政府干預(yù)、區(qū)域金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之謎

趙丹妮等

摘 要：本文采用1978—2013年廣東省的時間序列數(shù)據(jù)，探討財政分權(quán)背景下地方政府干預(yù)和金融發(fā)展對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響。研究發(fā)現(xiàn)：三者之間存在著長期均衡關(guān)系，金融進程的推進有利于提高地區(qū)的全要素生產(chǎn)率。但在財政分權(quán)的框架內(nèi)，“錦標(biāo)賽”式的區(qū)際競爭會促使地方政府對金融機構(gòu)的微觀資源配置進行干預(yù)，這種干預(yù)脫離了市場形成的內(nèi)在機理，降低了金融資源的配置效率，加之金融結(jié)構(gòu)較大的波動性，對經(jīng)濟增長而言，損害頗多。這些論據(jù)都隱含了合理框定政府的金融控制邊界有利于促進經(jīng)濟增長，但這種金融體系革新應(yīng)和財稅體系及政府體制變革協(xié)同進行。

關(guān)鍵詞：財政分權(quán)；金融發(fā)展；政府干預(yù)；經(jīng)濟增長

中圖分類號：F812.7 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2015）10-0021-06

一、引言

改革開放伊始，我國的財政體系依舊慣性地鎖定在高度計劃經(jīng)濟體制之中，為了更好地與市場經(jīng)濟對接并脫離原有的路徑依賴，我國的財政體制進行了兩次重大革新：一是1980年推行的“分灶吃飯”體制；二是1994年之后實施的“分稅體制”。這兩次改革實質(zhì)性地推動了中國的財政分權(quán)進程。30年的經(jīng)濟改革把中國經(jīng)濟擱置于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整、政府職能轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟大環(huán)境異變并存的三大歷史性變遷的融合點中，這種交匯引致了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特別是金融結(jié)構(gòu)的蝶變和政府財政自主權(quán)的提升，為中國擺脫計劃經(jīng)濟體制的禁錮并跳出該態(tài)勢下的低產(chǎn)出泥潭提供了良好機遇。金融業(yè)作為經(jīng)濟結(jié)構(gòu)中的重點產(chǎn)業(yè)，隨著政府財政自主權(quán)的進一步強化，必將成為經(jīng)濟調(diào)整的主要標(biāo)靶。以廣東省為例，為了實現(xiàn)經(jīng)濟的高速發(fā)展和緩解財政赤字壓力，廣東省強化了對金融產(chǎn)業(yè)的干預(yù)力度①，這種措施的推行使得廣東省的財政收支差額在時間序列上表現(xiàn)出了顯著性的分異。從改革開放至1994年，廣東省的財政收支大部分年度處于盈余狀態(tài)，但自1994年分稅制改革之后，赤字出現(xiàn)并有進一步拉大的趨勢（見圖1）。

這種行政性的經(jīng)濟治理行為在財政分權(quán)和政治集中的體系下，有著強化區(qū)際政府“錦標(biāo)賽”式的經(jīng)濟競奪傾向，其不可避免地抑制了金融結(jié)構(gòu)的良性生長進而擾動了經(jīng)濟增長路徑，易受私人部門的詬病。然而，無可辯駁的經(jīng)濟超常規(guī)進展似乎為這種行為提供了實踐支撐，其中的交互關(guān)系亟待事實證據(jù)的說明。

本文意在通過廣東省的實證經(jīng)驗，探討金融發(fā)展、政府干預(yù)和經(jīng)濟增長之間的真實關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上為未來的財政體制和金融結(jié)構(gòu)變革提供相應(yīng)的政策建議。

二、政府干預(yù)、金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的理論軌跡

時下主流觀點認(rèn)為，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有推動作用。如戈德史密斯（Goldsmith，1969）從金融結(jié)構(gòu)觀的視角來剖析金融發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展的演化規(guī)律，即金融的逐步深化促成了合意的經(jīng)濟發(fā)展。但是金融結(jié)構(gòu)的差異所內(nèi)生出的資源配置方式則分化明顯②，這為學(xué)者們進一步分析原有的金融結(jié)構(gòu)提供了現(xiàn)實基礎(chǔ)。在這些理論當(dāng)中，較為典型的當(dāng)屬銀行主導(dǎo)和市場主導(dǎo)兩個派系。在討論適配經(jīng)濟發(fā)展的最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的問題上，銀行主導(dǎo)論者認(rèn)為銀行的信息處理便捷性和規(guī)模經(jīng)濟能夠合理地跨期配置風(fēng)險，以實現(xiàn)經(jīng)濟增長（戴蒙德，1984；西里和圖法諾，1995；艾倫和蓋爾，1999）。進一步地，李華民和吳非（2015）確認(rèn)了大型銀行機構(gòu)在促進經(jīng)濟發(fā)展上的重要作用。而市場主導(dǎo)觀強調(diào)證券市場在傳遞信息、金融資產(chǎn)的流動性上以及鼓勵創(chuàng)新方面強于銀行，更有利于經(jīng)濟增長（莫克和中村，1999）。

然而，由于存在信息不對稱和市場機制缺失等問題，金融深化的帕累托均衡往往難以達成。對此，斯蒂格利茨（Stiglitz，1997）認(rèn)為政府若制定一系列的規(guī)范制度來約束金融市場的不穩(wěn)定性，則能有效地促進資本形成。在此基礎(chǔ)上，在《金融約束：一個新的分析框架》一文中，赫爾曼、默多克和斯蒂格利茨（Hellman、Murdock和Stiglitz，1997）闡述道：對于制度結(jié)構(gòu)薄弱的發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)軌國家而言，采取相關(guān)的“溫和的金融約束”政策是必要的。本文認(rèn)為，這種手段不外乎是金融深化過程中的過渡性需要，而且過渡的約束也有著風(fēng)險積淀和資產(chǎn)泡沫化的隱征。隨著市場成熟度的進一步提高，金融約束政策的力度會逐步削弱，最終市場機制將占據(jù)主導(dǎo)地位。

對于地方政府行為干預(yù)經(jīng)濟發(fā)展的論證方面，學(xué)者們提出了種種解釋，大致可區(qū)分為兩個陣營。賈康（2000）和高培勇（2001）的研究結(jié)論基本契合：中國的財政分權(quán)革新實質(zhì)上賦予了地方政府更多的權(quán)利和責(zé)任，提升了地方政府對轄內(nèi)區(qū)域的經(jīng)濟福利關(guān)注度，為提高經(jīng)濟增長拓寬了相應(yīng)的操作空間。財政權(quán)的下移，引起了中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的巨大變化，大大改變了原有高投低產(chǎn)的舊況。然而，劉華和郭凱（2009）卻對此表現(xiàn)出適度的憂慮，其研究認(rèn)為，政府部門的財稅分權(quán)改革可能會強化政府對經(jīng)濟資源的“攝取之手”，從而干擾了經(jīng)濟發(fā)展的合意路徑，降低了地區(qū)的全要素生產(chǎn)率。但不可否認(rèn)的是，基建支出確實有利于地區(qū)的經(jīng)濟增長，而行政管理費用所起到的作用恰好相反。科技投入強度越大，越能促進經(jīng)濟的增長，應(yīng)當(dāng)特別指出的是，這種科技投入的經(jīng)濟效果在區(qū)際展現(xiàn)出了較大的方差?？陀^地看，在現(xiàn)今經(jīng)濟全球化和政府干預(yù)盛行的背景下，過度強調(diào)政府干預(yù)所引致的經(jīng)濟效率折損，雖具一定邏輯性，但其思維理念依舊回避不了某些行政文化的根深蒂固③，值得進一步商榷和檢驗。總體而言，政府干預(yù)引致的效率折損，若能帶來經(jīng)濟福利的抵補，則可考慮將其納入推動經(jīng)濟的增長手段。

對于區(qū)域經(jīng)濟而言，政府有限度地實行“政治化”的經(jīng)濟手段，即采用特定和有差異的政策制度（實質(zhì)上是一種政策的區(qū)域性落差）來促進經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)發(fā)展，比傳統(tǒng)性的政策、制度安排更具推進和向?qū)ё饔?。在財政分?quán)背景下，中國區(qū)域金融結(jié)構(gòu)的發(fā)展呈現(xiàn)出了“地方政府對金融結(jié)構(gòu)的行政性經(jīng)濟干預(yù)和金融機構(gòu)資源配置的市場化偏好兩股力量相反相成”的格局。針對該博弈格局下的經(jīng)濟福利狀況，喻微鋒（2010）的研究頗具代表性，他對廣西與江蘇的有關(guān)數(shù)據(jù)進行了時間序列上的比對后發(fā)現(xiàn)：在無政府干預(yù)條件下，兩省的金融發(fā)展僅對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟增長有微弱促進作用，當(dāng)兩省政府干預(yù)存在分化時，存在干預(yù)的地區(qū)（江蘇）相比無干預(yù)地區(qū)（廣西）而言，其經(jīng)濟增長效應(yīng)更為顯著。由此衍生出的地方政府干預(yù)和區(qū)域金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顟B(tài)的真實機理，值得進一步的探討和確認(rèn)。

本項研究的意義在于梳理前期研究脈絡(luò)，立足客觀復(fù)雜的環(huán)境，抓住發(fā)展的實質(zhì)要件，在借鑒國內(nèi)外協(xié)調(diào)金融發(fā)展與政府行為的成功經(jīng)驗基礎(chǔ)上，結(jié)合現(xiàn)實背景，重新架構(gòu)出“經(jīng)濟—金融—政府干預(yù)”發(fā)展的模式。研究所蘊含的金融發(fā)展與地方政府行為互動分析、財政分權(quán)與金融結(jié)構(gòu)深化對促進經(jīng)濟增長的政策導(dǎo)向理論，值得金融決策者和監(jiān)管層面關(guān)注。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源及處理手段

本文選取的數(shù)據(jù)區(qū)間是1978—2013年，地區(qū)生產(chǎn)總值及人均地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒2014》；廣東省金融機構(gòu)存貸款數(shù)據(jù)1978—2008年來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，2009—2013出自《廣東省統(tǒng)計年鑒2010—2014》；廣東省地方政府決算收入和地方?jīng)Q算支出數(shù)據(jù)均來源于《中經(jīng)網(wǎng)》。

本文重點探索在加入政府干預(yù)這一變量后，金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。對于經(jīng)濟增長指標(biāo)，采用廣東省人均地區(qū)生產(chǎn)總值（RJGDP）表示；對于金融發(fā)展指標(biāo)，采用金融相關(guān)率（FIR）來表示，由廣東省中資金融機構(gòu)存貸款總額比地區(qū)生產(chǎn)總值得到；對于政府干預(yù)指標(biāo)，當(dāng)?shù)胤秸С鲋饾u大于地方政府收入，即財政赤字愈加明顯時，地方政府對經(jīng)濟金融的干預(yù)愿望愈加強烈，文中廣東省政府干預(yù)（ZFGY）由廣東省地方?jīng)Q算支出比廣東省地方?jīng)Q算收入得到。

（二）模型構(gòu)建

本文采用廣東省年度時間序列數(shù)據(jù)，通過VAR模型確定各變量間的協(xié)整關(guān)系，從而基于財政分權(quán)視角，研究金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系。首先，分別對RJGDP、FIR和ZFGY取自然對數(shù)，用lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY表示，旨在消除由于時間序列數(shù)據(jù)波動而產(chǎn)生的異方差。其次，定義[yt=（lnRJGDPt，lnFIRt，lnZFGYt）']，可得到變量滯后期為p的VAR模型：

[yt=α+i=1pφiyt-i+ut] （1）

式（1）中，[α=（α1，α2，α3）']，[ut=（u1t，u2t，u3t）']，[yt]為三維內(nèi)生變量列向量，[φi]（i=1，2，…，p）為第i個待估參數(shù)3[×]3階矩陣，[ut]為3×1階的隨機誤差列向量，且均值為零的白噪音。

（三）變量的單位根檢驗

本文采用了ADF單位根檢驗法來對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。結(jié)果顯示，lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY在水平值下的ADF檢驗的統(tǒng)計值比在5%的顯著性水平下的臨界值大，因此不能拒絕原假設(shè)，即序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列。然而，在5%的顯著性水平下，各變量的一階差分序列的ADF檢驗的統(tǒng)計值均小于臨界值，特別地，DlnFIR和DlnZFGY在99%的置信區(qū)間下，其ADF檢驗的統(tǒng)計值均小于臨界值，因此各變量的一階差分序列都拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)序列。

注：表中檢驗形式（C，T，K）分別表示ADF檢驗方程中包括常數(shù)項、時間趨勢項和滯后差分階數(shù)（由赤池信息準(zhǔn)則確定），N代表無常數(shù)項或趨勢項；D表示變量的一階差分；***表示在1%的顯著性水平下顯著。**表示在5%的顯著性水平下顯著；*表示在10%的顯著性水平下顯著，下同。

（四）協(xié)整檢驗

為了確定lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY之間是否存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系，本文采用Johansen協(xié)整檢驗法對三者的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。為了使模型的參數(shù)估計更加準(zhǔn)確有效，必須先確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，本文綜合采用LR、FPE、AIC、SC和HQ等5個判斷準(zhǔn)則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)?？紤]到樣本空間的限制，本文首先選擇從盡可能大的滯后階數(shù)開始并逐個檢驗，5個判斷標(biāo)準(zhǔn)都對應(yīng)著滯后階數(shù)為2，特別是AIC和SC準(zhǔn)則判斷的滯后期的對應(yīng)數(shù)值同時達到最小，因此確定無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，協(xié)整檢驗的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)應(yīng)為1，即VAR（1）。

根據(jù)圖2，被估計的VAR模型所有根模的倒數(shù)值都小于1，即均落在單位圓內(nèi)，表明所估計的VAR模型是穩(wěn)定的。

[圖2：平穩(wěn)性檢驗結(jié)果]

在確定協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)后，還需要進一步確定協(xié)整方程的形式。在Eviews中協(xié)整方程主要存在5種形式：（1）序列[yt]無確定性趨勢且協(xié)整方程無截距。（2）序列[yt]無確定性趨勢且協(xié)整方程只有截距。（3）序列[yt]有線性趨勢但協(xié)整方程只有截距。（4）序列[yt]有線性趨勢但協(xié)整方程有截距和趨勢。（5）序列[yt]有二次趨勢但協(xié)整方程有截距和線性趨勢。根據(jù)表1，3個變量都含有截距項但未有線性趨勢，因此初步判定是第3種方程形式。通過檢驗，本文確定方程形式也是（3）?；赩AR（1）模型的JJ檢驗法檢驗結(jié)果如表2。

根據(jù)表3可知，廣東省的金融相關(guān)率對其人均GDP影響的彈性系數(shù)為20.00962，表明在長期內(nèi)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長呈明顯的正相關(guān)關(guān)系，即金融相關(guān)率（對數(shù)）每增加1%，人均GDP（對數(shù)）將上升20.00962%。而廣東省政府干預(yù)對其人均GDP影響的彈性系數(shù)為-25.26865，表明在長期內(nèi)，財政分權(quán)與經(jīng)濟增長呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，具體的協(xié)整方程如下：

[lnRJGDPt=20.00962lnFIRt-25.26865lnZFGYt+μt]

（2）

（2）式中，[ut]表示殘差序列。

對序列[ut]進行單位根檢驗發(fā)現(xiàn)，在95%的置信度水平下，ADF檢驗的統(tǒng)計值為-2.457392，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.950687，所以殘差序列[ut]是一個平穩(wěn)序列，從而驗證了以上序列間的協(xié)整關(guān)系是正確的。

（五）向量誤差修正模型（VECM）

向量誤差修正模型是將協(xié)整理論與誤差修正模型相結(jié)合所建立的模型，只要變量之間存在協(xié)整關(guān)系，誤差修正模型就可以由自回歸分布滯后模型導(dǎo)出。而在VAR模型中每一個方程都是一個自回歸分布滯后模型，因此可以認(rèn)為VECM模型是含有協(xié)整約束的VAR模型。由于協(xié)整檢驗是對原數(shù)據(jù)的一階差分進行檢驗，因此VECM的滯后階數(shù)是無約束VAR模型的滯后階數(shù)減1，而VAR模型最佳滯后階數(shù)為2，因此本文指定其滯后的形式為（1，1）。確定VECM的具體形式如下：

[?lnRJGDPt=-0.003388 ecmt-1+0.634020lnRJGDPt-1+0.052386lnFIRt-1+0.079386lnZFGYt-1+0.050173]

式中：

[ecmt-1=lnRJGDPt-1-20.00962lnFIRt-1+25.26865lnZFGYt-1+ 2.144580]

[ecmt-1]是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關(guān)系，其系數(shù)則反映長期均衡關(guān)系對短期波動的調(diào)整速度。VEC模型的決定系數(shù)為0.305965，AIC和SC值分別為-2.564830和-2.340365，都較小，說明模型的整體效果比較好。（3）項中誤差修正項系數(shù)的t統(tǒng)計量在1%的顯著性水平下顯著，說明經(jīng)濟增長短期波動受自身、金融發(fā)展及政府干預(yù)三者長期均衡關(guān)系的影響顯著。（3）項誤差修正系數(shù)等于-0.003388，符合反向修正機制，表明當(dāng)經(jīng)濟增長受到干擾而偏離均衡狀態(tài)時，糾正該非均衡狀態(tài)的速度約為0.34%。（4）項和（5）項中誤差修正項的t統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平下顯著，說明金融發(fā)展及政府干預(yù)均受到3種長期均衡關(guān)系的影響，且當(dāng)它們偏離均衡時，調(diào)整速度分別為3.33%和0.61%。

（六）Granger因果檢驗

長期因果檢驗基于滯后期為2的VAR模型進行檢驗，短期因果檢驗基于滯后期為1的VECM模型進行檢驗（結(jié)果略）。結(jié)果顯示，無論在長期還是短期，金融發(fā)展和政府干預(yù)單獨或者同時都不是引起經(jīng)濟增長變化的Granger原因。但是，無論在長期還是短期，經(jīng)濟增長和政府干預(yù)同時是引起金融發(fā)展變化的Granger原因，而政府干預(yù)僅僅在長期是引起金融發(fā)展變化的Granger原因。在短期，經(jīng)濟增長、金融發(fā)展兩者單獨且同時都是引起政府干預(yù)變化的Granger原因，而在長期僅僅兩者同時是引起政府干預(yù)變化的Granger原因。因此經(jīng)濟增長與金融發(fā)展無論在長期還是短期僅為單向Granger因果關(guān)系，表現(xiàn)為經(jīng)濟增長是引起金融發(fā)展Granger變化的原因。對于金融發(fā)展與政府干預(yù)，在短期表現(xiàn)為金融發(fā)展是引起政府干預(yù)Granger變化的原因，而在長期表現(xiàn)為政府干預(yù)是引起金融發(fā)展Granger變化的原因。經(jīng)濟增長與政府干預(yù)在短期呈現(xiàn)單向Granger因果關(guān)系，表現(xiàn)為經(jīng)濟增長是引起政府干預(yù)變化的Granger原因。

（七）實證結(jié)果分析

通過以上的實證分析過程及結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

第一，1978—2013年間廣東省金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在加入政府干預(yù)這一變量后，廣東省金融發(fā)展對經(jīng)濟增長仍然具有促進作用，這也與田樹喜和白欽先（2012）的研究結(jié)論吻合。然而廣東省政府的干預(yù)本身并沒有對轄內(nèi)的經(jīng)濟及金融發(fā)展帶來預(yù)期的好處，這也進一步豐富了陳剛、尹希果和陳華智（2006）的結(jié)論。本文認(rèn)為在財政分權(quán)體制下的政府無法滌除自身的逐利動機，加之國有經(jīng)濟對政府主導(dǎo)的金融體系存在剛性依賴，這必然對民營經(jīng)濟的金融份額構(gòu)成擠出效應(yīng)，過多的金融控制影響資金流轉(zhuǎn)的市場機制，阻滯金融配置效果和經(jīng)濟效率。這也進一步說明中國的金融體制改革不能同財稅體系和政府體制變革割裂開來，必須將其納入統(tǒng)一的分析范式之中。

第二，廣東省金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟增長的短期波動均會受到三者長期穩(wěn)定均衡關(guān)系的影響，當(dāng)三者出現(xiàn)短期偏離時，其恢復(fù)到長期均衡狀態(tài)的調(diào)整速度分別為3.33%、0.61%和0.34%。由此可見，金融發(fā)展的調(diào)整力度最大，政府干預(yù)次之，而經(jīng)濟增長最小。由此可見，當(dāng)政府合理化自身的金融干預(yù)行為后，金融體系內(nèi)生的自我修復(fù)機制能夠以最快的速度恢復(fù)應(yīng)有的經(jīng)濟效能。然而，若政府的干預(yù)行為破壞了金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化趨勢，則造成的經(jīng)濟損耗也愈發(fā)明顯。這為政府合理明確行為邊界、重點維系金融體系的市場化進程提供了一定的理論基礎(chǔ)。

第三，短期和長期的Granger因果檢驗表明，金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟增長之間在某種程度上存在著單向因果關(guān)系。對于經(jīng)濟增長和金融發(fā)展，無論長期與短期經(jīng)濟增長都是引起金融發(fā)展的Granger原因。對于金融發(fā)展與政府干預(yù)，在短期，金融業(yè)作為政府之間競爭的手段，地方政府進行干預(yù)；但是在長期，隨著干預(yù)所產(chǎn)生的效應(yīng)的凸顯，又對金融業(yè)的發(fā)展造成了影響。對于經(jīng)濟增長與政府干預(yù)，在短期地方政府的政策實施一般作用時間較短，在面對短期的經(jīng)濟波動時，地方政府往往會采取干預(yù)措施來穩(wěn)定經(jīng)濟增長。

四、結(jié)論及政策建議

在財政分權(quán)背景下，特別是在1994年的分稅制改革之后，廣東省政府財政收支逆差持續(xù)擴大，造成了巨大的財政壓力。通過對本區(qū)域內(nèi)的銀行施加壓力，要求其為地方貸款，不僅能快速解決問題，還會受到納稅人的支持。但這種政府的金融干預(yù)，極容易使得金融資源流向具有政府背景的經(jīng)濟個體中，造成“驅(qū)逐良幣”效應(yīng)（李華民、吳非和陳哲詩，2014），這偏離了應(yīng)有的效率準(zhǔn)則?；诒疚牡姆治觯谪斦謾?quán)下，政府的行為阻礙了金融的發(fā)展，然而金融發(fā)展仍對經(jīng)濟增長起促進作用，這也從側(cè)面反映出了廣東省金融深化程度已達到了較高層次，但現(xiàn)有體系下的金融干預(yù)還是損害了經(jīng)濟效率。換言之，廣東省政府應(yīng)當(dāng)對自身的金融干預(yù)手段進行細(xì)致甄別和篩除，通過切實手段減少現(xiàn)有金融體系資源錯配的現(xiàn)象，加快金融市場化、利率市場化進程，從而更好地促進經(jīng)濟增長?；诖?，本文提出以下幾點政策建議：

第一，政府應(yīng)該明確自身職責(zé)，減少對金融發(fā)展（特別是銀行信貸）的不良干預(yù)，銀行機構(gòu)授信與否應(yīng)由銀行自身根據(jù)信用風(fēng)險以及相關(guān)收益決定，政府相應(yīng)地起指導(dǎo)作用。政府可以增加對金融發(fā)展的積極干預(yù)，發(fā)揮政府在金融服務(wù)中的功能，比如設(shè)立金融服務(wù)中心、開展金融論壇活動等，為金融發(fā)展創(chuàng)造更好的外部制度氛圍。

第二，進一步完善財政分權(quán)體制，提高地方政府的支出責(zé)任與收入權(quán)限的匹配程度。1994年以前，地方政府基本能夠?qū)崿F(xiàn)自給自足，而1994年的分稅制改革之后，地方政府普遍存在財政收支壓力，這種收支逆差扭曲了政府的經(jīng)濟治理行為，所以應(yīng)當(dāng)合理地框定財政收支的“四至范圍”和經(jīng)濟調(diào)節(jié)的合理邊界，以契合經(jīng)濟發(fā)展的要求。

第三，財政分權(quán)意味著地方政府擁有更多的自主權(quán)，在謀求晉升機遇和政績沖動下的地方政府要想實現(xiàn)財政收支平衡甚至是盈余，具有一定難度。我們應(yīng)當(dāng)進一步提升地方政府收支的權(quán)責(zé)匹配度，完善縱向鏈條上的政府間轉(zhuǎn)移支付，既可降低地方政府的財政壓力，最大限度地壓制地方政府干預(yù)區(qū)域金融結(jié)構(gòu)的沖動，除去必要的無補償性支出外，地方政府又可以利用多余的財政收入進行相關(guān)的投資，比如對一些基建項目進行投資等，從而實現(xiàn)經(jīng)濟效益的最大化。

注：

①譬如，加強稅收調(diào)節(jié)、強制性要求銀行對特定群體進行靶向信貸投放，為拓寬企業(yè)融資渠道而進行的授信補貼和擔(dān)保等。

②例如，在美國的金融體系下，有價證券市場是其資源配置的主導(dǎo)方式。對于中國而言，融資渠道大多由中介金融（銀行機構(gòu)體系）所提供。然而，并不能簡單地以經(jīng)濟發(fā)展水平來劃分金融配置方式。在日本和德國的金融資源配置中，銀行機構(gòu)的地位十分突出。

③例如，慣性地將政府的干預(yù)行為歸結(jié)為官員的利己主義和政治晉升需求。

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