經(jīng)濟貨幣化、信貸配置與經(jīng)濟增長——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM估計

賈清顯　朱銘來

1(欽州學院，欽州　535000)　2(南開大學，天津　300071)

經(jīng)濟貨幣化、信貸配置與經(jīng)濟增長
——基于動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的GMM估計

賈清顯1朱銘來2

1(欽州學院，欽州535000)2(南開大學，天津300071)

〔摘要〕金融與經(jīng)濟增長關(guān)系研究的理論文獻較多，且隨著經(jīng)濟計量技術(shù)的發(fā)展，學者們逐步從更廣范圍和更深層次來實證檢驗二者的關(guān)系。本文基于內(nèi)生經(jīng)濟增長理論，將金融因素納入到改進型Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)中，并充分考慮到研究的時限性問題，收集了69個國家(地區(qū))1991～2013年間的數(shù)據(jù)資料，利用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型GMM估計方法，以發(fā)達經(jīng)濟體與新興市場和發(fā)展中國家為橫截面單元，以新的視角檢驗經(jīng)濟貨幣化、信貸配置與經(jīng)濟增長的動態(tài)效應，結(jié)果表明經(jīng)濟貨幣化、信貸配置與經(jīng)濟增長之間存在動態(tài)關(guān)系，且對于不同經(jīng)濟體呈現(xiàn)的正負效應及彈性并非具有一致性。

〔關(guān)鍵詞〕經(jīng)濟貨幣化信貸配置內(nèi)生經(jīng)濟增長動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

20世紀90年代以來，全球經(jīng)濟歷經(jīng)墨西哥比索危機、亞洲金融風暴和美國次貸危機的洗禮，無論發(fā)達經(jīng)濟體還是新興市場和發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長多為騰挪跌宕、一波三折。但就每次危機的影響程度而言，不同經(jīng)濟體之間表現(xiàn)很大差異，尤其是美國次貸危機后呈現(xiàn)的經(jīng)濟復蘇能力，新興市場和發(fā)展中國家好于發(fā)達經(jīng)濟體，世界經(jīng)濟呈現(xiàn)雙速增長趨勢。而從金融發(fā)展指標來看，發(fā)達經(jīng)濟體的金融體系突出表現(xiàn)為M2/GDP比例、股票交易總額/GDP比例、私人部門信貸/GDP比例都較高，尤其是M2/GDP比例這一被用來衡量經(jīng)濟貨幣化或金融深化程度的指標，發(fā)達經(jīng)濟體為新興市場和發(fā)展中國家的2倍之高，且有進一步擴大的趨勢。按照金融發(fā)展可促進經(jīng)濟增長的觀點(King和Levin，1993；Rajan和Zingales，1998)，一國金融越發(fā)達，經(jīng)濟增長及抵御風險的能力應越高，發(fā)達國家應該比新興市場和發(fā)展中國家在抵御金融危機方面能力更強，經(jīng)濟增長受金融不利因素的干擾更小，但現(xiàn)階段卻有所相

悖。鑒于此，金融與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究面臨新的挑戰(zhàn)，我們應擺脫金融能否促進經(jīng)濟增長的簡單論述，從更廣范圍和更深層次探索二者的關(guān)系。本文在內(nèi)生經(jīng)濟增長理論框架下，將金融因素納入丁伯根改進的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)中，并充分考慮到研究的時限性問題，采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的廣義矩(GMM)方法，檢驗經(jīng)濟貨幣化、信貸配置與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)系。擬解決的問題如下：(1)探索M2/GDP比例對經(jīng)濟增長是否長期有效，對于發(fā)達經(jīng)濟體與新興市場和發(fā)展國家而言，這種作用是否具有一致性，進而判斷M2/GDP比例大小是否基于一國經(jīng)濟發(fā)展水平和金融市場體系完善程度；(2)將信貸資源配給私營部門比公共部門(中央行政部門、地方政府和國有企業(yè))更有生產(chǎn)效率，本文以私人部門信貸/GDP比例作為衡量一國金融體系信貸配置的指標，檢驗發(fā)達經(jīng)濟體與新興市場和發(fā)展中國家信貸資源配置差異對經(jīng)濟增長的影響。

1文獻綜述

早期，Schumpeter(1911)曾論證金融業(yè)和金融機構(gòu)在鼓勵創(chuàng)新和便利融資方面對經(jīng)濟增長的促進作用，并在后期被從外生經(jīng)濟增長理論框架下得以支持(Goldsmith，1969；McKinnon，1973；Shaw，1973)，一般認為金融業(yè)作為儲蓄向投資轉(zhuǎn)化的橋梁，能夠有效配置資源，確保信貸效率，強化流動性風險管理，減少信息不對稱，解決逆向選擇和道德風險，降低交易和信息成本，優(yōu)化經(jīng)濟增長過程。現(xiàn)階段愈發(fā)一致把金融發(fā)展水平作為經(jīng)濟增長的預測指標(Rousseau和Wachtel，1998；Levine等，2000)。M2/GDP比例被Mckinnon(1973)作為經(jīng)濟貨幣化指標提出后，被作為衡量一國經(jīng)濟中貨幣體系重要性與“實際規(guī)?！钡淖詈唵螛顺?，一國M2/GDP比例越高，意味著其經(jīng)濟貨幣化程度及金融發(fā)展水平也越高。Demirgüc-Kunt和Levine(1996)將48個國家依據(jù)收入劃分為高中低3組，發(fā)現(xiàn)收入愈高的國家，其經(jīng)濟貨幣化程度愈大。Ram(1999)利用95個國家年度資料，分析發(fā)現(xiàn)其中56個國家的流動性負債/GDP比率與經(jīng)濟增長呈負相關(guān)。César Calderón和Lin Lin(2003)探討不同類型國家金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系時，發(fā)現(xiàn)金融深度與經(jīng)濟增長相互促進的雙向關(guān)系在發(fā)展中國家較工業(yè)化國家更為明顯。張軍和金煌(2001)利用1987～2001年的省級面板數(shù)據(jù)檢驗了金融深化與中國經(jīng)濟增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融深化對于中國生產(chǎn)率具有顯著的正影響。

而對于信貸配置與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究，自Adam Smith(1776)探討信貸配給問題開始就引起了不同時期經(jīng)濟學家的關(guān)注。亞洲開發(fā)銀行(1992)利用私人部門信貸量與GDP比率來研究信貸資金的配置效率問題。King和Levine(1993)則采用非金融私人部門信貸與總信貸(扣除提供給存款貨幣銀行的信貸)比率和非金融私人部門信貸與GDP比率兩個指標來探討不同國家金融體系的信貸配置效率，認為把信貸資源提供給公共部門、國有企業(yè)的金融中介，在評估管理者、篩選投資項目、匯集風險和提供金融服務(wù)等方面往往都不及把信貸主要提供給私人部門、私人企業(yè)的金融中介，一國信貸資源投向公共部門或國有企業(yè)的部分往往效率不高。方軍雄(2007)、趙立彬(2012)等發(fā)現(xiàn)中國國有銀行在發(fā)放貸款時存在所有權(quán)歧視，偏好向國有企業(yè)放貸，但國有企業(yè)效率和效益低于非國有企業(yè)。劉小玄和周曉艷(2011)檢驗了金融資源與實體經(jīng)濟之間配置關(guān)系，認為中國信貸水平與效益顯著負相關(guān)的重要原因在于，信貸市場的二元分割導致了較多的信貸資源流向了只需承擔較低融資價格的國有企業(yè)。

2基于內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的模型設(shè)定與變量說明

2.1模型設(shè)定

本文沿著以羅默和盧卡斯為代表的內(nèi)生經(jīng)濟增長理論的分析框架，借鑒Pagano(1993)、Adam和Siaw(2010)等研究金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的方法思路，將金融業(yè)內(nèi)生化為除資本存量、勞動力以及技術(shù)因素之外的又一影響經(jīng)濟增長的要素，并納入丁伯根改進的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

其中，Yt為實際產(chǎn)出，At為生產(chǎn)的效率，Lt為勞動力，Kt為總資本存量，μ為金融業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的外部性或溢出效應。假設(shè)金融部門的主要職能在于有效動員及配置資本投入到生產(chǎn)領(lǐng)域，因此對于金融發(fā)展的溢出效應μ能夠使用Cobb-Douglas函數(shù)形式來表示：

(2)

其中，F(xiàn)t代表金融指標向量矩陣，δ、η分別代表金融發(fā)展與動員及分配資本間的邊際與跨期彈性。如果我們聯(lián)合等式(1)和(2)，則可得到：

(3)

通過先對等式(3)兩邊取對數(shù)，我們再對時間t求導可解得：

(4)

然后，我們根據(jù)導數(shù)和全微分的性質(zhì)對等式(4)作進一步整理：

(5)

根據(jù)式(5)可以看出，經(jīng)濟增長變化與技術(shù)因素、勞動力、資本存量和金融的變化呈穩(wěn)定關(guān)系，金融發(fā)展水平的提高能夠促進經(jīng)濟更快增長。因此，結(jié)合Beck等(2000)、Rioja和Valev(2004)建立動態(tài)面板計量模型的方法，我們可以設(shè)定金融與經(jīng)濟增長的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型(6)：

lgdpit=α0+α1lgdpit-1+α2empit+α3capit+α4trait+β′Fit+ui+εit

(6)

Δlgdpit=α1Δlgdpit-1+α2Δempit+α3Δcapit+α4Δtrait+β′(Fit-Fit-1)+Δεit

(7)

然而，Δlgdpit-1和Δεit依然相關(guān)，模型(7)同樣具有內(nèi)生性問題，需要尋找適當?shù)墓ぞ咦兞坎拍艿玫揭恢鹿烙?。?jù)此，Arellano和Bond(1991)提出差分GMM(DIF GMM)估計方法，使用所有可能的滯后差分項作為工具變量，但該方法有其弱點，可能導致弱工具變量問題。為進一步提高估計效率，Blundell和Bond(1998)使用系統(tǒng)GMM(SYS GMM)估計方法，工具變量進一步擴展到滯后的水平項，但必須假定{Δlgdpit-1，Δlgdpit-2，…}與ui無關(guān)。本文分別使用差分GMM和系統(tǒng)GMM估計方法，以觀察在不同方法下經(jīng)濟貨幣化、信貸配置與經(jīng)濟增長的互動效應。

2.2變量選取與數(shù)據(jù)說明

本文采用69個國家(地區(qū))1991～2013年的年度數(shù)據(jù)資料，根據(jù)IMF發(fā)布的《World Economic Outlook，April 2014》中對不同經(jīng)濟體的列表，劃分為發(fā)達經(jīng)濟體與新興市場和發(fā)展中國家，其中發(fā)達經(jīng)濟體31個①、新興市場和發(fā)展中國家38個②，相應地將其歸為3個不同組別：組別G代表樣本全體、組別D為發(fā)達經(jīng)濟體、組別E為新興市場和發(fā)展中國家。數(shù)據(jù)主要來源于《國際金融統(tǒng)計年鑒》、聯(lián)合國數(shù)據(jù)中心、國際貨幣基金組織(IMF)在線數(shù)據(jù)庫、世界銀行(World Bank)公開數(shù)據(jù)庫、Penn World Table Version 8.0和中國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。在計算過程中，對于不一致數(shù)據(jù)作相應處理，對于某項指標個別年度數(shù)據(jù)xit缺失，采用已有數(shù)據(jù)的平均值補齊。本文變量選取如下。

2.2.1被解釋變量

在本領(lǐng)域研究中，以前學者多采用實際GDP增長率、人均實際GDP等作為經(jīng)濟增長的替代指標，本文選取人均實際GDP的對數(shù)值(lgdpit)來作為衡量經(jīng)濟增長的指標。

2.2.2金融指標

本文關(guān)注5個金融指標，包括M2/GDP比例(fdsit)、私人部門信貸/GDP比例(prcit)、總儲蓄/GDP比例(tsrit)、股票交易總額/GDP比例(stvit)、通貨膨脹率(infit)。衡量經(jīng)濟貨幣化的指標有戈氏指標和麥氏指標，前者為Goldsmith(1969)提出的金融相關(guān)比率(fir)，后者是McKinnon(1973)運用貨幣存量與國民生產(chǎn)總值的比重作為指標，常簡稱M2/GDP比例，本文選擇M2/GDP比例作為經(jīng)濟貨幣化的衡量指標；私人部門信貸/GDP比例(prcit)用來衡量一國金融體系的信貸資源配置指標，它不包括央行發(fā)放的信貸，能夠很好地測度金融機構(gòu)將儲蓄轉(zhuǎn)向私人部門的份額；通貨膨脹率(infit)用于反映價格波動或宏觀經(jīng)濟的不確定性對經(jīng)濟增長的影響；總儲蓄/GDP比例(tsrit)、股票交易總額/GDP比例(stvit)分別反映動員儲蓄能力與直接融資發(fā)展程度。

2.2.3控制變量選取

由于影響經(jīng)濟增長的因素較多，在金融與經(jīng)濟增長研究中，廣泛使用控制變量，本文涉及控制變量為4項：lgdpit-1(人均GDP對數(shù)值的一階滯后項，用于反映經(jīng)濟增長的內(nèi)生性)、trait(進出口總額/GDP比例，用于反映市場開放程度)、capit(資本形成總額/GDP比例，用于衡量資本的累積)、empit(勞動力參與率，用于衡量經(jīng)濟增長中人力資本投入)。

3實證結(jié)果

本文運用模型(6)、(7)同時采用差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種方法進行參數(shù)估計。從表1給出的結(jié)果看，系數(shù)聯(lián)合顯著性的Wald檢驗值都在1%的水平上顯著，過度識別Sargan檢驗的概率值p表明組別G、組別D、組別E對不同GMM估計中所使用的工具變量在一定顯著水平上是有效的，即工具變量與擾動項不相關(guān)，基于以上診斷結(jié)果，我們所設(shè)計的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型是合理的，能夠揭示經(jīng)濟貨幣化、信貸配置與經(jīng)濟增長的動態(tài)效應。

表1　實證模型GMM估計結(jié)果(1991～2013)

續(xù)　　表

注：(1)表中估計參數(shù)下方括號中的數(shù)值為t檢驗值；(2)***、**、*分別表示1%、5%、10%的水平上顯著；(3)AR(2)代表對擾動項的差分是否存在二階自相關(guān)進行檢驗；(4)Sargan檢驗是過度識別約束檢驗，即對工具變量有效性檢驗；(5)系數(shù)聯(lián)合顯著性Wald檢驗的零假設(shè)為解釋變量的系數(shù)均為零。

在模型設(shè)定合理的基礎(chǔ)上，本文進一步評價估計結(jié)果的可靠性和滯后階的穩(wěn)健性，具體采用LLC檢驗(Levin、Lin和Chu，2002)、Breitung檢驗(Breitung，2000)、IPS檢驗(Im、Pesaran和Shin，2003)、HT檢驗(Harris-Tzavalis)等4種檢驗方法來驗證面板殘差是否平穩(wěn)，以避免在GMM估計中出現(xiàn)偽回歸。從表2中面板殘差的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果來看，每個組別1991～2013年間數(shù)據(jù)面板殘差的平穩(wěn)性檢驗統(tǒng)計量的概率值均小于1%，由此表明各面板殘差具有平穩(wěn)性，上述GMM估計結(jié)果是可靠的。我們以下分析GMM估計結(jié)果的經(jīng)濟學意義。

表2　面板殘差的平穩(wěn)性檢驗(1991～2013)

注：(1)括號中為統(tǒng)計量對應的p值；(2)上述4種檢驗的原假設(shè)是含有單位根，即面板非平穩(wěn)。

在表1中，M2/GDP比例在差分GMM估計方法下，與經(jīng)濟增長呈非顯著性正相關(guān)，且發(fā)達經(jīng)濟體中的系數(shù)(0.0169)低于新興市場和發(fā)展中國家的系數(shù)(0.1113)，表明新興市場和發(fā)展中國家的經(jīng)濟增長受M2/GDP比例影響的程度要大于發(fā)達經(jīng)濟體。但在系統(tǒng)GMM估計方法下，該指標與經(jīng)濟增長呈非顯著性負相關(guān)，且在新興市場和發(fā)展中國家該指標對經(jīng)濟增長的負面影響要小于發(fā)達經(jīng)濟體。以上說明M2/GDP比例對經(jīng)濟增長的作用具有不確定性，并非越大越有利于經(jīng)濟增長，尤其是發(fā)達經(jīng)濟體過高的M2/GDP比例已經(jīng)對經(jīng)濟增長的作用不明顯甚至產(chǎn)生負作用。這種檢驗結(jié)果與King和Levine(1993)的M2/GDP比例與經(jīng)濟成長指標有顯著相關(guān)性且對經(jīng)濟成長有正向影響的結(jié)論不完全相符，究其原因可能在于長期以來受金融自由化思想以及各國間經(jīng)濟貨幣爭斗等的影響，無論發(fā)達經(jīng)濟體還是新興市場和發(fā)展中國家都在強化貨幣發(fā)行，導致M2/GDP比例不斷高升，貨幣增長似乎已經(jīng)脫離了實體經(jīng)濟需要；私人部門信貸/GDP比例與經(jīng)濟增長的關(guān)系在不同經(jīng)濟體之間存有差異，發(fā)達經(jīng)濟體私人信貸對經(jīng)濟增長表現(xiàn)出一定水平的正相關(guān)，該比例每增加1%將使經(jīng)濟增長率提高0.71%～2.24%，但對于新興市場和發(fā)展中國家，該指標與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)顯著負相關(guān)，每增加1%將使經(jīng)濟增長率降低7.89%～12.90%，該結(jié)論與De Gregorio和Guidotti(1995)低收入國家私人部門信貸/GDP比例與經(jīng)濟成長有正向影響，而在高收入國家則沒有顯著影響力的實證結(jié)果似乎是背道而馳。我們能夠從兩個方面查找原因：(1)相對于發(fā)達經(jīng)濟體而言，新興市場和發(fā)展中國家的信貸資源嚴重不足，且大部分流向政府、國有企業(yè)等公共部門，能夠分配給私人部門的比例較少，使得私人部門融資受到抑制，阻礙了其發(fā)展；(2)新興市場和發(fā)展中國家的有些私人企業(yè)經(jīng)營管理水平低下，缺乏創(chuàng)新發(fā)展能力，在信貸發(fā)放缺乏有效監(jiān)督的情況下，信貸資源可能流向了這部分企業(yè)，結(jié)果導致貸款質(zhì)量水平較差，信貸資源的使用效率偏低，起不到對經(jīng)濟增長的推動作用。

總儲蓄/GDP比例在組別G、組別E下與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)關(guān)系，且在差分GMM估計方法下是1%水平上顯著，其中新興市場和發(fā)展中國家的總儲蓄/GDP比例每增加1%經(jīng)濟增長率提高13.2%～44.42%，其對經(jīng)濟增長的作用相對明顯。發(fā)達經(jīng)濟體該指標與經(jīng)濟增長的關(guān)系在差分GMM與系統(tǒng)GMM估計方法下呈現(xiàn)正負效應的截然不同，且沒有顯著性。這一點似乎驗證了傳統(tǒng)的經(jīng)濟學理論：經(jīng)濟增長取決于未來投資，而投資依賴于儲蓄。我們知道發(fā)達經(jīng)濟體過去依賴于低儲蓄、高消費、高負債的經(jīng)濟增長模式，總儲蓄/GDP比例相對較低，該指標對經(jīng)濟增長貢獻小直接反映出發(fā)達經(jīng)濟體儲蓄不足消弱了未來的投資能力，也暗示這類模式的不可持續(xù)性；股市發(fā)展與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，且在系統(tǒng)GMM估計方法下組別G、組別E有著1%水平的強顯著性。發(fā)達經(jīng)濟體股票交易額/GDP比例每增加1%將使經(jīng)濟增長率提高的幅度為0.16%～0.20%，但低于新興市場和發(fā)展中國家的0.94%～2.04%。發(fā)達經(jīng)濟體的股票交易額/GDP比例遠高于新興市場和發(fā)展中國家，其股票市場完善程度較高，理應對經(jīng)濟增長的貢獻更大，但從參數(shù)估計結(jié)果看，卻小于新興市場和發(fā)展中國家，似乎表明股市更多是資本運作或投機的場所，對經(jīng)濟增長產(chǎn)生微弱正影響，這點與Harris(1997)、韓廷春(2001)的研究結(jié)果吻合，即股票市場的發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響極其有限；發(fā)達經(jīng)濟體的通貨膨脹與經(jīng)濟增長呈顯著負相關(guān)，而新興市場與發(fā)展中國家的正負關(guān)系不確定。新興市場與發(fā)展中國家通貨膨脹率的均值要高于發(fā)達經(jīng)濟體，表現(xiàn)出非溫和型通貨膨脹，但我們實證的結(jié)果卻顯示發(fā)達經(jīng)濟體通貨膨脹對經(jīng)濟增長負效應強于新興市場和發(fā)展中國家。這一結(jié)論似乎有悖以往諸多經(jīng)濟學家的觀點：微通脹可能促進經(jīng)濟增長，但過度乃至惡性通脹將破壞經(jīng)濟增長。也許這反映了通貨膨脹在不同經(jīng)濟體中對經(jīng)濟增長影響的機制正在發(fā)生改變。

進出口總額/GDP比例與經(jīng)濟增長呈正相關(guān)關(guān)系，并在一定水平上顯著。但發(fā)達經(jīng)濟體經(jīng)濟增長對進出口總額/GDP比例的反應彈性要強于新興市場和發(fā)展中國家，這表明無論發(fā)達經(jīng)濟體還是新興市場與發(fā)展中國家，市場開放、發(fā)展貿(mào)易對經(jīng)濟增長都是重要的，尤其是后者更應注重實施貿(mào)易自由化政策，不斷降低關(guān)稅壁壘，改變貿(mào)易保護主義。資本形成總額/GDP比例與經(jīng)濟增長相關(guān)系數(shù)較大，且在不同組別、不同方法下都呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，這揭示了資本積累對經(jīng)濟增長的重要作用。勞動力參與率在組別G、組別E下與經(jīng)濟增長呈負相關(guān)性，并在差分GMM估計方法下具有一定水平的顯著性，而發(fā)達經(jīng)濟體勞動力參與率與經(jīng)濟增長呈非顯著性正相關(guān)關(guān)系。發(fā)達經(jīng)濟體勞動力參與率低于新興市場和發(fā)展中國家，但對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正效應，而后者卻對經(jīng)濟增長有負面影響，這可能說明發(fā)達經(jīng)濟體人力資本質(zhì)量及效率發(fā)揮高于新興市場和發(fā)展中國家。

4研究結(jié)論及啟示

本文成功將金融因素納入到內(nèi)生經(jīng)濟增長模型中加以研究，以發(fā)達經(jīng)濟體與新興市場和發(fā)展中國家為截面單元，利用1991～2013年間的數(shù)據(jù)資料構(gòu)建起3個面板數(shù)據(jù)模型，研究結(jié)論及啟示歸納如下：

(1)因盲目追求經(jīng)濟貨幣化導致M2/GDP比例高企可能對一國（地區(qū)）經(jīng)濟長期穩(wěn)定增長帶來負效應。從本文檢驗結(jié)果看，M2/GDP比例與經(jīng)濟增長的關(guān)系變得很微弱，不再如Levine等經(jīng)濟學者研究的那樣對經(jīng)濟增長有顯著正效應。尤其自布雷頓森林體系崩潰后，各國（地區(qū)）開始實行不兌現(xiàn)紙幣本位制度，貨幣發(fā)行逐步脫離了實物羈絆，世界平均的M2/GDP比率呈持續(xù)上升態(tài)勢，新興市場和發(fā)展中國家的M2/GDP比例從1991年的43.4%上升到2013年的65.5%，21年間升幅為22.2%，而發(fā)達經(jīng)濟體則從103.98%上升到153.2%，升幅達49.3%，明顯處于高位。按照馬歇爾、庇古理論，M2/GDP比例(即馬歇爾K值)從長期來說是一個變量，而從短期看由于影響該值標變化的因素變動有限而視其為常數(shù)，因而，可以認為該指標90年代以來的快速變化已經(jīng)處于不正常的態(tài)勢。誠然，M2/GDP比例與一國（地區(qū)）經(jīng)濟發(fā)展階段和經(jīng)濟運行特征有一定關(guān)聯(lián)，不能簡單地以此論斷一國（地區(qū)）貨幣是否超發(fā)，但過高的M2/GDP比例可能帶來對長期經(jīng)濟增長負效應的風險不能掉以輕心。比如，中國高企的M2/GDP比例可能是由于居民高儲蓄帶來的貨幣沉淀以及房地產(chǎn)行業(yè)對貨幣的超強吸納造成的，這在一定程度上反映其經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的不合理，實體經(jīng)濟領(lǐng)域存有深層次矛盾。尤其在當前中國資金資本等生產(chǎn)要素蜂擁淘金于房地產(chǎn)業(yè)，致使實體經(jīng)濟面臨“貧血”困境更值得我們加以深慮。

(2)信貸沖動防范及信貸資源配置優(yōu)化問題。從私人部門信貸/GDP比例變化趨勢看，發(fā)達經(jīng)濟體從1991年平均80.9%上升到2013年的140.5%，年均升幅為2.8%，而新興市場和發(fā)展中國家則從33.4%上升到53.1%，年均升幅為0.9%，小于發(fā)達經(jīng)濟體。但問題是，如果新興市場和發(fā)展中國家在經(jīng)濟基礎(chǔ)較為薄弱的條件下，有著較高的趕超意愿和沖動，提高對私人部門的信貸速度，出現(xiàn)信貸激增或超額信貸，這種超額信貸擴展會通過金融市場使風險發(fā)生變化，出現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的非理性反映(Hilber，2005)。另外的問題是，新興市場和發(fā)展中國家的資本市場不發(fā)達，金融資源相對稀缺，銀行信貸是私人部門獲取資金的主渠道。因此，其信貸資源優(yōu)化配置問題顯得更為必要，應當在信貸中更多關(guān)注貸款創(chuàng)造財富的能力，嚴把信貸質(zhì)量關(guān)口，破除歧視及稟賦差異，將信貸投放到效率更高、對經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展更有利的實體產(chǎn)業(yè)、私營企業(yè)，實現(xiàn)信貸資源配置最優(yōu)化。

注釋：

①發(fā)達經(jīng)濟體31個：加拿大、法國、德國、日本、英國、美國、意大利、澳大利亞、奧地利、比利時、丹麥、芬蘭、韓國、荷蘭、新西蘭、挪威、葡萄牙、西班牙、瑞典、瑞士、盧森堡、希臘、捷克、斯洛文尼亞、冰島、斯洛伐克、新加坡、香港、馬耳他、塞浦路斯、拉脫維亞。

②新興市場國家38個：中國、巴西、俄羅斯、印度、南非、孟加拉國、巴巴多斯、博茨瓦納、保加利亞、智利、哥倫比亞、科特迪瓦、厄瓜多爾、埃及、薩爾瓦多、加納、印尼、約旦、肯尼亞、立陶宛、馬來西亞、蒙古國、摩洛哥、巴基斯坦、斯里蘭卡、墨西哥、毛里求斯、納米比亞、秘魯、菲律賓、羅馬尼亞、沙特阿拉伯、泰國、特立尼達和多巴哥、突尼斯、土耳其、委內(nèi)瑞拉玻利瓦爾共和國、贊比亞。

參考文獻

[1]King R G,Levin R.Finance，Entrepreneurship and Growth：Theory and Evidence[J].Journal of Monetary Economics,1993，32(3)：513～542

[2]King R G，Levine R.Finance and Growth：Schumpeter Might be Right[J].The Quarterly Journal of Economics,1993,108(3)：717～737

[3]Demirgüc-Kunt,A.,Levine,R.Stock Market.Corporate Finance and Economic Growth:An Overview[J].The World Bank Economic Review,1996,(10):229～39

[4]Ram,R.Financial Devdlopment and Economic Growth:Additional Evidence[J].Journal of Development Studies,1999,35:164～74

[5]César Calderón.,Lin,Lin.The Direction of Causality Between Financial Development and Economic Growth[J].Journal of Development Economics,2003,72:321～334

[6]張軍，金煜.中國的金融深化和生產(chǎn)力關(guān)系的再檢測:1987～2001[J].經(jīng)濟研究，2005，(11)：34～45

[7]方軍雄.所有制、制度環(huán)境與信貨資源配置[J].經(jīng)濟研究，2007，(12)：82～91

[8]趙立彬.金融發(fā)展、信貸資源配置與過度投資[J].上海經(jīng)濟研究，2012，(8)：13～21

[9]周亞軍．貨幣供給與中國經(jīng)常項目差額波動研究——基于跨時現(xiàn)值模型[J]．工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2013，(8)：130～138

[10]Adam A M，Siaw F.Does Financial Sector Development Cause Investment and Growth?Empirical Analysis of the Case of Ghana[R].MPRA Paper 39634，University Library of Munich，Germany，2010

[11]Goldsmith R W.Financial Structure and Development[M].Yale University Press，New Haven，1969

[12]Greenwood J，Jovanovic B.Financial Development,Growth and the Distribution of Income[J].Journal of Political Economy，1990，98(5)：1076～1107

[13]Rousseau P L，Wachtel P.Financial Intermediation and Economic Performance：Historical Evidence from Five Industrialized Countries[J].Journal of Money，Credit and Banking，1998，30(3)：657～678

[14]Beck T，Levine R，Loayza N.Finance and the Sources of Growth[J].Journal of Financial Economics，2000，58(2000)：261～300

(責任編輯：王平)

Economic Monetization，Credit Rationing and Economic Growth——An Empirical Study Based on Dynamic Panel Data Model with GMM Estimation

Jia Qingxian1Zhu Minglai2

(1．Qinzhou University，Qinzhou 535000，China；2．Nankai University，Tianjin 300071，China)

〔Abstract〕The theoretical literatures on the relationship between financial development and economic growth were very much,and empirical tests to the relationship become a wider range and deeper with the development of econometric techniques.Based on endogenous economic growth theory,we will develop financial factors into the Modified Cobb-Douglas production function,and fully considering the timing of the study,we collected the data of 69 countries（regions） from 1991 to 2013,using Panel Data Model with GMM estimation,tested the dynamic effects of economic monetization,credit rationing and economic growth from a new perspective.The empirical results show that the dynamic relationship between economic monetization,credit rationing and economic growth exists,and the relationship that is positive and negative to different economies is not consistent.

〔Key words〕economic monetization;credit rationing;endogenous economic growth;dynamic panel data model with GMM estimation

〔中圖分類號〕F061.2；F830

〔文獻標識碼〕A

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．03．004

作者簡介：賈清顯，欽州學院經(jīng)濟管理學院講師，經(jīng)濟學博士。研究方向：金融理論與政策、經(jīng)濟增長、保險經(jīng)濟、港口經(jīng)濟等。朱銘來，南開大學經(jīng)濟學院教授，博士。研究方向：金融理論與政策、保險經(jīng)濟等。

基金項目：本文系廣西哲學社會科學規(guī)劃研究課題“廣西有效投資與經(jīng)濟增長研究”(項目編號：15FJL003)的階段性成果。

收稿日期：2015—12—21