民間金融和全要素生產(chǎn)率增長

李 健 衛(wèi) 平

一、引 言

新古典經(jīng)濟(jì)增長理論把全要素生產(chǎn)率(Total Factor Productivity，TFP)的增長視為經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的唯一源泉。如何識(shí)別全要生產(chǎn)率增長的決定因素，已經(jīng)成為學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)問題。國外研究表明，金融發(fā)展在全要素生產(chǎn)率增長的過程中具有重要的作用(Levine，1997，2005；Carlota，2004；Demirgu-Kunt 和Levine，2008)。雖然國內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)較多地研究了中國金融發(fā)展與TFP 增長之間的關(guān)系，且為金融發(fā)展與TFP 增長的正向關(guān)系提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但這些研究通常是從正規(guī)金融部門角度來分析的。當(dāng)前中國中小企業(yè)融資困境為內(nèi)生于民營經(jīng)濟(jì)中的民間金融提供了生存土壤和空間。在信息不對稱以及中國長期金融抑制背景下，民間金融作為正規(guī)金融發(fā)展的補(bǔ)充，已經(jīng)成為中小企業(yè)外部融資的重要渠道。研究民間金融對全要素生產(chǎn)率以及中間渠道的影響，不僅有利于中小企業(yè)發(fā)展，而且在長期可以通過對國家資源優(yōu)化配置來促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。因此，分析民間金融發(fā)展對全要素生產(chǎn)率的影響，這對中國在新一輪的國際經(jīng)濟(jì)競爭中搶占制高點(diǎn)具有重要的意義。

Allen 等(2005，2006)在對金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系進(jìn)行研究時(shí)指出，“中國是金融和經(jīng)濟(jì)增長文獻(xiàn)研究中的一個(gè)重要反例”，即與國際平均水平相比，中國的金融業(yè)存在很明顯的滯后，無法為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供支持。然而，中國在法律和金融體系不健全的情況下取得了經(jīng)濟(jì)的高速增長。中國經(jīng)濟(jì)在21 世紀(jì)初始至今十多年的超速增長，主要是由民營經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)的。在中國金融體系不健全的背景下，正規(guī)金融部門在對企業(yè)進(jìn)行貸款時(shí)，面臨著信息不對稱導(dǎo)致的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)，為了規(guī)避信貸風(fēng)險(xiǎn)而實(shí)行信貸配給，同時(shí)，中國銀行業(yè)結(jié)構(gòu)高度壟斷，主要以大型國有商業(yè)銀行為主導(dǎo)，伴隨著“撥改貸”政策，國有銀行與國有企業(yè)形成了中國縱向信用體系，金融資源的配置不太重視投資的收益問題，而在于是否符合國家發(fā)展戰(zhàn)略，由此導(dǎo)致處于壟斷地位的國有企業(yè)以及大型企業(yè)獲得了正規(guī)金融部門提供的絕對比例的信貸資源，民營中小企業(yè)有資金需求卻沒有可依賴的金融市場為其服務(wù)，在這種情況下中小企業(yè)只能求助于體制外融資，這導(dǎo)致民間信貸規(guī)模的不斷擴(kuò)大，最終推動(dòng)民間金融快速發(fā)展。民間金融作為正規(guī)金融部門的補(bǔ)充，基于地緣、血緣、親緣等多重關(guān)系的民間金融具有信息成本、擔(dān)保機(jī)制、靈活性等方面的優(yōu)勢，能夠有效避免正規(guī)金融部門由于信息不對稱引發(fā)的一系列問題，有助于幫助中小企業(yè)克服融資難題(郭斌和劉曼璐，2002；林毅夫和孫希芳，2005；Kellee，2002；胡金焱和張博，2013)。林毅夫和李永軍(2001)在研究中小企業(yè)融資問題時(shí)指出，對于勞動(dòng)力相對豐富而資本相對稀缺的中國，勞動(dòng)力密集型中小企業(yè)在未來相對較長的時(shí)間里會(huì)是中國企業(yè)組織中最有活力的組成部分。民間金融的發(fā)展為中小企業(yè)提供了信貸服務(wù)，幫助企業(yè)克服融資難題，使生產(chǎn)運(yùn)作過程更加順暢，從而企業(yè)不斷獲取豐厚的經(jīng)濟(jì)利益，中小企業(yè)受到更大利益和市場份額的驅(qū)使，不斷進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，提升自身創(chuàng)新能力，提高企業(yè)的生產(chǎn)率，最終影響一個(gè)區(qū)域的全要素生產(chǎn)率增長，這對未來中國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了重要的促進(jìn)作用。

民間融資行為是在正規(guī)金融體系外發(fā)生的，正是因?yàn)檫@個(gè)特點(diǎn)，民間融資行為具有隱蔽性，民間金融的相關(guān)數(shù)據(jù)難以獲得。這致使國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)者在早期多從案例分析(羅丹陽和殷興山，2006；虞群娥和李愛喜，2007)或者微觀調(diào)查(郭斌和劉曼路，2002；馮興元，2004)來考察民間金融與中小企業(yè)的關(guān)系，這些研究在一定程度上間接說明民間金融對經(jīng)濟(jì)增長的影響。由于測量方法不斷改善以及數(shù)據(jù)可獲得性增大，近幾年國內(nèi)學(xué)者開始采用多種方法來測算民間金融發(fā)展水平，如李建軍(2005)采用間接估算方法測算出1981—2003 年我國地下信貸規(guī)模從1982 年的22.8 億元增加到了2003 年的7462.4 億元。王春宇(2010)在李建軍(2005)研究的基礎(chǔ)上，也采用間接估算方法但進(jìn)行了一定程度的修正，測了全國以及各個(gè)地區(qū)的民間借貸規(guī)模。李健和衛(wèi)平(2015a)在王春宇(2010)和李建軍(2005)的研究基礎(chǔ)上測算了2001—2012 年的民間借貸規(guī)模，他們發(fā)現(xiàn)民間借貸總額從2001 年的2587.13 億元增長到2011 年的23162.80 億元。李建軍(2010)對中國未觀測信貸規(guī)模進(jìn)一步研究，依舊采用間接估算方法，測算出在1978—2008 年的30 年間中國未觀測短期借貸規(guī)模從400 多億元擴(kuò)大到5.4 萬億元左右。易遠(yuǎn)宏(2013)通過θ 法測算出1990—2010 年間廣東省農(nóng)村民間金融規(guī)模。蘭秀(2013)同樣采用θ 法測算出了鄂爾多斯地區(qū)的非正規(guī)金融發(fā)展規(guī)模。與此同時(shí)，由于中國人民銀行從2005 年開始發(fā)布的《中國區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》以及各省份發(fā)布的《金融運(yùn)行報(bào)告》為民間借貸利率的計(jì)算提供了可行性，國內(nèi)學(xué)者開始采用民間借貸利率的實(shí)際值(即是名義利率減去通貨膨脹率)作為衡量民間金融發(fā)展水平的負(fù)指標(biāo)(馮興元，2004；胡金炎和張博，2013；陳志武，2005；姚耀軍，2009；錢水土和翁磊，2009；張雪春等，2013)。我國對民間融資利率上限標(biāo)準(zhǔn)調(diào)整存在較大的滯后性，多年不變的民間借貸利率上限會(huì)在金融機(jī)構(gòu)貸款基準(zhǔn)利率較高時(shí)給高利貸披上合法外衣。同時(shí)，由于《中國區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告》發(fā)布的時(shí)間跨度不大以及個(gè)別地區(qū)數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，如胡金焱和張博(2013)采用民間借貸利率的方法衡量民間金融發(fā)展水平時(shí)，由于數(shù)據(jù)的缺失，只能得到25 個(gè)省份的非平衡面板數(shù)據(jù)，并且總體樣本量為121 個(gè)，采用民間借貸利率的方法進(jìn)行分析，具有較大的局限性。

現(xiàn)有相關(guān)研究表明金融發(fā)展對一國經(jīng)濟(jì)增長具有較強(qiáng)的促進(jìn)作用(Rajan 和Zingales，1998；沈坤榮和孫文杰，2004；陳剛等，2006)。同時(shí)，也有從影響經(jīng)濟(jì)增長的中間渠道進(jìn)行分析的，如從TFP 增長視角證明了金融發(fā)展具有TFP 增長效應(yīng)，進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(Demirgu-Kunt 和Levine，2008；Bekaert 等，2010；余利豐等，2011；趙勇和雷達(dá)，2010；李健和衛(wèi)平，2015b)，但也有一些反面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)顯示正規(guī)金融發(fā)展對TFP 增長具有負(fù)面影響(陳啟斐和吳建軍，2013)。從這些研究中不難看出，學(xué)者們通?？紤]的是正規(guī)金融對全要素生產(chǎn)率和經(jīng)濟(jì)增長的影響。在民營經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展以及中國金融體系不健全導(dǎo)致中小企業(yè)面臨融資難的背景下，民間金融發(fā)展及其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)引起了學(xué)者們的關(guān)注和研究。潘士遠(yuǎn)和羅德明(2006)通過構(gòu)建一個(gè)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型來研究民間金融對經(jīng)濟(jì)增長的影響和內(nèi)生民間金融問題，通過數(shù)理模型證實(shí)了民間金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有促進(jìn)作用。李建軍(2008)在研究未觀測金融規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時(shí)，通過采用時(shí)間序列協(xié)整方法證實(shí)了未觀測貸款一定程度上彌補(bǔ)了正規(guī)信貸的不足，對經(jīng)濟(jì)增長有一定的積極作用。未觀測貸款規(guī)模變動(dòng)1 個(gè)百分點(diǎn)，可能導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長速度變動(dòng)0.17～0.18個(gè)百分點(diǎn)，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)前一期未觀測凈金融投資占GDP 比重的絕對值每提高1 個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)對本期產(chǎn)出缺口產(chǎn)生0.14 個(gè)百分點(diǎn)左右的反向擴(kuò)大效應(yīng)。姚耀軍(2009)發(fā)現(xiàn)非正規(guī)金融發(fā)展的區(qū)域差異對經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的解釋力，且正規(guī)金融與非正規(guī)金融均具有顯著的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。胡金焱和張博(2013)研究發(fā)現(xiàn)，民間金融發(fā)展對中國經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的推動(dòng)作用，且這種推動(dòng)作用是通過第二產(chǎn)業(yè)影響經(jīng)濟(jì)增長的，對第一和第三產(chǎn)業(yè)并沒有產(chǎn)生顯著的影響。鄧路等(2014)基于全國范圍內(nèi)3000 多家民營企業(yè)樣本進(jìn)行調(diào)查發(fā)現(xiàn)，民間金融對民營企業(yè)的業(yè)績具有負(fù)面影響，從而對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)產(chǎn)生負(fù)向作用。李健和衛(wèi)平(2015a)的研究發(fā)現(xiàn)，民間金融發(fā)展對創(chuàng)新能力和城市化具有顯著的促進(jìn)作用，間接地表明民間金融具有經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，民間金融的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)也沒有得到學(xué)者們的一致認(rèn)可。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，從全要素生產(chǎn)率視角來探索民間金融發(fā)展是否具有經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。從這個(gè)研究視角進(jìn)行分析，會(huì)更好的理解民間金融發(fā)展是通過何種中間路徑促進(jìn)或抑制中國經(jīng)濟(jì)增長。本文在李建軍(2010)以及李健和衛(wèi)平(2015a，2015b)的研究基礎(chǔ)上推算出不同地區(qū)不同年份民間信貸規(guī)模，從民間金融發(fā)展規(guī)模角度分析民間金融對全要素生產(chǎn)率、技術(shù)進(jìn)步以及技術(shù)效率的影響，而這又能夠避免用民間借貸利率的方法進(jìn)行研究時(shí)所面臨的樣本量不足的難題。

二、實(shí)證模型與變量設(shè)定

（一）模型設(shè)定

盡管民間金融與正規(guī)金融的特征具有較大的差異，但是從本質(zhì)上同屬于金融發(fā)展范疇，民間金融發(fā)展在一定程度上也具有正規(guī)金融所具備的特征。在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，Levine(1997)構(gòu)建了一個(gè)包含金融部門的經(jīng)濟(jì)增長模型，檢驗(yàn)了金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。Buera 等(2011)通過構(gòu)建內(nèi)生化全要素生產(chǎn)率的模型，進(jìn)一步分析金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響。潘士遠(yuǎn)和羅德明(2006)通過構(gòu)建一個(gè)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長模型來研究民間金融對經(jīng)濟(jì)增長的影響和內(nèi)生民間金融問題，驗(yàn)證了民間金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。本文主要借鑒他們的思想并對其擴(kuò)展，以內(nèi)生增長理論為研究基礎(chǔ)，假定全要素生產(chǎn)率受到內(nèi)生民間金融的影響。本文采用如下形式的生產(chǎn)函數(shù)：

其中，Y 表示區(qū)域的生產(chǎn)總值，A 表示TFP(全要素生產(chǎn)率)，L 為勞動(dòng)投入，K 為資本投入，i 和t 分別代表地區(qū)和時(shí)間。本文生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為?？怂怪行?，由于假定全要素生產(chǎn)率受到內(nèi)生民間金融的影響，因此我們設(shè)A 是一個(gè)多元組合，即：

其中，Aio表示影響TFP 的其他因素，infit為民間金融發(fā)展水平，othersit為控制變量，β 和β1為參數(shù)。

將式(2)帶入式⑴中，可以得到：

對式(3)進(jìn)一步變形可得：

對式(4)兩邊取對數(shù)可得：

我們采用基于DEA 的Malmquist 生產(chǎn)率指數(shù)對TFP 進(jìn)行測算和分解。本文研究重點(diǎn)為民間金融發(fā)展對全要素生產(chǎn)率(TFP)、技術(shù)進(jìn)步(TP)以及技術(shù)效率(TE)的影響?？紤]到經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的慣性問題，我們采用動(dòng)態(tài)面板模型。因此，在式(5)的基礎(chǔ)上構(gòu)建本文所需要研究的計(jì)量模型：

其中，i 和t 分別表示地區(qū)和時(shí)間，Vi是不可觀測的個(gè)體異質(zhì)性，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。系數(shù)δ、φ、φ 為待估計(jì)參數(shù)，η’為待估計(jì)參數(shù)集合。根據(jù)現(xiàn)有相關(guān)研究，我們把以下幾個(gè)變量作為控制變量引入到模型中：R&D 經(jīng)費(fèi)支出、人力資本(Human)、外商直接投資(FDI)、進(jìn)出口水平(EX)、政府財(cái)政支出(G)、城市化水平(Urban)。因此，設(shè)定研究模型中l(wèi)nothers 為一個(gè)多元組合：

將式(9)入模型(6)、(7)、(8)得到本文最終計(jì)量模型：

其中，i 和t 分別代表地區(qū)和時(shí)間，Vi是不可觀測的個(gè)體異質(zhì)性，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。系數(shù)δ、φ、φ 為待估參數(shù)。Vi是不可觀測的個(gè)體異質(zhì)性，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量設(shè)定和數(shù)據(jù)來源說明

1. 數(shù)據(jù)來源說明

考慮到統(tǒng)計(jì)指標(biāo)的一致性、數(shù)據(jù)的可獲得性以及完整性，本文的樣本為2000—2012 年中國大陸除西藏以外共30 個(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)(由于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，按照現(xiàn)有大量文獻(xiàn)的處理方法，本文剔除西藏自治區(qū))，剔除西藏地區(qū)之后其他地區(qū)不存在數(shù)據(jù)缺失的現(xiàn)象，因此本文計(jì)量模型所采用的數(shù)據(jù)為平衡面板數(shù)據(jù)。本文使用的所有數(shù)據(jù)均來自于2000—2012 年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、各地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

2. 要素生產(chǎn)率的測算

本文采用DEA 方法中的Malmquist 指數(shù)對樣本區(qū)域的TFP 進(jìn)行測算。此測算方法具體參見李健和衛(wèi)平(2015c)、顏鵬飛(2004)、章祥蓀和貴斌威(2008)的文獻(xiàn)，本文在此部分不作論述。

本文采用數(shù)據(jù)以及分析方法中的Malmquist 指數(shù)對中國各個(gè)區(qū)域TFP 進(jìn)行測算時(shí)，需要得到地區(qū)生產(chǎn)總值、勞動(dòng)力投入以及物質(zhì)資本存量。對于物質(zhì)資本存量采用“永續(xù)盤存法”來衡量，測算公式為其中，Kt為當(dāng)期的物質(zhì)資本存量，Kt-1為上一期的物質(zhì)資本存量，It為當(dāng)期的固定資產(chǎn)形成額，Pt為以2000 年為基期的資本價(jià)格指數(shù)，δ 為固定資產(chǎn)折舊率?；谥滴覀兘梃b張軍等(2004)測算的數(shù)據(jù)。本文為了使研究方法具有一致性，設(shè)定δ=9.6%,,。由于張軍等(2004)所給出的結(jié)果是將四川和重慶的數(shù)據(jù)進(jìn)行合并處理，我們以1990—1999 年重慶市生產(chǎn)總值與四川省生產(chǎn)總值之比的均值來近似資本存量的比值拆分這兩個(gè)地區(qū)的基期資本存量。本文用GDP 平減指數(shù)對2000—2012 年各個(gè)地區(qū)名義生產(chǎn)總值進(jìn)行平減得到實(shí)際生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)(即以2000 年不變價(jià)格衡量)，以此作為產(chǎn)出指標(biāo)。對于勞動(dòng)力投入的計(jì)算，本文采用各個(gè)地區(qū)的歷年從業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)力投入的替代變量。

本文利用DEAP2.1 軟件，測算了中國30 個(gè)地區(qū)2000—2012 年TFP 指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步指數(shù)(TP)、技術(shù)效率變化指數(shù)(TE)，計(jì)算結(jié)果見表1?？傮w而言，中國在2000—2012年間，全要素生產(chǎn)率年平均增長為0.6%,,。對全要素生產(chǎn)率(TFP)分解可知，技術(shù)進(jìn)步的平均增長率為2.9%,,，而技術(shù)效率平均增長率為-2.2%,,，技術(shù)效率惡化對TFP 增長造成了一定負(fù)面影響，在一定程度上抵消了技術(shù)進(jìn)步對TFP 增長的積極效應(yīng)。2000—2012 年間，中國區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長為正的省份有：北京、天津、山西、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、福建、江西、山東、廣東、海南、重慶、四川、陜西、青海、新疆。中國區(qū)域全要素生產(chǎn)率增長為負(fù)的省份有：河北、內(nèi)蒙古、吉林、安徽、河南、湖北、湖南、廣西、貴州、云南、甘肅、寧夏。

表1 2000—2012年各個(gè)地區(qū)Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)及其分解

續(xù)表1

3. 民間金融發(fā)展水平測算

李建軍(2010)對中國未觀測信貸規(guī)模進(jìn)一步研究，測算出在1978—2008 年的30年間中國未觀測貸規(guī)模從400 億元左右擴(kuò)大到5.4 萬億元左右。李建軍測算的是中國未觀測信貸規(guī)模，之所以定義為未觀測信貸是為了避免概念的混淆，而沒有定義成民間金融或者非正規(guī)金融。筆者發(fā)現(xiàn)，李建軍測算出來數(shù)據(jù)是未觀測信貸規(guī)模，實(shí)際上就是民間信貸規(guī)模。本文默認(rèn)把未觀測信貸規(guī)模(民間信貸規(guī)模)等同于民間金融發(fā)展規(guī)模。因此，本文采用李建軍(2010)測算未觀測信貸規(guī)模的方法來測度中國2000—2012年民間金融發(fā)展規(guī)模。由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的更新以及一定程度上的修正，本文并沒有直接采用李建軍測算的最終數(shù)據(jù)，而是采用最新的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行測算，這會(huì)在一定程度上異于李建軍的測度結(jié)果，但是相差不會(huì)很大。筆者查閱近年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》發(fā)現(xiàn)，2009 年以后，《金融機(jī)構(gòu)人民幣信貸資金平衡表》注釋：從2010 年起，短期貸款分類有所變化，這致使2010 年的分類數(shù)據(jù)缺失。為了把2010—2012 年全國民間金融規(guī)模測算出來，筆者從統(tǒng)計(jì)年鑒中搜集到1980—2009 年農(nóng)業(yè)貸款和私營個(gè)體經(jīng)濟(jì)貸款，采用時(shí)間序列預(yù)測的方法預(yù)測出2010—2012 年農(nóng)業(yè)貸款和私營個(gè)體經(jīng)濟(jì)貸款的數(shù)據(jù)。對于民間金融發(fā)展水平的測算方法，數(shù)據(jù)的處理過程以及公式來源于李健和衛(wèi)平(2015b)的文獻(xiàn)。本文為了研究結(jié)構(gòu)的嚴(yán)謹(jǐn)性，直接采用李健和衛(wèi)平(2015b)研究成果。測算過程如下。

假定農(nóng)戶、私營企業(yè)以及個(gè)體工商戶等中小經(jīng)濟(jì)體從正規(guī)金融部門獲得的貸款占全部貸款融資的比重定義為正規(guī)貸款滿足率(用MLS表示)，可以將中小經(jīng)濟(jì)體的正規(guī)貸款滿足率進(jìn)一步劃分為農(nóng)戶正規(guī)貸款滿足率(MLF)和私營企業(yè)及個(gè)體工商戶等經(jīng)濟(jì)單位正規(guī)貸款滿足率(MLE)。在一定時(shí)期內(nèi)社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體實(shí)現(xiàn)的GDP 需要全部金融部門的信貸支持，即實(shí)現(xiàn)一定數(shù)量的GDP 需要一定數(shù)量的貸款(用NYL表示)，用全社會(huì)當(dāng)年未償還貸款余額與當(dāng)年GDP 的比率(NYL=LOAN/GDP)來衡量。相應(yīng)的農(nóng)戶、私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)單位創(chuàng)造的GDP 與從正規(guī)金融部門獲得的貸款之間存在一個(gè)系數(shù)NYLS，進(jìn)一步細(xì)分為農(nóng)戶單位GDP 正規(guī)貸款系數(shù)NYLF，私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)單位GDP 正規(guī)貸款系數(shù)NYLE。由于金融抑制以及信息不對稱造成的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇，這些中小經(jīng)濟(jì)主體從正規(guī)金融部門獲得的貸款無法滿足他們對資金的需求，這些中小經(jīng)濟(jì)體的單位GDP 正規(guī)貸款系數(shù)與全社會(huì)經(jīng)濟(jì)主體平均的單位GDP 貸款系數(shù)之比，可以反映出正規(guī)金融機(jī)構(gòu)信貸對這些中小經(jīng)濟(jì)主體的貸款滿足程度。

農(nóng)戶、私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)單位的正規(guī)貸款滿足率：

農(nóng)戶的正規(guī)貸款滿足率：

私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)單位的正規(guī)貸款滿足率：

農(nóng)戶、私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)主體創(chuàng)造的GDP 用YS表示，進(jìn)一步可以分為農(nóng)戶創(chuàng)造的GDP 用YF表示以及私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)單位創(chuàng)造的GDP 用YE表示。農(nóng)戶、私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)單位的民間信貸規(guī)模用NOLS表示，農(nóng)戶的民間信貸規(guī)模用NOLF表示，私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)單位的民間信貸總額用NOLE表示。

農(nóng)戶、私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)單位的民間信貸總額公式為：

農(nóng)戶的民間信貸總額計(jì)算公式為：

私營企業(yè)和個(gè)體經(jīng)濟(jì)主體的民間信貸總額計(jì)算公式為：

通過以上方法計(jì)算出的民間信貸規(guī)模均為短期貸款，李建軍通過計(jì)算全國當(dāng)年短期貸款總額占全國全部貸款的比率L，將計(jì)算出來的全國短期民間信貸總額NOLS調(diào)整為全國民間信貸總額NOLT，即通過以下公式計(jì)算：

李建軍(2010)的研究只是測度出了全國的民間信貸規(guī)模，而沒有進(jìn)一步測算各個(gè)地區(qū)的民間信貸規(guī)模。盡管此方法在測算各個(gè)地區(qū)的民間信貸規(guī)模是可行的，但是由于統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可獲得性，該方法在測算各個(gè)地區(qū)的民間信貸規(guī)模時(shí)無法使用。筆者借鑒李健和衛(wèi)平(2015a，2015b)測算民間金融規(guī)模時(shí)采用的方法，進(jìn)一步通過假設(shè)各個(gè)地區(qū)民間信貸規(guī)模占全國民間信貸規(guī)模的比重與各個(gè)地區(qū)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款占全國正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款的比重相同，以便計(jì)算出各個(gè)地區(qū)的民間信貸規(guī)模，即：

其中，LOANi為第i 個(gè)地區(qū)的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款總額，LOANT為全國的正規(guī)金融機(jī)構(gòu)貸款總額，NOLi為第i 個(gè)地區(qū)的民間信貸總額，全國民間信貸總額NOLT。

進(jìn)而由公式(20)測算2000—2012 年我國30 個(gè)地區(qū)的民間金融發(fā)展規(guī)模，具體測算結(jié)果見表2。從表2 中可看出從2000 年到2012 年，中國民間借貸規(guī)模從25715.78億元增加到129296.57 億元，凈增長4 倍多，這表明我國民間金融發(fā)展速度較快。

表2 2000—2012年中國30個(gè)省、市、自治區(qū)民間信貸總額(單位：億元)

4. 相關(guān)變量測算

① 民間金融發(fā)展水平(inf)：結(jié)合前文計(jì)算出來的民間信貸規(guī)模，我們采用“民間信貸規(guī)模與地區(qū)生產(chǎn)總值比值”來衡量民間金融發(fā)展水平。

②研發(fā)投入強(qiáng)度(RD)：本文用“研發(fā)投入存量/地區(qū)生產(chǎn)總值”來表示這一指標(biāo)。對于研發(fā)投入存量的計(jì)算，本文采用永續(xù)盤存法(PIM)來測算。這里面問題主要涉及到折舊率、R&D 的價(jià)格指數(shù)以及R&D 基期存量計(jì)算。本文設(shè)定R&D 價(jià)格指數(shù)=α1×固定資產(chǎn)價(jià)格指數(shù)+α2×消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，參數(shù)的選擇與朱平芳等(2003)設(shè)定的值一致，即α1=0.45 和α2=0.55。對于基期R&D 支出存量，本文采用夏良科(2010)的做法，即：

其中，RDK0為地區(qū)i 的基期存量，Ii0是經(jīng)過平減之后得到的2000 年的R&D 投入額；g1是地區(qū)i 在2000—2012 年R&D 支出的年平均增長率；δ1為R&D 支出的折舊率，這里設(shè)定為10%,,與夏良科(2010)的研究設(shè)定一致。本部分采用的地區(qū)生產(chǎn)總值是以2000 年為基期的GDP 平減指數(shù)折算而得。

③ 人力資本(Human)：本文采用平均受教育年限為人力資本的代理變量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中衡量人力資本的方法較多，采用的衡量指標(biāo)各異，如平均受教育年限、每萬人中大學(xué)生人數(shù)、教育支出占GDP 比重等。目前實(shí)證研究中使用較為普遍的衡量指標(biāo)——平均受教育年限作為人力資本的代理變量。Henderson 等(2007)通過Mincer 函數(shù)和勞動(dòng)受教育年限數(shù)據(jù)計(jì)算出平均受教育年限，但此種測算方法需要對指標(biāo)的系數(shù)設(shè)定沒有標(biāo)準(zhǔn)說明，會(huì)由于系數(shù)選取的不同導(dǎo)致不同的測算結(jié)果。本文借鑒周少甫等(2013)以及李健和衛(wèi)平(2015b，2015c)測算方法，設(shè)定不同教育水平的受教育年限：不識(shí)字或者識(shí)字很少為0 年、小學(xué)為6 年、初中為9 年、高中為12 年、大專及以上為16 年。然后，以不同受教育水平的人數(shù)在人口的比例為權(quán)數(shù)，計(jì)算得到各個(gè)地區(qū)的平均受教育年限。由于相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒公布的是6 歲以上人口的受教育年限數(shù)據(jù)，本文測算出來的也是6 歲及以上人口的平均受教育年限。

④ 外商直接投資(FDI)：本文利用“實(shí)際利用外商直接投資額與地區(qū)GDP 的比值”來對這一指標(biāo)進(jìn)行衡量。

⑤ 進(jìn)出口水平(EX)：本文利用“進(jìn)出口總額與地區(qū)GDP 的比值”來衡量進(jìn)出口水平。

⑥ 政府規(guī)模(G)：本文利用“政府財(cái)政支出與地區(qū)GDP 生產(chǎn)總值的比值”來表示政府規(guī)模。

⑦ 城市化水平(Urban)：國內(nèi)外對城市化的度量通常采用城鎮(zhèn)人口與地區(qū)總?cè)丝谥葋肀硎?。陸?2004)認(rèn)為，中國的城鎮(zhèn)人口統(tǒng)計(jì)是建立在城鎮(zhèn)戶籍制度基礎(chǔ)上的，由于城鎮(zhèn)居民中有一部分沒有城鎮(zhèn)戶籍，所以采用城鎮(zhèn)人口比重會(huì)低估城市化水平。因此，本文采用“非農(nóng)業(yè)人口與地區(qū)總?cè)丝谥取睂Τ鞘谢竭M(jìn)行衡量。

三、實(shí)證結(jié)果分析與討論

由于我們設(shè)定的模型加入了全要素生產(chǎn)率增長的滯后一期值，說明方程(10)～(12)個(gè)動(dòng)態(tài)面板模型，這導(dǎo)致被解釋變量受其滯后一期影響而產(chǎn)生自相關(guān)。此外全要素生產(chǎn)率顯然受到一些觀測不到的各地區(qū)的特征影響，而在動(dòng)態(tài)面板模型中，這導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的滯后一期值TFPit-1與殘差項(xiàng) εit存在相關(guān)性，從而產(chǎn)生內(nèi)生性問題。計(jì)量模型中的解釋變量民間金融發(fā)展和全要素生產(chǎn)率增長之間可能存在雙向因果關(guān)系，進(jìn)而產(chǎn)生聯(lián)立內(nèi)生性問題，為了處理這些問題，本文在計(jì)量分析中使用Arellano(1991)發(fā)展的動(dòng)態(tài)廣義矩估計(jì)方法(GMM)。動(dòng)態(tài)面板差分GMM 估計(jì)方法通過使用解釋變量的所有可能滯后項(xiàng)作為工具變量以解決變量的內(nèi)生性問題及動(dòng)態(tài)面板偏差，得出一致無偏估計(jì)量。然而，差分GMM 估計(jì)方法也存在一定的缺陷，無法估計(jì)不隨時(shí)間變化的個(gè)體效應(yīng)以及解決弱工具變量問題。Blundell 等將差分GMM 與水平GMM 結(jié)合在一起，并將差分方程和水平方程作為一個(gè)方程系統(tǒng)進(jìn)行廣義矩估計(jì)，即 System GMM(系統(tǒng)GMM)。在使用動(dòng)態(tài)面板時(shí)，滯后階數(shù)的選取決定了這個(gè)模型估計(jì)出來的結(jié)果是否有效。本文為了避免工具變量過多所產(chǎn)生的問題，限制使用最多滯后三階的工具變量。使用系統(tǒng)GMM 估計(jì)方法的兩個(gè)前提是：①擾動(dòng)項(xiàng){εi，t}不存在自相關(guān)。其原假設(shè)為：擾動(dòng)項(xiàng){εi，t}無自相關(guān)，即不存在二階自相關(guān)；②所有工具變量均有效。其原假設(shè)為：所有工具變量全部有效。因此，本文通過隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)檢驗(yàn)和Sargan 檢驗(yàn)(Sargan 檢驗(yàn)和Hansen 檢驗(yàn)各有千秋，盡管前者不穩(wěn)健，但不受工具變量過多的影響，而后者雖然穩(wěn)健，卻可能因工具變量過多而失效。在后文研究中，筆者把樣本量分成兩個(gè)時(shí)間段，樣本量進(jìn)一步變小。由于本文的樣本量不算大，同時(shí)本文計(jì)量模型中的變量均采用相對比值并取對數(shù)的形式，這會(huì)進(jìn)一步降低了異方差性問題。綜合考慮我們認(rèn)為Sargan 檢驗(yàn)會(huì)更加可靠)以驗(yàn)證使用系統(tǒng)GMM 估計(jì)方法是否合理。

本文利用stata12.0 計(jì)量軟件對設(shè)定模型進(jìn)行分析，回歸結(jié)果見表3。從表3 可看出，所有的模型均通過了隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無自相關(guān)的檢驗(yàn)，故不拒絕原假設(shè)“隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)無二階自相關(guān)”，進(jìn)而動(dòng)態(tài)面板Sys-GMM 估計(jì)量是一致的。同時(shí)，所有方程均通過Sargan 檢驗(yàn)，即無法拒絕“所有工具變量均有效”的原假設(shè)。被解釋變量的滯后一期均通過1%,,顯著水平的檢驗(yàn)，這表明本文設(shè)定的動(dòng)態(tài)面板模型是合理的，證實(shí)了個(gè)體的當(dāng)前行為取決于過去行為及結(jié)果。

在表3 的模型(1)中，民間金融發(fā)展水平的系數(shù)為正且在1%,,的水平上顯著，這表明民間金融發(fā)展顯著地促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的增長。民間金融發(fā)展→全要素生產(chǎn)率的增長→經(jīng)濟(jì)增長，可見民間金融發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長過程中具有正向效應(yīng)。在信息不對稱以及中國長期實(shí)行金融抑制背景下，國有企業(yè)以及大型企業(yè)可以從正規(guī)金融體系中獲得充足的信貸資源，而民營企業(yè)(尤其中小企業(yè))無法從正規(guī)金融市場中進(jìn)行融資，只能向體系外的民間金融市場進(jìn)行融資，民間金融為中小企業(yè)提供了很大支持，企業(yè)的生產(chǎn)運(yùn)作得到了保障，企業(yè)不斷增加產(chǎn)量實(shí)現(xiàn)了“干中學(xué)”式的全要素生產(chǎn)率增長效應(yīng)。同時(shí)，基于地緣、血緣、親緣等多重親密關(guān)系，民間金融市場可以在特定的區(qū)域內(nèi)降低投資者的信息成本和交易成本，這也最終對TFP 增長產(chǎn)生了正面影響。從模型(2)的回歸結(jié)果可以看出，民間金融發(fā)展水平系數(shù)為負(fù)且在1%,,的水平上顯著，這表明民間金融發(fā)展并沒有促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步反而抑制了技術(shù)進(jìn)步。從模型(3)的回歸結(jié)果可以看出，民間金融發(fā)展水平的系數(shù)為正且在1%,,的水平上顯著，這說明民間金融發(fā)展對技術(shù)效率促進(jìn)作用明顯。因此，民進(jìn)金融發(fā)展促進(jìn)中國全要素生產(chǎn)率增長的中間渠道是技術(shù)效率增長效應(yīng)而非技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)。

研發(fā)投入(lnRD)對全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了顯著的抑制作用，且研發(fā)投入對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生正面作用但不顯著，而對技術(shù)效率卻產(chǎn)生了顯著的抑制作用。這雖然與同期理論預(yù)期相悖，但與謝建國(2009)和陳剛(2010)采用地區(qū)數(shù)據(jù)的研究結(jié)論一致?？赡艿慕忉屖?，中國的研發(fā)與生產(chǎn)體制的長期分割導(dǎo)致研發(fā)成果轉(zhuǎn)化率和使用率嚴(yán)重過低，而且還與我國制度環(huán)境不完善具有很大關(guān)聯(lián)，制度因素缺失內(nèi)生地決定了私人部門的研發(fā)激勵(lì)不足，中國還處于制度轉(zhuǎn)型時(shí)期，制度建設(shè)的絕對滯后已是不爭的事實(shí)，特別是法律等正式制度的執(zhí)行效率低下，這增加了企業(yè)R&D 創(chuàng)新收益的不確定性，降低了企業(yè)的R&D 創(chuàng)新能力和創(chuàng)新效率。人力資本(lnHuman)對全要生產(chǎn)率增長產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而且通過技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和技術(shù)效率增長效應(yīng)雙渠道推進(jìn)TFP 增長，這表明提高國民教育水平對國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重大作用。外商直接投資(lnFDI)對我國全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，且主要通過技術(shù)進(jìn)步來推進(jìn)TFP 增長，這與現(xiàn)有絕大多數(shù)研究結(jié)論一致。對外開放(lnEX)的系數(shù)在10%,,的水平上顯著且為正，這說明對外開往對中國全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，在模型(2)中系數(shù)為負(fù)且不顯著，而在模型(3)中系數(shù)為正且顯著，這表明對外開放的TFP 增長效應(yīng)主要是通過技術(shù)效率提升來實(shí)現(xiàn)的。政府財(cái)政支出(lnG)的系數(shù)為負(fù)且不顯著，這說明政府財(cái)政支出在一定程度上抑制了全要素生產(chǎn)率的增長，通過對比模型(2)和(3)中系數(shù)可知，政府財(cái)政支出盡管推動(dòng)了技術(shù)進(jìn)步水平，但對技術(shù)效率的提升產(chǎn)生了較大的阻礙影響，這在一定程度上證實(shí)了現(xiàn)有研究的結(jié)論，政府過度干預(yù)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，會(huì)造成政府“越位”嚴(yán)重，妨礙市場經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行。城市化(lnUrban)的系數(shù)為正但不顯著，這表明城市化發(fā)展對全要素生產(chǎn)率增長具有一定正向作用，通過對比模型(2)和(3)中系數(shù)可知城市化對技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了顯著的抑制作用，而對技術(shù)效率提升產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，但后者效應(yīng)要顯著小于前者。當(dāng)前我國“超城市化”現(xiàn)象比較嚴(yán)重，城市化水平落后于工業(yè)化水平，一味追求城市化水平忽視了城市化的負(fù)面影響如土地價(jià)格上漲、物價(jià)水平上升、就業(yè)難以及犯罪率升高，這在一定程度上均阻礙了全要素生產(chǎn)率的增長。

表3 系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

為了驗(yàn)證前文的回歸結(jié)果的穩(wěn)健性以及對全要素生產(chǎn)率增長的促進(jìn)作用是否具有明顯的階段性特征，筆者把樣本時(shí)間段分成了2000—2005 年和2006—2012 年。按照這個(gè)時(shí)間段進(jìn)行劃分主要有兩個(gè)原因：其一，2005 年5 月25 日，中國人民銀行公布了2004 年中國區(qū)域金融運(yùn)行報(bào)告，報(bào)告中提出要正確認(rèn)識(shí)民間金融的補(bǔ)充作用，這是中國人民銀行首次對中國民間金融的正面、積極的評價(jià)；其二，出于本文計(jì)量模型樣本量和檢驗(yàn)方法考慮。2008 年8 月15 日中國人民銀行在《貨幣政策執(zhí)行報(bào)告》中對民間金融的作用進(jìn)一步加以肯定。盡管正面指出民間金融發(fā)展的促進(jìn)作用，但由于采用此年份為時(shí)間點(diǎn)拆分樣本量，導(dǎo)致樣本量不足，在檢驗(yàn)隨機(jī)誤差項(xiàng)是否二階自相關(guān)時(shí)無法進(jìn)行?；谝陨蟽牲c(diǎn)考慮，故本文把樣本量劃分成2000—2005 年和2006—2012年。在此部分本文主要檢驗(yàn)民間金融發(fā)展對全要素生產(chǎn)率增長的促進(jìn)作用是否具有階段性。從表4 中回歸結(jié)果可以看出，在2000—2005 年和2006—2012 年，民間金融發(fā)展(lninf)的系數(shù)符號(hào)為正且均在1%,,水平上顯著，這說明民間金融發(fā)展均顯著地促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率增長，且與前文全部樣本的回歸結(jié)果一致，在一定程度上驗(yàn)證了前文研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。從兩個(gè)時(shí)間段的回歸結(jié)果可以看出，民間金融發(fā)展上升1%,,，全要素生產(chǎn)率增長在2000—2005 年間和2006—2012 年間分別上升0.029%,,和0.075%,,，從系數(shù)可以看出在2005 年中國人民銀行對中國民間金融的正面且較為積極的評價(jià)之后，民間金融對全要素生產(chǎn)率增長的作用顯著地增加了。以上回歸結(jié)果可以從更深層次的證實(shí)潘士遠(yuǎn)和羅德明(2006)、李建軍(2008)、姚耀軍(2009)以及胡金炎和張博(2013)等研究結(jié)論，即民間金融發(fā)展具有顯著的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。

表4 分時(shí)間段系統(tǒng)GMM回歸結(jié)果

研發(fā)投入(lnRD)在2000—2005 年和2006—2012 年這兩個(gè)時(shí)間段均對全要素生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了顯著的抑制作用，這與全部樣本數(shù)據(jù)的模型估計(jì)出來的結(jié)果一致。人力資本(lnHuman)的系數(shù)符號(hào)在兩個(gè)時(shí)間段里均為正，且在2006—2012 年期間更為顯著，表明隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，人均資本的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)越來越明顯，人力資本在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程的作用越來越重要。外商直接投資(lnFDI)在2000—2005 年間對TFP 增長產(chǎn)生了顯著抑制作用，而在2006—2012 年間產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，這表明FDI 對TFP增長的影響具有階段性，F(xiàn)DI 在前期流入本國中由于本國技術(shù)水平較發(fā)達(dá)國家落后，無法有效地利用國外先進(jìn)技術(shù)，而且FDI 的流入意味著跨國企業(yè)不斷的進(jìn)入本土市場，帶來了更為激烈的市場競爭，市場占有率增高，抑制了本土企業(yè)的發(fā)展。在隨后的時(shí)間里我國經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，本國技術(shù)水平不斷上升，吸收國外先進(jìn)技術(shù)能力不斷增強(qiáng)。從全國樣本和兩個(gè)時(shí)間段的回歸結(jié)果綜合可以看出，F(xiàn)DI 對我國全要素生產(chǎn)率增長的正面作用要大于負(fù)面作用。對外開放(lnEX)的系數(shù)符號(hào)在兩個(gè)時(shí)間段里為正且均顯著，與全部樣本所得到的回歸結(jié)果一致，這說明中國在加入世貿(mào)以來，國內(nèi)企業(yè)的技術(shù)水平、管理理念和組織形態(tài)與發(fā)達(dá)國家企業(yè)具有較大的差距，中國通過向國外企業(yè)進(jìn)行技術(shù)學(xué)習(xí)、模仿以及自主創(chuàng)新的方式不斷提升自身技術(shù)水平，轉(zhuǎn)變管理理念、完善組織形態(tài)，推動(dòng)了TFP 增長。政府財(cái)政支出(lnG)的系數(shù)符號(hào)在兩個(gè)時(shí)間段里均為負(fù)且在2006 年以后更為顯著，這說明隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，政府在經(jīng)濟(jì)增長過程中的作用需要快速轉(zhuǎn)變，過度干預(yù)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，會(huì)造成政府“越位”嚴(yán)重，妨礙市場經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行，尤其在最近幾年，應(yīng)該加快政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的角色轉(zhuǎn)變。城市化(lnUrban)的系數(shù)在2000—2005 年符號(hào)為正但不顯著，而在2006—2012 年符號(hào)為負(fù)且顯著，這說明隨著經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，城市化水平不斷提高，在新世紀(jì)初，會(huì)產(chǎn)生TFP 增長效應(yīng)。我國城鄉(xiāng)二元結(jié)果較為突出，收入差距過大和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)率不斷提升，導(dǎo)致人口向城市轉(zhuǎn)移，帶來統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)上的城市化水平提高。農(nóng)村流動(dòng)人口轉(zhuǎn)移到城市中由于教育程度和技能較差，產(chǎn)業(yè)發(fā)展并沒有充分吸收從農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移出來的勞動(dòng)力，這部分人口面臨較大的失業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，同時(shí)又享受不到平等的就業(yè)、居住、教育、社會(huì)保障和社會(huì)福利，處于被邊緣的狀態(tài)，勢必會(huì)對全要素生產(chǎn)率的增長產(chǎn)生負(fù)面的影響(施建剛和王哲，2011)。

四、主要結(jié)論與政策建議

本文利用2000—2012 年中國省際平衡面板數(shù)據(jù)，采用間接估算方法和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法(DEA)分別對民間金融發(fā)展規(guī)模和全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測量，進(jìn)而分析民間金融與全要素生產(chǎn)率增長的聯(lián)系以及中間渠道進(jìn)行檢驗(yàn)，得到以下幾個(gè)結(jié)論：(1)2000—2012 年間中國全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了正增長(0.6%)，主要?jiǎng)恿榧夹g(shù)進(jìn)步(2.9%)，而技術(shù)效率的惡化(-2.2%)對全要素生產(chǎn)率增長造成了一定的負(fù)面影響。(2)全國民間金融發(fā)展水平呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的態(tài)勢，但各個(gè)地區(qū)發(fā)展水平差距較大。經(jīng)過測算得知從2000年到2012 年我國民間信貸規(guī)模凈增長約為4 倍，呈現(xiàn)出較快的發(fā)展勢頭。(3)在對研發(fā)強(qiáng)度、人力資本、FDI、對外開放等因素控制之后，民間金融發(fā)展對中國全要生產(chǎn)率增長產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，且對全要素生產(chǎn)率增長的渠道為技術(shù)效率增長效應(yīng)而非技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)，研發(fā)投入對TFP 增長產(chǎn)生了顯著的抑制作用，人力資本、FDI 和對外開放均顯著地促進(jìn)了TFP 增長，而政府財(cái)政支出對TFP 產(chǎn)生了正面作用但不是很明顯，城市化對TFP 產(chǎn)生了負(fù)面影響但不顯著。通過對樣本量劃分成兩個(gè)時(shí)間段考察民間金融對中國全要素生產(chǎn)率增長的影響，在兩個(gè)時(shí)間段的樣本中，均證實(shí)了民間金融發(fā)展具有顯著的TFP 增長效應(yīng)，這與全國樣本呈現(xiàn)出的結(jié)論一致，但在2006—2012 年期間民間金融發(fā)展的TFP 增長效應(yīng)更大些。

從上述研究結(jié)論中得到如下政策啟示：第一，大力推進(jìn)金融體制改革，建立現(xiàn)代化的金融體系，提高金融資源配置效率，同時(shí)要使金融更好地服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，尤其要增強(qiáng)對民營中小企業(yè)的支持力度，實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和技術(shù)效率增長效應(yīng)雙管齊下推動(dòng)全要素生產(chǎn)率增長。我國民間金融快速發(fā)展不斷滿足民營中小企業(yè)的信貸需求，這在一定程度上暗示當(dāng)前我國金融體制不健全。然而，民營中小企業(yè)融資難已經(jīng)成為了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中一個(gè)比較棘手的難題，若是解決不好融資難題，這勢必造成經(jīng)濟(jì)增長速度放緩。因此，我國需要加大力度推動(dòng)金融體制改革，引領(lǐng)正規(guī)金融部門更好的服務(wù)于中小企業(yè)，為企業(yè)提供充足的信貸資源。第二，在新的經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)期要正視民間金融發(fā)展的作用，區(qū)別對待不同的民間金融發(fā)展形式，促進(jìn)民間金融的發(fā)展步入正軌，推動(dòng)民間金融良好穩(wěn)健的發(fā)展，促進(jìn)區(qū)域技術(shù)進(jìn)步和經(jīng)濟(jì)增長。民間金融對經(jīng)濟(jì)增長的作用具有雙重特性，作為正規(guī)金融發(fā)展的補(bǔ)充，國家應(yīng)當(dāng)根據(jù)不同的民間金融交易形式制定具有針對性的法律法規(guī)以便區(qū)別對待不同形式的民間金融。

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