“长三角”城市群金融市场化测度效应

摘 要 :本文以1978年―2004年的金融市场化改革背景为分析依据,利用因子分析所给出的长三角城市群金融市场化指数,通过相关定量分析证明长三角城市群的金融市场化具有金融深化效应､,储蓄效应和投资效应并有效提高了金融发展质量以及促进了经济增长｡,

关 键 词 :长三角城市群,金融市场化,金融深化,储蓄效应,投资效应

中图分类号:F830文献标识码:A文章编号:1006-1428(2006)10-0014-04

一､,长三角城市群金融市场化的测度及依据

1.长三角城市群金融市场化指数FLI的编制与测度｡,

目前关于金融自由化或市场化度量的方法较少｡,Laeven(2000)利用各国银行业的报告,设置六个虚拟变量,测度了1988-1998年间13个国家和地区银行业的自由化过程,Bandiera(2000)等人把金融自由化看作是放松管制､,自由化､,私有化和全球化的综合体,他们以外生政策作为测度依据,通过主成分分析法来建立总的金融自由化指数｡,在国内,黄金老(2001)通过相关指标及等级划分来衡量中国的金融市场化程度,计算得到我国金融市场化程度为40%,刘毅､,申洪(2002)选择了利率市场化程度等指标来衡量中国的金融市场化过程,运用主成分分析的方法给出了我国金融自由化指数｡,

借鉴前人的研究成果,我们采用9个指标分析长三角城市群的金融市场化改革的进程,它们分别是:利率市场化程度､,外汇和汇率市场化程度､,信贷自主权程度､,机构准入自由程度､,金融机构产权多元化程度､,业务范围自由度､,资本自由流动程度､,融资的市场化程度和金融调控间接化程度｡,并以1978年―2004年随着长三角城市群金融市场化改革政策措施的推出与实施以及处于金融市场化进程不同阶段的上述的指标变化作为指数编制的依据,然后对各指标进行取值,如果该年发生了有利于市场化的重大改革,则该年度及之后年度取值为1,如果发生了政策的逆转,则该年度及之后的年度取值为0｡,

表1长三角城市群金融市场化进程量化表

我们使用因子分析方法和统计软件SPSS11.0对长三角城市群的金融市场化指标进行因子分析｡,通过KMO测度及巴特利特球体检验得出:

KMO值为0.735,巴特利特球体检验的X2统计值的显著性概率是0.000,小于0.05,说明数据具有相关性,适宜使用因子分析方法｡,我们选择特征根大于1的因子作为最后提取的因子,根据总方差分解表,符合条件的因子有两个,他们的特征根分别解释了总体方差的51.047%和18.461%,就是说所提取的这两个因子对原信息的解释度为69.508%,基本符合要求｡,

表2因子值的系数矩阵

提取方法:主成分分析法旋转方法:方差最大旋转法由因子1､,2的系数矩阵,我们可以得出因子的表达式:

Fac1等于0.260×利率+0.327×外汇-0.109×信贷-0.112×准入+0.164×产权-0.059×业务+0.227×资本+0.223×融资+0.198×调控

Fac2等于-0.061×利率-0.234×外汇+0.365×信贷+0.382×准入+0.005×产权+0.330×业务-0.035×资本+0.026×融资+0.039×调控

由利用因子1､,2的特征值所占比重构造出金融市场化指数FLI,得到表3:

FLI等于0.51047×Facl+0.18461×Fac2

表3长三角城市群金融市场化指数FLI表

２.长三角城市群金融市场化进程的论证依据｡,

从长三角城市群金融市场化指数曲线图中,我们可以清晰地看出该城市群金融市场化的渐进式改革与发展的特点,长三角城市群金融市场化指数FLI与其市场化改革实践吻合程度很高,能够反映城市群金融市场化发展的实际情况｡,

图1长三角城市群金融市场化指数FLI曲线图改革开放以前,长三角地区金融制度的目标是怎么写作于国家高度集中的计划经济运行的需要,为国有企业提供资金支持和会计结算,为国家财政补充货币需求,金融体制和金融市场带有明显的金融抑制特点,而后的金融市场化改革正是在这样的背景下展开的｡,

从1978年至1984年为金融市场化改革的起步阶段｡,当时的市场化成分体现得还比较少,主要表现为“银行―专业银行”的二级银行的体系形成｡,

从1984年至1988年为金融市场化改革的发展阶段｡,在《关于制定国民经济和社会发展第七个五年计划的建议》的指导下,以及以《银行管理暂行条例》为开端,当时金融机构呈现出多样化､,金融机构的有关业务也允许开展竞争､,信贷计划转变为指导性计划､,贷款利率在一定幅度内可浮动､,同业拆借市场的起步､,间接化的金融调控体制的逐步形成､,位于上海的我国第一个公开的外汇调剂市场的创立以及股票发行开始与国企体制改革相衔接等等,由此,金融市场化指数FLI在1986―1987年达到第一次高峰,从而也为长三角城市群金融市场化改革奠定了坚实的基础｡,但是第一次金融市场化高峰随着1988年发生的通货膨胀以及国内外有关情况的变化而中止｡,

从1988至1991年为金融市场化改革的调整阶段,重新强调了集中管理,但这一时期股票市场步入了起步阶段｡,

从1992至1999年为金融市场化改革的上升阶段,此时金融市场化目标确立｡,随着1993年12月《关于金融体制改革的决定》发布,金融体制改革目标被确立｡,此后,FLI又开始大幅攀升,到1996年达到第二次高峰｡,在银行体系和信贷方面,当时成立了股份制商业银行､,取消对所有银行的贷款规模限制,改为资产负债比例管理及风险管理｡,

此阶段,国债市场和股票市场的发展迈出了重大步伐｡,国债发行全部实行招标发行方式,无纸化的记账式国债成为主流,期限多样化,上海和深圳交易所亦成为全国性市场｡,1994年4月1日我国外汇交易中心在上海正式成立并开始运作｡,1996年12月1日起,我国接受基金组织第8条款的有关义务,实行人民币经常项目下的可兑换｡,

这第二次FLI高峰由于东南亚金融危机而放慢了步伐,为了防范金融风险,以及1998年以来为适应扩大内需的需要,金融市场化改革的步伐放慢,宏观调控的力度加强｡,

从2000年至今为金融市场化发展的加速时期,金融市场化取得全面进步｡,随着我国加入WTO和对外开放的深入发展,长三角金融市场化改革取得了巨大进展｡,这一阶段,广受关注的利率市场化改革迈出了重要步伐,19个省市先后被批准为进行境外投资外汇管理改革的试点,外资银行业务范围和市场准入进一步放宽｡,等等｡,

以上图1可见,我国第三次FLI高峰发生在2002年,但由于2003年开始出现的固定资产投资和物价水平增长过快,为防止通货膨胀政府进行了一系列的宏观调控,FLI线呈现小幅波动｡,从FLI曲线图又可看到,虽然金融市场化进程有波折,但长三角城市群的金融市场化曲线总体呈上升趋势,说明了这是有效调控的金融市场化改革｡,

二､,长三角城市群金融市场化效应的实证分析

1.长三角城市群金融市场化的金融深化效应｡,

1978年改革以来,长三角城市群的金融业发展迅速,金融资产的总量不断提高,说明了金融市场化进而金融深化的实际效果｡,

金融相关比率(FIR),是金融资产价值与其GDP之比,它是衡量金融深化与金融发展的主要指标｡,由于城市一级的证券市场数据很难获得,而以银行为主的金融相似度检测体系仍然在长三角金融体系中占据主导地位,所以在计算城市群金融相关比率时可以以金融机构存贷款额来代替金融资产价值,由此来考察该城市群金融深化效应｡,

金融相关率FIR等于(金融机构存款余额+金融机构贷款余额)/GDP

表4长三角主要城市金融相关比率FIR单位:亿元

数据来源:《新中国五十年统计资料汇编》､,《中国城市统计年鉴》､,《上海统计年鉴》､,《浙江统计年鉴》､,《江苏统计年鉴》各期｡,

表4可见,长三角城市群共16个城市金融机构存贷和由1978年的591.33亿元增加到2004年的83157.81亿元,增长140.63倍,与1978年相比,各城市金融机构存贷增长也都在100倍以上｡,城市群金融相关比率FIR由1978年的1.13上升到2004年的2.89,各成员的金融相关比率FIR也呈明显上升趋势｡,长三角城市群金融市场化改革具有很强的金融深化效应,金融资产规模不断壮大｡,

2.长三角城市群金融市场化的储蓄效应｡,

长三角城市群金融市场化改革,使长期抑制的城市群利率出现较大程度的上浮｡,以一年期个人储蓄存款利率为例,城市群年平均利率由1978年的3.24%上升到1993年的10.08%,随后由于宏观调控的需要而出现下降｡,金融市场化推进利率市场化,促进了金融创新,有利于金融相似度检测功能的加强和金融市场效率的提高,这一切都有利于长三角城市群储蓄的增加｡,

图2长三角城市群城乡居民储蓄年末余额图2反映了长三角城市群金融市场化具有明显的储蓄效应｡,城市群城乡居民储蓄年末余额由1978年的33.21亿元增加到2004年的18516.92亿元,增长迅速｡,城市群16个城市的城乡居民储蓄也出现了不同程度的增长,较之1978年增长最少的也在140倍以上｡,

3.长三角城市群金融市场化的投资效应｡,

伴随着长三角城市群金融市场化改革的深入发展,利率市场化程度不断提高､,金融机构信贷自主权不断扩大,企业融资渠道更加顺畅,融资市场化程度不断提高,进而促进了投资增长和经济发展,提高了资本自由流动程度和资金配置效率｡,

表5长三角城市固定资产投资总额单位:亿元

数据来源:《新中国五十年统计资料汇编》､,《中国城市统计年鉴》､,《上海统计年鉴》､,《浙江统计年鉴》､,《江苏统计年鉴》各期｡,

表5显示,长三角城市群固定资产投资总额增长迅猛,由1978年的55.96亿元增长到2004年的13648.55亿元,除1990和2000年以外,各年环比都在两位数以上｡,较之1978年,到2004年城市群主要城市的固定资产投资总额增长都在100倍以上,长三角城市群金融市场化改革的具有明显的投资效应｡,

4.长三角城市群金融市场化效应的回归分析｡,

为了进一步验证以上结论,我们用长三角城市群1990～'2004年的数据建立回归方程使用SPSS11.0进行回归分析与检验:

FIR等于α0+α1FLI+ε(1)

RS等于β0+β1FLI+ε(2)

INV等于γ0+γ1FLI+ε(3)

其中FIR为金融相关比率,RS､,INV分别为以1978年为基期的城乡居民储蓄年末余额增长率和固定资产投资总额增长率,FLI为金融市场化指数｡,

分析检验结果如下:

表6长三角城市群金融市场化效应回归分析结果表

从回归结果表可以看出,三个模型的R和R2值都比较大,而且都能通过显著性水平为5%的显著性检验,表明模型总体拟和效果较好｡,三个模型的常数项和FLI的t统计量的显著性概率p都远小于0.05,可以进入模型,FLI的系数都为正,说明金融相关比率､,居民储蓄增长率､,固定投资总额增长率都与金融市场化指数正相关,进一步验证了长三角城市群金融市场化发展,并较好地解释了长三角城市群金融市场化所带来的金融发展对于储蓄及投资进而经济增长的推动具有正向效应｡,

[5]Quirm,Dennis P.“The Correlates of Change in International Financial Regulation”[J]1 American Political Science Review 9 1(September),1997

[6]John Williamson,Molly Mahar,“A Survey of Financial Liberalization”,Princeton University,No211,Nov.1998

[7]Bandiera,Oriana,Gerard Caprio Jr.,Patrick Honohan and Fabio Schiantarelli.”Does Financial Reform Raise or Reduce Sings”Review of Economics and Statistics,2000,82(2),pp:239-263

[8]Laeven,Luc.,“Does Financial Liberalization Relax Financing Constraints on Firms”Word Bank working paper No.2467,2000

[9]黄金老.金融自由化与金融脆弱性[M].北京:中国城市出版社,2001,9

[10]刘毅,申洪.中国金融市场化的度量分析[J].财经研究,2002,9

[11]谈儒勇.金融发展理论的新发展:90年代金融发展理论[J].经济研究参考,1999,77

(责任编辑: 姜天鹰)

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