中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素及收斂性研究——基于省際面板數(shù)據(jù)分析

林春，遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽 110036

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中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素及收斂性研究
——基于省際面板數(shù)據(jù)分析

林春，遼寧大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 沈陽 110036

文章采用DEA-Malmquist指數(shù)法估算我國2000年-2014年的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率，并對其進(jìn)行相關(guān)的評價(jià)分析，在此基礎(chǔ)上，對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)論：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化水平和市場化程度均對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率提高產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而對外開放程度和社會消費(fèi)水平卻對其產(chǎn)生顯著的抑制作用。根據(jù)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的趨勢特征，對其進(jìn)行相關(guān)的收斂性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)東、中和西部地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率均存在絕對β收斂和條件β收斂。最后，依據(jù)實(shí)證結(jié)論提出政策啟示。

金融業(yè)； 全要素生產(chǎn)率； 影響因素； 收斂性

深化金融體制改革，提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率，是“十三五”規(guī)劃對金融業(yè)改革和發(fā)展的總體要求。同時(shí)，實(shí)現(xiàn)全面的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高金融供給質(zhì)量、效率，也是決定當(dāng)下新常態(tài)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量和速度的保證。要想提高金融業(yè)的服務(wù)效率必須從提升其自身的全要素生產(chǎn)率著手，這與劉世錦(2015)[1]3-5所提出的攀登效率高地——全面持續(xù)地提高要素生產(chǎn)率遙相呼應(yīng)?！疤岣呷厣a(chǎn)率”被首次納入2015年的政府報(bào)告中，并將其作為經(jīng)濟(jì)考核的指揮棒，這也足以印證當(dāng)前國家對其質(zhì)量發(fā)展的重視程度。

一、文獻(xiàn)回顧與綜述

全要素生產(chǎn)率的提升將成為新常態(tài)下中國實(shí)現(xiàn)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的主軸導(dǎo)向，也是保持中高速經(jīng)濟(jì)增長所依賴的路徑。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展的前沿陣地和捍衛(wèi)當(dāng)下質(zhì)量經(jīng)濟(jì)增長的主力軍，其全要素生產(chǎn)率的提高備受學(xué)者和專家們的關(guān)注。全要素生產(chǎn)率(TFP)最早由學(xué)者Tinbergen(1942)[2]37-48提出，后來又被Solow(1957)[3]312-320稱為“索羅余值”，作為衡量單位總投入的總產(chǎn)量的生產(chǎn)率指標(biāo)。國外有關(guān)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究主要集中在其微觀主體——銀行，Nakane & Weintraub(2004)[4]2259-2289研究了巴西所經(jīng)歷重組和并購的銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，并得出國有銀行的效率略低于私人銀行的結(jié)論，同時(shí)私有化提高了銀行業(yè)的生產(chǎn)率水平。為了進(jìn)一步研究銀行業(yè)改革和銀行績效之間的關(guān)系，Brissimis et al.(2008)[5]2674-2683選擇了十個(gè)新加入歐盟國家的銀行為研究樣本，通過對效率、全要素生產(chǎn)率和凈息差等指標(biāo)分析并給予兩者問題的佐證。結(jié)果表明，銀行業(yè)改革和競爭對銀行效率提高具有積極的促進(jìn)作用，而全要素生產(chǎn)率的增長受改革的影響是顯著的。Ataullah(2006)[6]189-202研究1992年-1998年印度和巴基斯坦的商業(yè)銀行生產(chǎn)率，得出的結(jié)論是：兩國的政府政策目標(biāo)是銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的關(guān)鍵；國有部分銀行因缺乏應(yīng)用新技術(shù)和存在較高的不良貸款率而阻礙了全要素生產(chǎn)率的增長，相比之下，實(shí)施效率改善和技術(shù)創(chuàng)新的外資銀行，其全要素生產(chǎn)率的增長更樂觀。這點(diǎn)同Yasemin & Suleyman(2013)[7]139-159所測算的土耳其銀行2004年-2009年的全要素生產(chǎn)率來評估該銀行業(yè)的績效表現(xiàn)得出的結(jié)論一致。Sufian(2009)[8]1273-1291研究馬來西亞伊斯蘭銀行2001年-2004年期間的生產(chǎn)力變化，結(jié)果表明，馬來西亞伊斯蘭銀行的生產(chǎn)率水平，早些年同外資銀行相比是下降的，但近幾年有所改善，并略高于外資銀行。受經(jīng)濟(jì)全球化的“侵襲”，銀行全要素生產(chǎn)率會受到怎樣影響呢？Sufian & Habibullah(2014)[9]821-852給出了一個(gè)答案，他們選取了馬來西亞銀行業(yè)1998年-2007年的數(shù)據(jù)樣本，對影響因素進(jìn)行了全面的實(shí)證分析，得出的結(jié)論是：貿(mào)易、資本賬戶限制和文化接近對銀行全要素生產(chǎn)率的提高具有積極的影響，而人際關(guān)系、信息流動和政治全球化卻似乎產(chǎn)生了消極影響。可見，學(xué)者們雖然采用不同國家對銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分析研究，但其結(jié)論是一致的，即肯定了提升銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率的必要性。

國內(nèi)關(guān)于金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究相比國外要晚些，通過對已有文獻(xiàn)的梳理與回顧，大致可分為兩類：一類是基于金融業(yè)微觀主體——銀行業(yè)的全要素生產(chǎn)率研究；另一類是基于金融業(yè)整體的全要素生產(chǎn)率研究，但相對較少。銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高是其績效增長和核心競爭力的關(guān)鍵因素，產(chǎn)權(quán)對銀行效率的提升存在重要的啟示作用(2010)[10]54-60。關(guān)于采用Malmquist指數(shù)法對銀行業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算及分解的研究主要有：蔡躍洲和郭梅軍(2009)[11]52-65選擇11家上市商業(yè)銀行2004年-2008年的數(shù)據(jù)作為研究對象，得出的結(jié)論是自2004年以后的該樣本銀行的全要素生產(chǎn)率是略微下降的，而股改對銀行效率的提升存在積極影響，這點(diǎn)同后來張健華和王鵬(2010)[12]128-140基于10年大數(shù)據(jù)樣本的166家銀行(包括國有、股份制和城商行)的全要素生產(chǎn)率研究的結(jié)論保持了一致性。為其所得結(jié)論的全面性考慮，王兵和朱寧(2011)[13]32-45、吳江濤(2012)[14]151-154、姜永宏和蔣偉杰(2014)[15]62-79等又納入不良貸款約束再次驗(yàn)證了商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率的增長狀況，發(fā)現(xiàn)較未納入之前全要素生產(chǎn)率有所下降、有效控制不良貸款率對全要素生產(chǎn)率的積極影響。在此基礎(chǔ)上，學(xué)者們又進(jìn)一步探討了商業(yè)銀行全要素生產(chǎn)率的影響因素及收斂性檢驗(yàn)。其中，得出影響因素正面促進(jìn)的有ATM和POS投資(2008)[16]29-35、資產(chǎn)市場份額、GDP增長率和全社會固定資產(chǎn)投資增長率(2009)[17]93-104、進(jìn)出口總額和貨幣供應(yīng)量(2012)[18]101-106以及管制變革和適度開放(2014)[19]57-68等；負(fù)面抑制的有資產(chǎn)費(fèi)用率、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)和全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)銷售收入利潤增長率(2009)[17]93-104、戰(zhàn)略引資和市場集中度(2011)[20]135-157、利率市場化(2015)[21]50-62以及市場結(jié)構(gòu)和所有權(quán)結(jié)構(gòu)不合理(2014)[19]57-68等。而對其收斂檢驗(yàn)得出的結(jié)論是：商業(yè)銀行[22]30-34[23]146-159、中小銀行(2014)[24]63-79、農(nóng)村商業(yè)銀行(2015)[25]71-79等全要素生產(chǎn)率均存在一致的收斂特征。從銀行業(yè)延伸到對整個(gè)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的把握，現(xiàn)有金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究如下：戴偉和張雪芳(2015)[26]97-101得出我國金融業(yè)效率整體偏低，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率總體呈現(xiàn)出下降的態(tài)勢。劉飛(2007)[27]6-9和馬正兵(2015)[28]62-70進(jìn)一步從區(qū)域(東、中和西部)的角度得出東部的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率較好而中西部較差的結(jié)論。受市場化改革的啟發(fā)，呂健(2013)[29]64-80對市場化與金融業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系進(jìn)行了論證，得出結(jié)論是：除2002年-2006年以外，其他考察期間的市場化對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升均有促進(jìn)作用，并將技術(shù)效率作為兩者的傳導(dǎo)路徑。因此，綜上所述，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率提升對金融業(yè)的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

通過對已有相關(guān)文獻(xiàn)的回顧與梳理，不難發(fā)現(xiàn)有關(guān)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究更多地集中于商業(yè)銀行方面，而針對金融業(yè)整體的研究卻是屈指可數(shù)。其中，包括戴偉和張雪芳(2015)[26]97-101、劉飛(2007)[27]6-9、馬正兵(2015)[28]62-70、呂健(2013)[29]64-80等學(xué)者對金融業(yè)整體的全要素生產(chǎn)率研究也更多地局限于對其省級層面的估算和評價(jià)，其考察區(qū)間段也相對較短。而對于探討各因素是如何影響金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，以及地區(qū)間金融業(yè)全要素生產(chǎn)率增長的未來趨勢特征，似乎并沒有給出滿意的答案?；诖吮尘跋?，筆者嘗試尋找上面問題的答案，先是對中國2000年-2014年31個(gè)省(市、自治區(qū))的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估算和評價(jià)；其次，從影響因素的角度探討其增長狀況的差異性；最后，依據(jù)其增長的趨勢特征進(jìn)行相關(guān)的收斂性檢驗(yàn)。以期為新常態(tài)下提高金融業(yè)全要素生產(chǎn)率服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率建言獻(xiàn)策。

二、中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的估算

(一)變量選擇與數(shù)據(jù)說明

針對使用DEA-Malmquist指數(shù)方法測算金融業(yè)全要素生產(chǎn)率，關(guān)鍵就是對其投入與產(chǎn)出指標(biāo)的選擇，若指標(biāo)選擇不恰當(dāng)，就會嚴(yán)重影響其測算結(jié)果。本文借鑒張健華(2003)[30]11-25、鄭錄軍和曹廷求(2005)[31]91-101、粟芳和初立蘋(2015)[32]150-162等人對商業(yè)銀行效率的研究，并結(jié)合中國金融業(yè)自身發(fā)展的特點(diǎn)，將金融業(yè)從業(yè)人員作為勞動投入，而資本投入根據(jù)以往的行業(yè)全要素生產(chǎn)率研究，都是采用固定資產(chǎn)投資來衡量，但金融業(yè)的發(fā)展并不單純依靠固定資本投入，還應(yīng)考慮其他資金投入。存款可以反映一個(gè)地區(qū)的金融資源，但作為銀行的負(fù)債業(yè)務(wù)并不適合作為資本投入；貸款作為銀行的主要資產(chǎn)，既是金融機(jī)構(gòu)的主要盈利來源，又可以直接反映地區(qū)貨幣投放規(guī)模，所以考慮將貸款作為資金投入比較恰當(dāng)[33]94-101[34]105-114。綜合以上，本文將金融業(yè)固定資產(chǎn)投資(2012)[35]48-56和貸款量作為資本投入。對于產(chǎn)出指標(biāo)選擇，借鑒已有文獻(xiàn)研究的思考[26]97-101[28]62-70[36]91-97，并考慮涵蓋銀行、保險(xiǎn)和證券等總體產(chǎn)出的綜合反映，這里擬選取金融業(yè)增加值(億元)作為產(chǎn)出指標(biāo)變量。鑒于價(jià)格變化對研究結(jié)果可能會造成的分析偏差，先將各地區(qū)金融業(yè)增加值指數(shù)轉(zhuǎn)換為以1998年為基期的價(jià)格指數(shù)，再對各地區(qū)金融業(yè)增加值的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行價(jià)格平減，使得研究更具可比性和精準(zhǔn)性。以上數(shù)據(jù)均來源于2000年-2015年的《中國金融年鑒》、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省、市統(tǒng)計(jì)年鑒、國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等。

(二)測算結(jié)果分析

從圖1可以看出，在2001年-2014年，中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率增長狀況并未出現(xiàn)持續(xù)的上升或下降，整個(gè)考察區(qū)間的全要素生產(chǎn)率指數(shù)均大于1，說明我國金融業(yè)整體狀況發(fā)展得不錯(cuò)。但隨著內(nèi)在自身發(fā)展束縛和外在經(jīng)濟(jì)下行等諸多因素的困擾，我國現(xiàn)階段的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率總體增長趨勢有所回落，這也驗(yàn)證了我國金融發(fā)展模式并沒有得到“質(zhì)量”的提升和完善，一直以擴(kuò)大規(guī)模為主的粗放型經(jīng)營模式占據(jù)半壁江山的局面沒有改變，這也是近年來中央政府全面深化金融改革、提升金融新活力的原因所在。金融業(yè)全要素生產(chǎn)率又進(jìn)一步分解成金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步和技術(shù)效率，其理論上是由兩者共同驅(qū)動促進(jìn)增長的結(jié)果。但圖1所示的金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步與技術(shù)效率的走勢并沒有同金融業(yè)全要素生產(chǎn)率完全保持一致的趨勢，在某些年份依然會存在失衡的“體征”，兩者的二維動態(tài)作用顯現(xiàn)乏力。但是金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的內(nèi)在決定作用有所改變，由前期的技術(shù)效率轉(zhuǎn)變?yōu)楹笃诘募夹g(shù)進(jìn)步，可謂是發(fā)展態(tài)勢良好。因此，提升金融業(yè)全要素生產(chǎn)率是實(shí)現(xiàn)新常態(tài)下金融可持續(xù)發(fā)展的必然歸宿。

圖1 中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率及其構(gòu)成趨勢圖

圖2 全國及各地區(qū)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率變化趨勢圖

鑒于完善上述分析的全面性和透徹性，本文進(jìn)一步從地區(qū)角度來探討金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的發(fā)展?fàn)顩r(圖2)。在整個(gè)考察期內(nèi)，2001年-2005年各地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率波動及差異較大，這也體現(xiàn)了我國金融改革初期的地區(qū)適應(yīng)程度不同的反饋效果，其他區(qū)間大致呈平穩(wěn)狀態(tài)。其中，2001年-2005年，東部和中部地區(qū)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率變化較大，西部地區(qū)基本與全國走勢趨于一致性；繼2006年-2007年，東部、中部和西部地區(qū)與全國增長趨勢收斂為一致性；到2008年-2012年，西部地區(qū)受國家政策扶持效果作用明顯，給予了該地區(qū)較好的金融發(fā)展環(huán)境，其金融業(yè)全要素生產(chǎn)率得到了有效的提升空間，整體情況要好于東部和中部地區(qū)；2012年之后，受全球經(jīng)濟(jì)再次衰退負(fù)面環(huán)境的沖擊，金融業(yè)發(fā)展也不免陷入“陰霾”的窘態(tài)，東部地區(qū)因得益于短期有效金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整，故該地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率狀況要好于中西部地區(qū)，但各地區(qū)在向全國靠攏的態(tài)勢不可阻擋。因此，地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的高低，不應(yīng)該停留在完全依賴于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和落后的感官認(rèn)識，應(yīng)該設(shè)身處地的從各地區(qū)的金融發(fā)展環(huán)境出發(fā)，切勿盲目導(dǎo)向引流，樹立正確的金融發(fā)展觀念，實(shí)現(xiàn)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率全面、高效的質(zhì)量提升。

三、中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素分析

(一) 變量選擇與模型設(shè)定

鑒于上述對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率估算及評價(jià)分析完成的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步采用各因素對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響進(jìn)行實(shí)證分析，并綜合已有的文獻(xiàn)研究，擬選擇指標(biāo)如下：

對外開放程度(DO)：各地區(qū)進(jìn)出口總額與GDP的比值。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(LE)：取各地區(qū)人均可支配收入的自然對數(shù)作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。

政府干預(yù)程度(DG)：各地區(qū)財(cái)政支出與GDP的比值。

城鎮(zhèn)化水平(LU)：各地區(qū)城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎怠?/p>

社會消費(fèi)水平(LC)：取各地區(qū)人均消費(fèi)性支出的自然對數(shù)作為社會消費(fèi)程度。

市場化程度(MT)：這里主要采用樊綱等(2011)[37]265-266測算的市場化指數(shù)來表示各地區(qū)市場的發(fā)展程度。限于現(xiàn)有市場化指數(shù)數(shù)據(jù)只有2000年-2009年的，筆者基于已有市場化指數(shù)得分?jǐn)?shù)據(jù)運(yùn)用回歸方法得到外插值2010年-2014年的數(shù)據(jù)。

以上數(shù)據(jù)均來源于2002年-2015年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省(市、自治區(qū))《統(tǒng)計(jì)年鑒》及國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站等。

考慮影響因素對中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響也是一個(gè)動態(tài)的過程，本文將建立如下回歸模型：

TFPit=λ0+γ0TFPit-1+φ1DOit+φ2LEit+φ3DGit+φ4LUit+φ5LCit+φ6MTit+φit

(1)

EFFCHit=λ0+γ0EFFCHit-1+φ1DOit+φ2LEit+φ3DGit+φ4LUit+φ5LCit+φ6MTit+φit

(2)

TECHit=λ0+γ0TECHit-1+φ1DOit+φ2LEit+φ3DGit+φ4LUit+φ5LCit+φ6MTit+φit

(3)

(二) 描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可以發(fā)現(xiàn)，金融業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)的最大值為5.8320，最小值為0.1050，說明各地區(qū)的金融業(yè)發(fā)展差距較大。進(jìn)一步觀察金融業(yè)全要素生產(chǎn)率構(gòu)成要素的技術(shù)效率(EFFCH)和技術(shù)進(jìn)步(TECH)指標(biāo)，技術(shù)效率變化較大，而技術(shù)進(jìn)步變化較小，說明我國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高在技術(shù)進(jìn)步方面有待于加強(qiáng)。解釋變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、城鎮(zhèn)化水平和社會消費(fèi)水平的最大值和最小值之間并沒有表現(xiàn)出較大的差距性，說明了這幾方面在地區(qū)間的發(fā)展差異上在不斷縮小；而對外開放程度、政府干預(yù)程度和市場化程度卻表現(xiàn)出較大的地區(qū)間差距，這里也在提示政府對于薄弱地區(qū)應(yīng)該給予相關(guān)強(qiáng)度的政策扶持，包括加大招商引資力度、繼續(xù)簡政放權(quán)、加快市場化改革和激發(fā)市場活力等。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

注：數(shù)值保留小數(shù)點(diǎn)后四位，四舍五入

(三)實(shí)證分析

本文采用SYS-GMM方法對上面述模型(1)、(2)和(3)分別進(jìn)行回歸，得到的估計(jì)結(jié)果如表2所示。結(jié)論如下所述。

表2 影響因素估計(jì)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號內(nèi)為T統(tǒng)計(jì)概率值

對外開放程度(DO)：對外開放程度的系數(shù)為-0.4052，并在10%的顯著水平上，說明對外開放進(jìn)程對金融業(yè)全要素的提高起到了抑制作用。進(jìn)一步從其分解要素來看，對外開放促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高，卻抑制其技術(shù)效率的改善。其原因是：對外開放的加快帶來了我國廣度的經(jīng)濟(jì)增長繁榮，促進(jìn)了貿(mào)易自由化、匯率改革以及利率市場化等，但是其隱藏的負(fù)面沖擊效應(yīng)也不小，外資金融企業(yè)進(jìn)入對國內(nèi)金融資源的掠奪，干擾國內(nèi)金融市場秩序，阻礙了國內(nèi)金融的良性發(fā)展。

經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(LE)：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的系數(shù)為4.5758，并在1%的顯著水平上，體現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展的內(nèi)生互動性，說明經(jīng)濟(jì)發(fā)展對金融業(yè)全要素的提高具有顯著的促進(jìn)作用。進(jìn)一步從其分解要素來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)進(jìn)步的提高，卻抑制其技術(shù)效率的改善。其原因是：金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長的核心，金融發(fā)展動力促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而經(jīng)濟(jì)增長反作用力金融業(yè)的發(fā)展，兩者的互動作用缺一不可。

政府干預(yù)程度(DG)：政府干預(yù)系數(shù)為0.2489，并在10%顯著水平上，說明政府干預(yù)對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著地促進(jìn)作用。進(jìn)一步從其分解要素來看，政府干預(yù)促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)效率的改善，卻抑制其技術(shù)進(jìn)步的提高。其原因是：政府給予當(dāng)下金融發(fā)展需要所提供的相關(guān)政策，對于金融業(yè)的瓶頸發(fā)展無異于雪中送炭，使金融業(yè)獲得了新的活力和動力，包括國家的貨幣政策調(diào)控、普惠金融和政策性金融等多項(xiàng)措施。

城鎮(zhèn)化水平(LU)：城鎮(zhèn)化水平的系數(shù)為1.5861，并在1%的顯著水平上，說明提高城鎮(zhèn)化水平對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的促進(jìn)作用。進(jìn)一步從其構(gòu)成分解要素來看，城鎮(zhèn)化水平促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)效率的改善，卻抑制其技術(shù)進(jìn)步的提高。其原因是：繼續(xù)推進(jìn)城鎮(zhèn)化進(jìn)程仍然是國家肩負(fù)的歷史使命，一個(gè)國家的城鎮(zhèn)化水平越高，意味著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越發(fā)達(dá)。近些年，中國也在不斷地努力推進(jìn)這項(xiàng)使命的完成，城鎮(zhèn)化水平也在逐漸提高，相關(guān)的金融行業(yè)也得到了潛在的發(fā)展福利，改善了金融發(fā)展的生態(tài)環(huán)境，促進(jìn)金融業(yè)效率的提高。

社會消費(fèi)水平(LC)：社會消費(fèi)水平的系數(shù)為-5.6872，并在1%的顯著水平上，說明社會消費(fèi)水平對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的抑制作用。進(jìn)一步從其分解要素來看，提高社會消費(fèi)水平、促進(jìn)金融業(yè)技術(shù)效率的改善，卻抑制其技術(shù)進(jìn)步的提高。其原因是：居民收入差距與社會消費(fèi)水平大體是成反比例關(guān)系的，隨著地區(qū)間的居民收入差距不斷擴(kuò)大，社會消費(fèi)水平的消極效應(yīng)也表現(xiàn)得越來越明顯，弱化了人們對于金融創(chuàng)新產(chǎn)品的強(qiáng)烈需求，慣性儲蓄的思想依然禁錮，這就導(dǎo)致了當(dāng)前金融供給與社會消費(fèi)水平發(fā)展的失衡。

市場化程度(MT)：市場化系數(shù)為0.1910，并在1%的顯著水平上，說明市場化對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高具有顯著的促進(jìn)作用。這點(diǎn)同呂健(2013)[29]64-80的研究結(jié)論不謀而合。進(jìn)一步從其分解要素來看，市場化對金融業(yè)的技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步均有所抑制。其原因是：市場化對地區(qū)金融發(fā)展至關(guān)重要，地區(qū)的市場化開放程度越早，相應(yīng)的資本市場融資能力越強(qiáng)，人們的金融觀念越強(qiáng)烈，其金融業(yè)發(fā)展得越好。

綜上所述，國家應(yīng)該給予各影響因素的合理性調(diào)節(jié)和調(diào)控，創(chuàng)造適合金融業(yè)發(fā)展的有力軟環(huán)境建設(shè)，實(shí)現(xiàn)金融創(chuàng)新的內(nèi)部驅(qū)動活力，努力提升金融業(yè)全要素生產(chǎn)率。

四、中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率收斂性分析

(一)中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率趨勢特征

從圖3可以看出，在2002年-2014年，全國及各地區(qū)的金融業(yè)TFP增長率并未出現(xiàn)持續(xù)的攀升或回落。其中，全國金融業(yè)TFP增長率分別在2008年和2012年出現(xiàn)負(fù)增長，東部地區(qū)金融業(yè)TFP增長率分別在2004年、2008年和2011年出現(xiàn)負(fù)增長，中部地區(qū)金融業(yè)TFP增長率分別在2003年、2008年、2012年和2013年出現(xiàn)負(fù)增長，西部地區(qū)金融業(yè)TFP增長率分別2002年、2006年和2012年出現(xiàn)負(fù)增長。全國及各地區(qū)金融業(yè)TFP增長率出現(xiàn)漲幅最明顯的是在2006年和2010年，其東部和西部地區(qū)也分別作為2006年和2010年增速最快的兩個(gè)地區(qū)。從上面的分析不難發(fā)現(xiàn)，出現(xiàn)負(fù)增長的年份主要集中在2008年和2012年，其中，2008年主要受美國爆發(fā)次貸危機(jī)所帶來的“余震效應(yīng)”和2012年全球經(jīng)濟(jì)再次陷入衰退，這些都嚴(yán)重地沖擊了正常的金融演進(jìn)秩序，對國內(nèi)金融業(yè)整體發(fā)展造成了直接或間接的負(fù)面影響，對當(dāng)前深化金融改革提出了更高的挑戰(zhàn)；而2006年中國金融業(yè)受惠于股權(quán)分置改革、匯率改革以及國有商業(yè)銀行的股改與上市等諸多方面的利好效應(yīng)，促使金融業(yè)發(fā)展出現(xiàn)了一次井噴式的短暫繁榮。進(jìn)一步從地區(qū)的金融業(yè)TFP增長與波動幅度看，東部地區(qū)增長最快且波動幅度較大，中部地區(qū)增長緩慢且較穩(wěn)定，西部地區(qū)的狀況介于兩者之間。

圖3 中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長趨勢圖

東、中和西部地區(qū)金融業(yè)TFP的增長走勢基本與全國保持一致，但地區(qū)間卻呈現(xiàn)較大的差異(表3)，那么這種差異會隨著時(shí)間推移而縮小嗎？各地區(qū)的收斂模式又有何不同？故此，本文將進(jìn)一步對各地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長進(jìn)行相關(guān)的收斂性檢驗(yàn)。

按照新古典經(jīng)濟(jì)增長理論，會存在這樣一種形式，經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的地區(qū)受其資本投入報(bào)酬存在邊際遞減規(guī)律的束縛而將增長的速度拉慢，并逐漸與欠發(fā)達(dá)的地區(qū)的增長速度縮小差距，這種差距會隨著時(shí)間的推移最終趨同于一個(gè)平衡增長路徑，經(jīng)濟(jì)理論把這種現(xiàn)象稱為經(jīng)濟(jì)增長的收斂(Barro & Sala-i-Martin，1991[38]223-251；Mankiw et al.，1992[39]407-437)。他們把收斂現(xiàn)象分為兩類：一類是σ收斂；二類是β收斂，按照經(jīng)濟(jì)體收斂的穩(wěn)態(tài)是否相同，β收斂又分為絕對β收斂和條件β收斂。

(二)σ收斂檢驗(yàn)

借鑒以往的研究經(jīng)驗(yàn)，本文使用標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)來檢驗(yàn)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率是否存在σ收斂。其中，

根據(jù)以上公式，我們計(jì)算金融業(yè)TFP從2001年-2014年標(biāo)準(zhǔn)差和變異系數(shù)(圖4)。圖4(上)和圖4(下)的變化趨勢基本一致，在2001年-2006年區(qū)間，全國及各地區(qū)金融業(yè)TFP呈現(xiàn)了兩次較大的波動，分別在2001年-2002年和2004年-2005年呈現(xiàn)發(fā)散，尤其是在2005年末受其股權(quán)分置改革措施的影響，金融業(yè)TFP的攀升創(chuàng)下歷史新高；在2007年-2014年，除2008年-2009年和2013年-2014年呈現(xiàn)短暫發(fā)散以外，其他區(qū)間基本保持在收斂狀態(tài)。因此，從上面的分析得出，對于各地區(qū)金融業(yè)TFP的收斂性準(zhǔn)確把握仍然值得商榷，故采用β收斂方法對我國金融業(yè)TFP的收斂性進(jìn)一步檢驗(yàn)。

圖4 金融業(yè)全要素生產(chǎn)率標(biāo)準(zhǔn)差(上)和變異系數(shù)(下)變化趨勢圖

(三)β收斂檢驗(yàn)

1.絕對β收斂檢驗(yàn)

金融業(yè)全要素生產(chǎn)率增長較差的中西部地區(qū)是否會趕上東部呢？以及最終三個(gè)地區(qū)是否會趨同于一條平衡的增長路徑？絕對β收斂檢驗(yàn)幫助我們回答了上面的問題。借鑒Barro & Sala-i-Martin(1991)[38]223-251的研究框架，將絕對β收斂的檢驗(yàn)方程形式設(shè)置為：

ln(TFPi,t+T/TFPi,t)/T

=α+βlnTFPi,t+μi,t

(4)

其中，TFPi,t、TFPi,t+T分別表示各地區(qū)在t期、t+T期的金融業(yè)TFP增長率，T為觀察期時(shí)間跨度，α為常數(shù)項(xiàng)，β為收斂系數(shù)，ui,t為隨機(jī)擾動項(xiàng)。若β值為負(fù)值，則表明存在絕對β收斂。

通過回歸結(jié)果得出東部條件β收斂回歸系數(shù)為-0.2703，中部條件β收斂回歸系數(shù)為-0.3066，西部條件β收斂回歸系數(shù)為-0.3213，全國條件β收斂回歸系數(shù)為-0.2768，所有β均通過1%的顯著性檢驗(yàn)(表3)?？梢?，全國及各地區(qū)金融業(yè)TFP均存在絕對β收斂。這表明對于東、中、西部和全國地區(qū)而言，若將其經(jīng)濟(jì)發(fā)展條件趨于一致化后，則各地區(qū)之間的金融業(yè)TFP會隨著時(shí)間推移逐漸縮小，較差地區(qū)(中西部)的金融業(yè)TFP存在追趕較發(fā)達(dá)地區(qū)(東部)的金融業(yè)TFP趨勢，向一個(gè)平衡的增長路徑運(yùn)動，其收斂速度從快到慢依次排序?yàn)槲鞑?、中部、全國和東部。

表3 中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率絕對β收斂檢驗(yàn)(OLS回歸)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號內(nèi)數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量

2.條件β收斂檢驗(yàn)

對于上述絕對β收斂檢驗(yàn)的結(jié)論，引發(fā)我們進(jìn)一步思考各地區(qū)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率是否又會收斂各自的穩(wěn)定水平呢？下面我們采用條件β收斂檢驗(yàn)回答這個(gè)問題。對于條件β收斂檢驗(yàn)，一般采用Panel Data固定效應(yīng)模型，因?yàn)樗軌蛟O(shè)定界面和時(shí)間固定效應(yīng)，并考慮了不同個(gè)體有不同的穩(wěn)態(tài)值和自身的穩(wěn)態(tài)值隨時(shí)間變化而變化。鑒于Panel Data的固定效應(yīng)項(xiàng)對應(yīng)著不同地區(qū)各自不同的穩(wěn)態(tài)條件，故此舍棄傳統(tǒng)加入控制變量的檢驗(yàn)方法(Miller & Upadhyay，2002)[40]267-286，再次借鑒Barro & Sala-i-Martin(1991)[38]223-251的研究框架，將條件β收斂的檢驗(yàn)方程形式設(shè)置為：

ln(TFPi,t+1/TFPi,t)

=α+βlnTFPi,t+μi,t

(5)

其中，TFPi,t、TFPi,t+1分別表示各地區(qū)在t期、t+1期的金融業(yè)TFP增長率；α為常數(shù)項(xiàng)；β為收斂系數(shù)；μi,t為隨機(jī)擾動項(xiàng)。若β值為負(fù)值，則表明存在條件β收斂。

通過回歸結(jié)果得出東部條件β收斂回歸系數(shù)為-1.1604，中部條件β收斂回歸系數(shù)為-1.2144，西部條件β收斂回歸系數(shù)為-1.3624，全國條件β收斂回歸系數(shù)為-1.2513，所有β均通過1%的顯著性檢驗(yàn)(表4)?？梢姡珖案鞯貐^(qū)金融業(yè)TFP均存在條件β收斂。這意味著上一期各地區(qū)的金融業(yè)TFP水平越高，其金融業(yè)TFP增長幅度會越慢，反之亦然。東、中、西部和全國的金融業(yè)TFP會收斂于自身的穩(wěn)定水平。

綜上所述，發(fā)現(xiàn)全國各地區(qū)金融業(yè)TFP變動表現(xiàn)出很強(qiáng)的收斂性。隨著時(shí)間推移，不同地區(qū)的金融業(yè)TFP的離散程度明顯會減小。各地區(qū)的金融業(yè)TFP不僅會收斂到自身的穩(wěn)定水平，不同地區(qū)金融業(yè)TFP也會收斂到相同的穩(wěn)定增長速度。這點(diǎn)同金融業(yè)的微觀主體-銀行[22]30-34[23]146-159[24]63-79[25]71-79)和所從屬的第三產(chǎn)業(yè)[41]52-58全要素生產(chǎn)率的收斂性的結(jié)論相同。

表4 中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率條件β收斂檢驗(yàn)(FE回歸)

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著；括號內(nèi)數(shù)字為t統(tǒng)計(jì)量

五、結(jié)論與政策啟示

首先，本文在采用DEA-Malmquist指數(shù)法全面、系統(tǒng)地測算了我國2000年-2014年的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率，并對其進(jìn)行相關(guān)的評價(jià)分析。其次，采用SYS-GMM方法，對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響因素進(jìn)行了相關(guān)實(shí)證分析，得出的結(jié)論如下：從全要素生產(chǎn)率看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化水平和市場化程度均對其產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而對外開放程度和社會消費(fèi)水平卻對其產(chǎn)生顯著的抑制作用。從技術(shù)效率看，政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化和社會消費(fèi)水平對其產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而對外開放、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場化卻對其產(chǎn)生抑制作用，但市場化不顯著。從技術(shù)進(jìn)步看，對外開放和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對其產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，而政府干預(yù)、城鎮(zhèn)化水平、社會消費(fèi)水平和市場化卻對其產(chǎn)生抑制作用，但政府干預(yù)不顯著。最后，依據(jù)金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長趨勢特征，進(jìn)行了相關(guān)的收斂性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)東、中和西部地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率均存在絕對β收斂和條件β收斂。其中，以西部收斂速度最快，中部最慢，說明我國各個(gè)地區(qū)的金融業(yè)全要素生產(chǎn)率都存在各自的穩(wěn)態(tài)水平，并且都收斂于各自的穩(wěn)定水平。

根據(jù)上面實(shí)證結(jié)論得出如下政策啟示：(1)全面深化金融供給體的結(jié)構(gòu)性改革，實(shí)現(xiàn)金融功能的優(yōu)勢發(fā)揮和金融結(jié)構(gòu)的再平衡，擺脫以擴(kuò)大規(guī)模的粗放型金融增長束縛，著實(shí)以提高全要素生產(chǎn)率的質(zhì)量型金融發(fā)展為牽引，全面服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的生產(chǎn)建設(shè)當(dāng)中。(2)基于“互聯(lián)網(wǎng)+”的大數(shù)據(jù)背景下，通過互聯(lián)網(wǎng)金融的空間集聚來加強(qiáng)資本市場發(fā)展的廣度和寬度，使其市場的運(yùn)作能力和融資能力得到進(jìn)一步增強(qiáng)，發(fā)揮資本市場因金融創(chuàng)新所帶來的高杠桿倍增作用，實(shí)現(xiàn)資本市場服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的無縫接軌，提升金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)度。(3)國家針對地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展政策也應(yīng)該依據(jù)量體裁衣的原則，對中西部發(fā)展薄弱地區(qū)要加大對金融發(fā)展軟硬環(huán)境的建設(shè)，而相對于較發(fā)達(dá)的東部也要適當(dāng)給予其良性發(fā)展的正確導(dǎo)引，實(shí)現(xiàn)地區(qū)間金融發(fā)展的動態(tài)平衡，以此全面提高金融業(yè)的全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)金融服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的高倍效率。

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[25]陳偉平、馮宗憲：《不良貸款約束下中國農(nóng)村商業(yè)銀行生產(chǎn)率增長及收斂性研究》，載《商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理》2015年第1期。

[26]戴偉、張雪芳：《我國金融業(yè)效率測度及其影響因子的實(shí)證研究》，載《華東經(jīng)濟(jì)管理》2015年第9期。

[27]劉飛：《基于DEA的區(qū)域金融效率評價(jià)研究》，載《城市發(fā)展研究》2007年第1期。

[28]馬正兵：《區(qū)域金融業(yè)全要素生產(chǎn)率分解及其效率提升策略》，載《西南大學(xué)學(xué)報(bào)(社會科學(xué)版)》2015年第5期。

[29]呂?。骸妒袌龌c中國金融業(yè)全要素生產(chǎn)率——基于省域數(shù)據(jù)的空間計(jì)量分析》，載《中國軟科學(xué)》2013年第2期。

[30]張健華：《我國商業(yè)銀行效率研究的DEA方法及1997-2001年效率的實(shí)證分析》，載《金融研究》2003年第3期。

[31]鄭錄軍、曹廷求：《我國商業(yè)銀行效率及其影響因素的實(shí)證分析》，載《金融研究》2005年第1期。

[32]粟芳、初立蘋：《中國銀行業(yè)資金使用效率的測度及改進(jìn)分析》，載《金融研究》2015年第1期。

[33]趙偉、馬瑞永：《中國區(qū)域金融發(fā)展的收斂性、成因及政策建議》，載《中國軟科學(xué)》2006年第2期。

[34]余玲錚、魏下海：《金融發(fā)展加劇了中國收入不平等嗎——基于門檻回歸模型的證據(jù)》，載《財(cái)經(jīng)研究》2012年第1期。

[35]金春雨、韓哲：《中國區(qū)域金融業(yè)效率非均衡性計(jì)量檢驗(yàn)》，載《社會科學(xué)戰(zhàn)線》2012年第3期。

[36]李蒼舒：《我國金融業(yè)效率的測度及對應(yīng)分析》，載《統(tǒng)計(jì)研究》2014第1期。

[37]樊綱、王小魯、朱恒鵬：《中國市場化指數(shù). 各省區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年度報(bào)告》，北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社2011年版。

[38]Barro R J.，Sala-I-Martin X..“ Convergence”，Papers，1991，36(1):223-251.

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[41]曹躍群、唐靜：《第三產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率增長及其收斂性分析》，載《山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》2010年第6期。

責(zé)任編輯 胡章成

Research on the Influence Factors and Convergence of Total Factor Productivity of Financial Industry in China——Based on the Provincial Panel Data Analysis

LIN Chun

(SchoolofEconomics,LiaoningUniversity,Shenyang110036,China)

Firstly, this article makes use of the DEA-Malmquist index to calculate the total factor productivity of financial industry in China from 2000 to 2014. Secondly, based on the calculation, an empirical analysis is carried on the influence factors of total factor productivity of financial industry in China. And the conclusion shows that the external factors such as the level of economic development, the government intervention, the level of urbanization and the degree of marketization also have an active role while the degree of opening to the outside world and the level of urbanization play an inhibitory role. Thirdly, according to the characteristics of the trend of the total factor productivity of financial industry, this article, through the convergence test, finds that absolute β convergence and conditional β convergence exist in the total factor productivity of financial industry in the eastern, central and western regions. Finally, the feasible policy implications are put forward according to the empirical conclusions.

financial industry; total factor productivity; influence factor; convergence

林春，遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士生，研究方向?yàn)榻鹑诎l(fā)展理論與政策。

國家社科基金(14BJY193)

2016-05-13

F830

A

1671-7023(2016)06-0112-09