,使資本的邊際收益提高,還通過金融競爭的加劇,提高金融服務效率和金融機構的運作效率,并進一步提高金融市場地位,特別是非銀行機構的地位,從而促進金融資源的配置多元化,優化金融資源配置,并最終推動經濟增長。
三、我國金融創新推動經濟增長的
葛蘭杰因果檢驗
(一)葛蘭杰因果檢驗指標選擇
根據前面的闡述,金融創新推動金融發展、促進金融深化,進而推動經濟增長;此外,還可以通過金融體系的功能和傳導機制推動經濟增長。因此我們選擇以下幾項指標進行檢驗。
1.金融創新的測量指標:金融創新度(FIL)
根據各國的金融實踐,金融創新會引起交易性金融資產比重的降低和投資性金融資產比重的提高。為此我們可以用一國金融資產總量(FA)與交易性金融資產的比例來反映金融創新程度,將這一指標稱為金融創新度。這一指標說明,金融創新度越大,金融資產中投資性資產的比重越大,金融創新的程度就越高。其中,交易性金融資產是可以直接用于支付的金融資產,根據貨幣層次的劃分,可以近似視為狹義貨幣M1[1]。如果我們用FIL表示金融創新度,則有FIL=FA/M1
2.金融發展的測量指標:金融相關比率(FIR)金融相關比率(FIR)就是指某一日期一國全部金融資產價值與該國經濟總量的比值[2]。該指標集中反映了一國金融發展的總體水平。金融相關比率越高,則一國融資結構中外部融資和間接融資的比重越大,儲蓄與投資的分離程度越強,金融活動的規模亦越大。通常,我們將這一指標的計算簡化為金融資產總量(FA)與GDP之比,即:FIR=FA/GDP
3.金融深化的測量指標:貨幣化率(M2/GDP)、財政外投資比例(IG)、實際利率(R)
貨幣化率(M2/GDP)是衡量不同發達國家和發展中國家的金融抑制問題,集中地反映金融深化程度的指標,用貨幣供應量(M2)與GDP的比值表示;財政外投資比例(IG),隨著金融深化程度的加深,政府籌集資金在全社會固定資產投資的資金來源中的比例會呈現下降趨勢,即財政外投資比例越來越大;實際利率(R)體現了金融資產的價格,一般情況下,用1年的居民存款利率(R1)減去當年的通貨膨脹率(RT)來表示。
4.經濟增長的測量指標:GDP經濟增長最明顯的特征是國內生產總值的持續增加,因此,選用GDP來測量經濟增長。
我們從《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》收集并整理了1981—2005年共25年的150個數據,所有數據均采用當年價格計算(具體數據略)。
(二)葛蘭杰因果檢驗
葛蘭杰因果檢驗,須在相關分析和協整分析的基礎上進行。
1.相關性檢驗
使用SPSS13.0對FIL分別與GDP,FIR,0.158,且沒有通過顯著性水平檢驗,說明金融創新與實際利率之間不具有顯著線性關系。
2.協整關系檢驗
對時間序列的平穩性進行檢驗,觀察序列之間是否存在長期比例關系。先對原序列進行平穩性檢驗(結果見表2),可以看到原序列的檢驗值均大于5%的臨界值,所以有必要對原序列進行差分。一階差分后的檢驗結果(見表3)顯示,FIL,FIR,M2/GDP,IG,R一階差分后的ADF檢驗值均通過5%臨界值的檢驗,即在一階差分后序列處于平穩狀態。而GDP一階差分后,雖然沒有通過5%的臨界值檢驗,但是通過了10%的臨界值檢驗,所以認為GDP在一階差分后也處于平穩狀態。
在以上分析結果的基礎上,對指標之間是否存在長期的比例關系進行協整檢驗(見表4)。結果顯示,(FILGDP),(FILFIR),(FILM2/GDP),(FILIG)的檢驗值均通過5%的臨界值,即FIL與GDP,FIR,M2/GDP,IG之間存在長期均衡,這表示我國金融創新與我國經濟增長、金融發展、貨幣化率以及財政外投資比例均存在長期比例關系。但(FILR)的檢驗值未通過顯著性水平檢驗,即金融創新與體現金融資產價格的指標不存在長期的均衡關系,印證了前面的相關性分析結果。
3.葛蘭杰檢驗
變量之間高度相關,并不表示他們之間一定存在因果關系。因此,要進一步通過葛蘭杰因果檢驗來確定指標之間是否存在因果關系。
對序列GDP,FIL,FIR,M2/GDP,IG,R進行葛蘭杰因果檢驗(結果見表5),結果顯示,FIL與GDP,FIR,M2/GDP,IG的葛蘭杰檢驗統計量F,均通過5%的顯著性水平檢驗,即FIL是GDP,FIR,M2/GDP,IG的葛蘭杰原因,說明我國金融創新是可以解釋經濟增長、金融發展,以及貨幣化率和財政外投資比例的變化。但是,金融創新不是實際利率R的葛蘭杰原因,不能解釋金融資產價格的變化。
通過以上實證檢驗可知,我國的金融創新能夠影響金融發展的水平、金融深化的程度、金融結構的變化以及經濟增長的狀況,但我國的實際利率是非市場化的。此外,還證實了金融創新與金融發展、貨幣化率、財政外投資比例、經濟增長存在長期的均衡關系,且我國金融創新是金融發展、貨幣化率、財政外投資比例、經濟增長的葛蘭杰原因。但是,我國金融創新無法解釋金融深化中金融資產價格的變動(R),這在一定程度上說明,我國金融創新推動經濟增長是通過推動金融發展、促進金融深化整體水平的提高、改變金融結構來實現的。
四、我國金融創新對經濟增長貢獻的測度
由于葛蘭杰因果檢驗僅能證明金融創新是推動經濟增長的原因,不能測度金融創新對經濟增長的貢獻,且金融對經濟增長的作用具有逐步內生化趨勢,因此,可以借助包含金融要素的內生經濟增長模型(稱之為內生金融經濟增長模型)來測度金融創新對經濟增長的貢獻。
(一)內生金融經濟增長模型
由柯布—道格拉斯生產函數
Y=ehKαLβFγ(1)
兩邊取對數,得
lnY=h+α*lnK+β*lnL+γ*lnF(2)
方程(2)對時間t進行微分,有
dlnY/dt=α*dK/dt*1/K+β*dL/dt*1/L+γ*dF/dt*1/F(3)
增加滿足標準假設的常數項和誤差項,式(3)可
以寫成以下形式:
YTt=c+αKTt+βLTt+γFTt+ut
在式(4)中,
dlnY/dt=YTt,dK/dt*1/K=KTt
dL/dt*1/L=LTt,dF/dt*1/F=FTt
式(5)中4項表達式分別代表經濟增長率,資本、勞動及金融作用(推動經濟增長的作用),因為方程為對數形式,所以相關系數α,β和γ分別為資本、勞動及金融對產出的彈性,常數c用來反應Hicks中技術進步可能的生產率[3]。
(二)模型指標的選擇
任何金融創新措施實施后都會帶來金融發展的積極后果,即金融創新對經濟增長的作用實際上是金融發展對經濟增長促進作用的具體體現。金融系統通過金融創新對經濟增長的影響主要有兩條途徑:其一,直接強化資本積累,提高儲蓄向投資的轉化效率;其二,籌資渠道多樣化。鑒于此,我們選用影響儲蓄—投資轉化比率和籌資渠道多樣化的兩組指標,來反映金融創新對經濟增長的作用。
1.影響儲蓄———投資轉化比率的指標
一個國家整體水平的儲蓄向投資轉化的效果取決于金融發展規模和水平,故選用金融相關比率FIR;由金融創新引起的儲蓄向投資的有效轉化代表了金融創新的效率,選用金融創新度FIL。
2.影響籌資渠道多樣化的指標
貨幣化率M2/GDP,代表了金融深化的整體程度,也代表了籌資渠道多樣化的程度;此外,就是體現我國融資格局變化的財政外投資比例IG。
經濟增長指標Y,選用GDP;資本K選用資本形成總額;勞動L選用我國就業人口數。
由《中國統計年鑒》收集并整理了1981年至2005年的資本形成總額和就業人口數,共25年的50個數據,聯合葛蘭杰因果檢驗所用的150個數據(具體數據略),進行內生經濟增長模型分析。
(三)模型分析
通過分析1981年至2005年各指標與經濟增長(GDP)之間的相關性(結果見表6),可見,金融創新度、金融相關比率、貨幣化率、財政外投資比率、資本、勞動與經濟增長的相關系數均通過了1%顯著水平的檢驗。
運用Eviews5.0,對25年間共200個數據進行方程(2)的估算,結果如表7所示。由表7可知:
(1)4個模型調整后的擬合優度-R2均很高,DW值均能夠通過檢驗。
(2)資本彈性值均通過t的5%顯著性檢驗,勞動力彈性均呈現負數,且未通過顯著性檢驗,這恰說明我國資本對經濟增長的貢獻大于勞動力的貢獻,并且我國出現勞動力過剩的現象。
(3)金融相關比例FIR的彈性為0.634,且通了t的5%顯著性水平檢驗,說明我國從1981年至2005年期間,金融發展整體水平的提高、儲蓄向投資的良好轉化對經濟增長有明顯的推動作用;金融創新度FIL的彈性為0.155,沒有通過t檢驗,說明我國由金融創新引起的儲蓄向投資轉化的效果雖能夠推動經濟增長,但效果不明顯,金融創新的效率不高;貨幣化率M2/GDP的彈性為0.383,通過顯著性水平為5%的t檢驗,這不僅說明,我國金融深化程度對經濟增長有明顯的推動作用,還說明我國融資渠道的多樣化取得了良好效果;財政外投資比例的彈性為-0.259,且未通過t檢驗,說明雖然我國融資渠道逐步多元化,具有推動經濟增長的作用,但我國的融資格局對經濟增長的推動作用效果不佳,甚至滯后于經濟增長。
五、結論
以上分析表明,我國金融創新對經濟增長有一定的推動作用,但也存在利率非市場化、金融創新效率不高和融資格局滯后經濟增長三大問題,這將制約我國金融資源的有效配置及融資格局變化的效率,進而阻滯金融創新對經濟增長的貢獻。為此,應從以下3方面進行改善:
1.促進我國利率市場化
根據我國金融業發展的實際情況,構建以央行基準利率為核心、以市場利率為主導的利率體系。促使銀行同業拆借市場的拆借利率完全市場化,也就是要建立統一的銀行同業拆借市場;促使國債發行利率市場化,主要是通過公開招標和拍賣的方式進行,使其透明化;對商業銀行的存貸利率實行逐漸放開的方式,使利率能夠真實反映市場需求狀況,確保利率的市場化,同時還要兼顧與我國的宏觀經濟進程、金融業的穩定相適應。
2.支持金融機構合作開發新產品
減少金融產品之間不必要的復制模仿,避免重復開發,促使金融機構開拓新市場、擴大市場份額、提高效益,以便進一步促進儲蓄向投資方向的轉化,提高金融創新效率。
3.大力支持非銀行金融機構的發展
降低金融市場準入門檻,促使金融機構多元化,提升非銀行金融機構的地位,形成多種類、多成分的金融機構并存的金融組織結構,以此拓寬我國融資渠道,提高我國融資格局的效率。
