茅 銳

(北京大學(xué)國家發(fā)展研究院，北京 100871)

一、引 言

盡管國有商業(yè)銀行股份制改革和股權(quán)分置改革等相繼推行，但世界銀行(2005)［1］和國際貨幣基金組織經(jīng)濟(jì)學(xué)家Podpiera(2006)［2］的報告指出，我國的資本配置效率依然低下。資本誤置制約了我國的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型、區(qū)域平衡和經(jīng)濟(jì)增長，還將進(jìn)一步擴(kuò)大收入差距(盧立香、陳華，2011)［3］。因此，提高資本配置效率是我國當(dāng)前金融改革和發(fā)展的迫切任務(wù)。①參見溫家寶在十一屆全國人大五次會議上的《政府工作報告》，《解放日報》2012－03－16。

本文試圖回答以下兩個被既有文獻(xiàn)忽視、但對確定我國金融改革的思路和方向至關(guān)重要的問題:第一，除了行業(yè)間和企業(yè)間的資本誤置之外，資本配置效率是否在不同地區(qū)存在差異;第二，金融部門的日益發(fā)展是否推動了資本配置效率的提高。

本文對第一個問題的回答是肯定的。雖然Tao and Yang(2008)［4］發(fā)現(xiàn)，我國發(fā)達(dá)地區(qū)的政府對資本市場的干預(yù)程度較低，但他們未對各地區(qū)的資本配置效率進(jìn)行直接度量和比較。本文改進(jìn)了Feldstein and Horioka(1980)［5］的方法，以儲蓄—投資相關(guān)性作為度量資本配置效率的關(guān)鍵指標(biāo)，通過動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型揭示了我國東、中部的資本配置效率較高，而西部的資本配置效率較低這一地區(qū)間差異。②本文參照國家統(tǒng)計局的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行地區(qū)劃分。東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南。中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南。西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆。

本文對第二個問題的回答則包含兩方面。本文發(fā)現(xiàn)，雖然儲蓄—投資相關(guān)性持續(xù)下降，但這主要是由儲蓄率和投資率間共同因子導(dǎo)致的偽相關(guān)性逐漸減弱造成的。通過因子擴(kuò)增模型(factor augmented model)剔除不可觀測的共同因子后，本文發(fā)現(xiàn)，我國的資本配置效率在整體上并沒有明顯提高。另一方面，地區(qū)間的金融發(fā)展差異還在不斷擴(kuò)大。具體來說，東、中部的資本配置效率有所提高，而西部的資本配置效率變化不大。

以上發(fā)現(xiàn)說明，盡管我國的金融部門日益壯大，但由于尚未平衡各地的金融發(fā)展差距，也未轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的金融行業(yè)模式，因而必須繼續(xù)深化和推進(jìn)金融改革，以提高資本的配置效率。根據(jù)中國人民銀行(2011)［6］的統(tǒng)計，我國銀行業(yè)在東部地區(qū)的營業(yè)網(wǎng)點(diǎn)個數(shù)占全國的49.4%，而資產(chǎn)總額卻占全國的67.8%。這說明地區(qū)間金融資源分配嚴(yán)重不均，反映出西部地區(qū)金融發(fā)展的相對滯后。另一方面，根據(jù)Beck et al．(2009)［7］最新的金融結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫，我國2009年的銀行業(yè)集中度為0.81;與1996年的0.85相比改善甚微。這說明我國高度壟斷的金融行業(yè)模式并未根除。因此，改善績效與協(xié)調(diào)發(fā)展是我國金融部門進(jìn)一步改革的迫切任務(wù)。

二、資本配置效率度量方法的評價與改進(jìn)

資本有效配置意味著實(shí)際利率均等。但在研究國內(nèi)的資本配置效率時，各地區(qū)的實(shí)際利率差異卻難以衡量。Feldstein and Horioka(1980)［5］用儲蓄—投資相關(guān)性度量資本配置效率，為解決這一問題提供了替代思路。他們假設(shè)地區(qū)i的儲蓄率和投資率有如下關(guān)系:

則系數(shù)θ就是儲蓄—投資相關(guān)性。他們認(rèn)為，如果資本配置是有效的，應(yīng)有θ=0。這是因?yàn)?，?dāng)資本獲得有效配置時，投資決策是根據(jù)資本的回報率作出的。因此在邊際上，各地區(qū)的儲蓄率和投資率不相關(guān)。

但在實(shí)證研究中，儲蓄—投資相關(guān)性卻接近于1。這部分地是由使用平均數(shù)據(jù)造成的。為解決“吸收效應(yīng)”，F(xiàn)eldstein and Horioka(1980)［5］使用了五年平均數(shù)據(jù)進(jìn)行橫截面回歸。但 Bayoumi(1990)［8］指出，政府平衡經(jīng)常賬戶的干預(yù)將導(dǎo)致五年平均數(shù)據(jù)過于平滑，從而使儲蓄—投資相關(guān)性偏高。對大國而言，儲蓄率上升將壓低利率，進(jìn)而推高投資率。所以“大國效應(yīng)”(Baxter and Crucini，1993)［9］也可能導(dǎo)致資本配置有效但儲蓄—投資相關(guān)性偏高。儲蓄—投資相關(guān)性還可能與共同因子的作用有關(guān)(Obstfeld，1993)［10］。當(dāng)共同因子推動儲蓄和投資同向變動時，儲蓄—投資相關(guān)性就變得顯著。趙巖和趙留彥(2005)［11］通過去均值化剔除共同因子，但這依賴于共同因子在不同地區(qū)作用相同這一關(guān)鍵假設(shè)。此外，在估算儲蓄—投資相關(guān)性時還可能面臨內(nèi)生性問題。為此，F(xiàn)rankel(1985)［12］建議采用人口年齡結(jié)構(gòu)作為工具變量。但Poterba(1998)［13］指出，人口年齡結(jié)構(gòu)能夠改變投資者的風(fēng)險容忍度，因此并不是合意的工具變量，不能解決估算儲蓄—投資相關(guān)性時的內(nèi)生性偏誤。

為準(zhǔn)確度量我國地區(qū)間的資本配置效率，本文改進(jìn)了儲蓄—投資相關(guān)性的估計方法，運(yùn)用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型和因子擴(kuò)增模型，修正估計偏誤并解決內(nèi)生性問題。具體來說，動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型能夠直接刻畫“吸收效應(yīng)”并解決內(nèi)生性問題;而因子擴(kuò)增模型能精確識別并剔除影響儲蓄率和投資率的共同因子，排除儲蓄率和投資率間的偽相關(guān)性。本文的結(jié)論表明，滯后效應(yīng)和共同因子效應(yīng)都是顯著的，因此應(yīng)當(dāng)采用這兩個模型。

三、資本配置效率的地區(qū)間差異

本部分以省際面板數(shù)據(jù)構(gòu)建動態(tài)模型，通過估計我國東、中、西部的儲蓄—投資相關(guān)性，度量地區(qū)間資本配置效率的差異。省際數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》，包括除港、澳、臺外中國大陸31個省、市、自治區(qū)1996－2010年的儲蓄率和投資率。儲蓄率指地區(qū)GDP減去最終消費(fèi)后的剩余占GDP的份額，投資率指地區(qū)資本形成總額占GDP的份額。根據(jù)Feldstein and Horioka(1980)［5］的靜態(tài)模型，分別以儲蓄率和投資率為自變量和因變量，有:

在(2)式中，αi代表省際固定效應(yīng)。根據(jù)固定效應(yīng)回歸模型的結(jié)果，所有αi均為0這一零假設(shè)對應(yīng)的F-統(tǒng)計量為18.05，說明應(yīng)當(dāng)控制省際固定效應(yīng)。對該估計結(jié)果所得的殘差項(xiàng)進(jìn)行一階自回歸，得到自相關(guān)系數(shù)為0.82，t-統(tǒng)計量為25.44，說明殘差項(xiàng)存在序列相關(guān)。于是，(2)式應(yīng)修正為:

經(jīng)過擬差分與移項(xiàng)變換，并重新定義系數(shù)，可由(3)式推得以下動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型:

其系數(shù)滿足如下關(guān)系:

特別注意，系數(shù)β2就是儲蓄—投資相關(guān)性。

為估計(4)式設(shè)定的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，對其進(jìn)行差分以剔除省際固定效應(yīng)，可得:

其中，

于是，(6)式就是待估方程。在進(jìn)行估計時，由于右側(cè)的第一項(xiàng)自變量與誤差項(xiàng)明顯相關(guān)，而Frankel［12］指出的儲蓄率內(nèi)生性問題又導(dǎo)致第二項(xiàng)和第三項(xiàng)自變量也與誤差項(xiàng)相關(guān)，因此需要通過工具變量修正識別。本文不失一般性地假設(shè)儲蓄率的內(nèi)生性表現(xiàn)為:

所以，能夠解決(6)式內(nèi)生性問題的工具變量包括

本文首先從(9)式中選取(Iit－4，Iit－3，Sit－4，Sit－3)作為工具變量，對(6)式進(jìn)行無常數(shù)項(xiàng)的兩階段最小二乘回歸。其結(jié)果如表1所示。

表1 兩階段最小二乘法估計的儲蓄—投資相關(guān)性，β2(1996－2010)

從表1可見，我國的儲蓄—投資相關(guān)性β2是顯著的。其0.763的相關(guān)性表明我國的資本配置效率較低。同時，資本配置效率還在地區(qū)間存在差異。東、中部的儲蓄—投資相關(guān)性均不顯著，說明這兩個地區(qū)的資本配置有效。但西部的儲蓄—投資相關(guān)性顯著，且其0.803的數(shù)值高于全國平均水平，說明資本配置的效率很低。

本文繼而選用(9)式中所有的工具變量進(jìn)行更為有效的廣義矩估計，作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其結(jié)果如表2所示。

表2 廣義矩估計法估計的儲蓄投資相關(guān)性，β2(1996－2010)

從表2可見，表1的結(jié)論并無變化。全國的儲蓄—投資相關(guān)性為0.759，西部地區(qū)則為0.782。但在東、中部地區(qū)，儲蓄—投資相關(guān)性并不顯著。這進(jìn)一步說明資本配置效率在地區(qū)間存在差異。與此同時，表1最后的三個卡方統(tǒng)計量和表2最后的兩個卡方統(tǒng)計量說明(5)式描述的系數(shù)關(guān)系和(9)式中工具變量的外生性得到滿足，從而為設(shè)定動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的合意性提供了支持。

四、資本配置效率的演變走勢

前一部分表明，資本配置效率在地區(qū)間存在差異。本部分轉(zhuǎn)而考察我國和各地區(qū)資本配置效率的演變走勢。本文尤其關(guān)心金融部門的日益發(fā)展是否推動了我國資本配置效率的同步提高。為此，本部分對儲蓄—投資相關(guān)性進(jìn)行了逐年估算。由于儲蓄率和投資率同時受共同因子影響，既有研究試圖通過選擇代理變量將不可觀測的共同因子顯示化，但其對偽相關(guān)性的排除效果卻受制于代理變量的質(zhì)量。鑒此，本文運(yùn)用主成分分析法精確識別并剔除了共同因子，從而能有效排除儲蓄率和投資率間的偽相關(guān)性。

具體而言，假設(shè)儲蓄率和投資率受不可觀測的共同因子的影響形式為:

其中，fkt是第k個共同因子在第t期的大小;λSik和λIik則代表第k個共同因子對第i個省份儲蓄率和投資率的影響。與趙巖和趙留彥(2005)［11］的去均值化處理不同的是，(10)式不僅允許共同因子對儲蓄率和投資率的影響有所不同，還允許其在省際間的作用程度存在差異。換言之，λSik和 λIik可以隨省份而改變。由于資本配置效率實(shí)際是由剔除共同因子后的儲蓄率S'it和投資率I'it之間的相關(guān)性衡量的，因此，除非λIik－βλSik=0，否則共同因子的作用將造成儲蓄率和投資率出現(xiàn)偽相關(guān)。

根據(jù)Forni and Reichlin(1998)［14］，本文運(yùn)用主成分分析法識別并確定共同因子。表3顯示了各主成分所解釋的面板數(shù)據(jù)總體方差比例。

表3 各主成分所解釋的面板數(shù)據(jù)總體方差比例

從表3可見，第一主成分解釋了總體方差的96.4%;第二主成分解釋了2.3%;第三主成分解釋了1.2%;第四主成分的解釋力非常微小。根據(jù)Forni and Reichlin［14］的“拇指法則”，只有第一主成分解釋了超過10%的面板數(shù)據(jù)總體方差，所以只需對其加以剔除。通過分別計算各省儲蓄率和投資率未被第一主成分解釋的部分，即可得到剔除共同因子后的儲蓄率S'it和投資率I'it。

表4為剔除共同因子后，以橫截面回歸方法逐年估計的儲蓄—投資相關(guān)性。上文表明，東、中部地區(qū)的儲蓄—投資相關(guān)性差異不大，資本配置均比較有效。為求簡潔，表4將這兩個地區(qū)合并，稱為“西部以外地區(qū)”。

表4 我國和各地區(qū)逐年儲蓄—投資相關(guān)性，β2(1996－2010)

從表4可見，剔除共同因子的影響之后，我國的儲蓄—投資相關(guān)性在本世紀(jì)初最低，在1999－2000年和2006－2007年較高。但總體來看變化不明顯。這說明我國的資本配置效率整體上并沒有隨金融部門的日益發(fā)展而相應(yīng)提高。不過，如果進(jìn)一步分區(qū)考察，則可以發(fā)現(xiàn)，東、中部儲蓄—投資相關(guān)性逐步減弱，說明其資本配置效率有所上升;而西部儲蓄—投資相關(guān)性變化不大，說明其資本配置效率沒有明顯提高。這造成了地區(qū)間金融發(fā)展差距的不斷擴(kuò)大。

為了分離共同因子的影響，圖1對比了未剔除共同因子時與剔除共同因子后，我國歷年儲蓄—投資相關(guān)性的演變走勢。

圖1 我國儲蓄—投資相關(guān)性走勢 (1996－2010)

從圖1可見，在未剔除共同因子時，我國的資本配置效率總體上看似有了明顯的上升。但該走勢在剔除共同因子后卻消失了。為理解共同因子造成的這一差異，不妨考慮金融抑制作為儲蓄率和投資率間共同因子的案例。根據(jù)Chinn and Prasad(2003)［15］，金融抑制約束了企業(yè)的融資能力，從而降低了投資率。另一方面，金融抑制又降低了儲蓄意愿，從而降低了儲蓄率。所以，金融抑制作為共同因子，將導(dǎo)致儲蓄率和投資率高度相關(guān)。在未剔除共同因子時，儲蓄—投資相關(guān)性逐年減弱，說明隨著我國金融部門的不斷壯大，金融抑制逐漸減輕，因此其對儲蓄率和投資率間偽相關(guān)性的影響也逐漸減弱。但剔除共同因子的影響之后，儲蓄—投資相關(guān)性沒有變化，說明盡管金融部門規(guī)模擴(kuò)大，其配置資本的模式和效率并未改善。

圖2進(jìn)一步區(qū)分了西部和西部以外地區(qū)資本配置效率的演變走勢。

圖2 各地區(qū)儲蓄—投資相關(guān)性走勢(1996－2010)

從圖2可見，東、中部的儲蓄—投資相關(guān)性逐年下降，并且在剔除共同因子的作用后變得更為明顯。這說明在這些地區(qū)，不僅金融抑制等共同因子的影響逐漸減弱，并且金融部門配置資本的效率也有所提高。相比之下，西部的儲蓄—投資相關(guān)性并未表現(xiàn)出明顯的變化。這說明金融部門配置資本的效率未明顯提高。該結(jié)論表明，就全國而言，西部地區(qū)的金融發(fā)展相對滯緩。因此，地區(qū)間資本配置效率的差異不斷擴(kuò)大。

五、結(jié)論與政策建議

本文揭示了我國地區(qū)間資本配置效率的差異和演變走勢。通過動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，本文發(fā)現(xiàn)，不同地區(qū)的資本配置效率明顯不同。東、中部的資本配置效率較高，而西部的資本配置效率較低。通過因子擴(kuò)增模型，本文進(jìn)而發(fā)現(xiàn)，盡管影響儲蓄率和投資率的共同因子的作用逐漸減弱，但我國資本配置效率本身在整體上卻未獲得提高。資本配置效率的演變走勢在地區(qū)間也有所不同。具體而言，東、中部的資本配置效率逐漸提高，但西部的資本配置效率變化不大。

以上結(jié)論表明，我國金融部門存在三方面問題:一是地區(qū)間的金融績效存在明顯差異;二是傳統(tǒng)的金融模式?jīng)]有根本改變;三是地區(qū)間金融發(fā)展的差距導(dǎo)致金融績效差異不斷擴(kuò)大。所以，我國金融部門進(jìn)一步的改革不能只停留在行業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大和產(chǎn)品種類的增加上，而必須以提高資本配置效率為最終目標(biāo)，推進(jìn)轉(zhuǎn)型、統(tǒng)籌發(fā)展。具體而言，有如下三方面的政策建議。

第一，平衡金融產(chǎn)業(yè)布局，引導(dǎo)資本參與有效配置。地區(qū)間金融績效的平衡首先依賴于金融產(chǎn)業(yè)布局的平衡。我國目前的金融產(chǎn)業(yè)集中于環(huán)渤海、長三角及珠三角等東部地區(qū)。這些地區(qū)的金融優(yōu)勢無法直接輻射西部省市。應(yīng)當(dāng)通過增設(shè)營業(yè)網(wǎng)點(diǎn)、建設(shè)區(qū)域性金融中心等方式，降低西部資本參與銀行和證券市場等金融機(jī)構(gòu)的成本，從而引導(dǎo)資本參與金融部門的有效配置。

第二，調(diào)整金融部門結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)與本地資本脫鉤。資本配置扭曲是地方保護(hù)主義的重要方面(白重恩等，2004［16］;李善同等，2004［17］)。扭曲性的地方政策導(dǎo)致金融部門與本地經(jīng)濟(jì)緊密依存，商業(yè)銀行等金融中介往往成了地方政府與企業(yè)融資的“深口袋”。應(yīng)當(dāng)通過發(fā)展證券市場，尤其是建立競爭性的政府與企業(yè)債券市場，促使經(jīng)濟(jì)與本地資本脫鉤，紓困并促進(jìn)資本根據(jù)市場機(jī)制進(jìn)行有效配置。

第三，鼓勵金融市場競爭，建立資本有效配置機(jī)制。自2000年以來，我國東、中部地區(qū)資本配置效率的大幅提高，與外資和各類中小金融機(jī)構(gòu)的進(jìn)入、市場機(jī)制的完善不無關(guān)聯(lián)。這說明壟斷降低效率，競爭促進(jìn)發(fā)展。應(yīng)當(dāng)通過降低金融機(jī)構(gòu)的準(zhǔn)入限制，建立并健全收益審核、風(fēng)險評估和資本管理機(jī)制，以提高金融部門配置資本的效率。

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