金融供給側結構性改革、金融抑制與區(qū)域經濟增長

劉峻峰 張衛(wèi)峰，2

1（華東師范大學經濟與管理學部，上海 200062） 2（西北師范大學經濟學院，蘭州 730070）

引 言

2017年黨的十九大指出要“深化金融體制改革”，2018年“一委一行兩會”金融監(jiān)管新體系正式確立，2019年金融委辦公室提出加強金融開放的11條措施。近些年金融領域一系列的改革不僅體現了國家改革的決心和毅力，也說明了當前金融供給側結構性改革的緊迫性。金融供給側結構性改革的重要地位不言自明，其通過逐步弱化和解除金融抑制，實現區(qū)域經濟增長［1，2］。

已有文獻對金融供給側結構性改革的研究主要集中在以下3個方面：（1）內涵界定?，F有觀點普遍認為，金融供給側結構性改革是我國金融改革的深化和攻堅階段，是金融改革新時代的要求［3，4］；（2）實施金融供給側結構性改革的重要性和必要性［5-7］；（3）金融供給側結構性改革的實現路徑［8，9］和實施目標［10］。 國際上關于金融抑制與經濟增長的研究，存在正向促進和負向阻礙的對立觀點［11］。部分學者認為金融抑制不利于經濟增長［12-14］，反對者認為金融抑制可以用來解釋發(fā)展中國家經濟增長［15］?；谥袊鹑谝种频南嚓P文獻雖層出不窮，但多是論述金融抑制與其他領域的關系［16，17］，也有部分文獻從金融抑制相關的其他角度論述其與經濟發(fā)展的關系［18，19］。

現有文獻表明，金融供給側結構性改革的內涵與金融抑制密不可分、金融抑制在金融供給側結構性改革與區(qū)域經濟增長之間具有紐帶連結作用，且金融抑制對社會經濟各個方面具有重要影響。本文以金融供給側結構性改革為背景和要求，以金融抑制作為紐帶和渠道，以區(qū)域經濟增長作為目標和方向，運用經濟學與地理學的交叉研究方法，在測度區(qū)域金融抑制水平的基礎上，通過區(qū)域金融抑制水平的時空動態(tài)演化過程論述金融供給側結構性改革的進程，同時運用計量方法探討金融抑制的區(qū)域經濟增長效應。因此，本文邊際貢獻如下：（1）量化分析中國金融供給側結構性改革的進程，展現中國金融供給側結構性改革過程中的時空差異；（2）實證檢驗中國金融供給側結構性改革的成效，對比不同區(qū)域和經濟發(fā)展水平下的供給側改革成效。

1 金融抑制指標的測算

關于金融抑制水平，國內外學者的測度方法大體可分為兩類：（1）針對金融抑制涉及到的微觀領域進行測度（Abiad等，2010；尚蔚和李肖林，2015）［20，21］；（2）針對金融抑制涉及到的宏觀方面進行測度（呂冰洋和毛捷，2013；劉峻峰等，2019）［22，23］。 結合上述測算方法，本文重點借鑒劉峻峰等（2019）［23］的衡量方法，綜合運用銀行資金利用效率和金融發(fā)展程度測算各地金融抑制水平。數據方面，選用2001～2018年我國31個省市區(qū)（不含港澳臺）的面板數據，進行指標測算。數據主要來源于歷年 《中國金融統(tǒng)計年鑒》的各地經濟金融統(tǒng)計指標，詳細結果見表1。

表1 金融抑制水平指標數值（部分）

2 金融供給側結構性改革的進程

2.1 時間維度分析

為展現金融供給側結構性改革進程的時間特征，擬從金融抑制角度出發(fā)，構建MSMAH（3）-AR（2）模型，即均值依賴于區(qū)制、滯后二階三區(qū)制模型闡述其演化進程。本文將三區(qū)制分別定義為低水平區(qū)制、中水平區(qū)制和高水平區(qū)制（圖1），圖中平滑概率值是基于過去的信息集，平滑概率越大，處于該區(qū)制的可能性越高。

觀察圖1，金融抑制在低水平區(qū)制和高水平區(qū)制之間呈現此起彼伏的態(tài)勢。總體而言，金融抑制經歷了從低水平區(qū)制到高水平區(qū)制，再到低水平區(qū)制的過程，表明金融供給側結構性改革的趨勢和步伐也隨著時間的變化有所波動。具體而言，區(qū)制轉移方面大致可以分為3個階段：第1階段，2003～2004年呈現低水平區(qū)制，分析認為2001年我國加入WTO，資金流動的限制性較小，加之自身金融水平發(fā)展態(tài)勢良好，導致金融抑制水平較低，金融供給側結構性改革前進的步伐相對穩(wěn)定；第2階段，2005～2012年呈現高水平區(qū)制，分析認為2008年經濟危機對金融抑制具有強烈的正向沖擊作用，即經濟危機使得我國區(qū)域金融抑制水平有所增加，金融供給側結構性改革受外部因素的影響有所遲緩；第3階段，2013～2018年金融抑制呈現低水平區(qū)制，分析認為在金融良性發(fā)展的基礎上，經濟危機的影響慢慢褪去，使得金融抑制恢復到低水平區(qū)制，即金融供給側結構性改革又呈現向好穩(wěn)定趨勢。

圖1 三區(qū)制金融抑制水平的濾子概率、平滑概率和預測概率

2.2 空間維度分析

為展現金融供給側結構性改革進程的空間特征，根據全國31個省市區(qū)2001～2018年558個金融抑制水平的樣本數據，按照四分位數分位點將所有數據分為4種類型，劃分情況如下：（1）低水平區(qū)（0.141～0.466）；（2）中低水平區(qū)（0.466～0.574）；（3）中高水平區(qū)（0.574～0.715）；（4）高水平區(qū)（0.715～1.270），選取 2001年、2004年、2008年、2012年、2015年、2018年6個代表性年份，繪制空間分布圖（圖2），分析如下。

2001年，金融抑制水平的低值區(qū)主要在中西部經濟欠發(fā)達地區(qū)，高值區(qū)集中在中東部經濟發(fā)達地區(qū)。分析認為中西部較低的金融抑制主要是宏觀政策因素導致的，2000年西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施，使得西部地區(qū)資金具有較強的流動性，金融抑制水平較低。2004年中西部地區(qū)的低水平和中低水平區(qū)的部分地區(qū)轉化為中高水平區(qū)和高水平區(qū)。2008年全國大部分地區(qū)轉化為高水平區(qū)，只有少部分地區(qū)仍舊保持較低水平。這一時期金融抑制水平驟升主要是經濟危機沖擊所導致的。

圖2 區(qū)域金融抑制水平的空間分布

2012年中高水平區(qū)和高水平區(qū)的地區(qū)主要分布在中部地區(qū)和東北地區(qū)，可能的原因是，經濟危機的影響還未消散，部分地區(qū)還處于恢復時期；中部和東北地區(qū)區(qū)域振興計劃的實施難度較大，進程較緩；地區(qū)劣勢逐漸凸顯，導致政策實施成效并不如預想的明顯。2015年全國大部分地區(qū)轉化為低值區(qū)，高值區(qū)主要分布在中部地區(qū)。分析認為，經濟危機的影響逐漸褪去，金融逐漸轉好，各地金融抑制水平轉低；我國對外開放程度逐漸增強，金融市場也逐步放開；原本經濟基礎較好的地區(qū)能夠實現自我調節(jié)，恢復金融發(fā)展水平。2018年全國各地區(qū)基本均為低值區(qū)，分析認為金融供給側結構性改革政策的推動，加之經濟內在動力的恢復，使得金融呈現向好發(fā)展態(tài)勢。

結合時空兩個維度的論述發(fā)現：（1）金融供給側結構性改革在曲折中前進，總體呈向好趨勢；（2）中國金融供給側結構性改革的市場化動因愈發(fā)明顯；（3）中國金融體系和金融發(fā)展水平總體趨穩(wěn)，經外生沖擊過后能夠自我修復并向好發(fā)展。

3 金融抑制的區(qū)域經濟增長效應的理論與實證

金融供給側結構性改革是政策層面的概念，主要通過作用于金融抑制來影響經濟增長水平，因此本文將以金融抑制作為金融供給側結構性改革的替代變量，從理論和實證兩個角度論述金融抑制的區(qū)域經濟增長效應，以此考察金融供給側結構性改革對區(qū)域經濟增長的實際作用。

3.1 理論分析

3.1.1 數理推導

通過構造一個簡單的兩部門動態(tài)最優(yōu)化模型來解釋金融抑制對經濟增長的影響［24］。為簡化模型，設定家庭效用最優(yōu)化的目標為：

設生產部門生產函數的具體形式為：

其中，K為資本，L為勞動，A為技術。則易求出生產函數的密集形式為：

y和k分別表示廠商的勞均產出和勞均資本。其中，假定 f（0）＝ 0、f′（k）＞0、f″（k）＜0。 由式（2）可得，資本的邊際產出 ?F（K，AL）／?K＝ALf′（K／AL）（1／AL）＝ f′（k）。 因此假設 f′（k）＞0、f″（k）＜0意味著資本的邊際產出為正，且資本的邊際產出隨著資本量的增加而下降。此外還要假定f（·）滿足稻田條件，即limk→0f′（k）＝ ∞ ，limk→∞f′（k）＝ 0。

生產部門的產出分別用來消費（c）和儲蓄（s），于是市場出清條件為：

如果沒有金融抑制，那么在資本市場出清的情況下，儲蓄必定等于投資；如果存在金融抑制，資本配置效率相對較低，只有部分儲蓄s轉化為投資。因此假定轉化比例為m，且0＜m＜1。此時有：

m代表資金在儲蓄盈余部類和儲蓄不足部類之間的流動性，因此m可作為衡量金融抑制水平的指標。根據假定可知，m越小，金融抑制水平越強。值得說明的是，為了簡化分析，上式并沒有考慮資本折舊。下面通過構造漢密爾頓函數求解：

其中，λ為資本的影子價格。極大化條件為：

于是則有經濟增長的動態(tài)方程：

γ代表經濟增長率，根據式（9）可知，經濟處于穩(wěn)態(tài)時，金融抑制使得均衡時經濟增長率低于無金融抑制時的經濟增長率。

上述數理分析雖然表明金融抑制使得經濟增長率低于無金融抑制時的經濟增長率，但卻是在穩(wěn)態(tài)條件下形成的。本文認為，基于經濟發(fā)展的可持續(xù)角度，金融抑制不利于經濟增長，金融供給側結構性改革的作用顯露無疑。

3.1.2 路徑分析與研究假設

數理推導顯示穩(wěn)態(tài)下金融抑制不利于經濟增長，但當下的中國并未達到穩(wěn)態(tài)的經濟增長水平，且金融抑制對區(qū)域經濟增長的作用在現有文獻和實際實施過程中已得到肯定，但金融抑制具體通過何種渠道和路徑對區(qū)域經濟增長產生作用，其方向性、有效程度與影響因素尚存爭議。

從宏觀層面考察，可將經濟增長中的金融抑制作用渠道分為以下4個方面：（1）金融抑制作用于經濟增長的利率渠道。作用對象是家庭儲戶和金融機構，受益對象是國有企業(yè)。政府確定名義利率的波動范圍，為國有企業(yè)從家庭儲戶和國內金融體系抽取低價貸款，這種做法保持了國有企業(yè)擴大再生產的資本需求量，穩(wěn)定了經濟發(fā)展的基礎，但降低了儲戶的主觀存款意愿，限制了金融機構吸收存款的能力，一定程度上導致了儲蓄率不足；（2）金融抑制作用于經濟增長的存款準備金率渠道。作用對象是商業(yè)銀行，受益對象是宏觀經濟金融的穩(wěn)定性。提高存款準備金率，商業(yè)銀行等金融機構的穩(wěn)定性加強，從而保證了宏觀經濟金融的穩(wěn)定性；但商業(yè)銀行的總體可貸資金量減少，普通生產性企業(yè)難以通過正常渠道獲取銀行的信貸資金，實體經濟發(fā)展步履維艱；（3）金融抑制作用經濟增長的跨境資本流動渠道。作用對象是境內外的流動資本，受益對象是國內的金融部門。資本管制一定程度上避免和弱化了匯率扭曲引發(fā)的匯兌風險和貨幣危機，確保了宏觀調控的有效性，進而維護了本國金融穩(wěn)定；但國內資本市場無法達到最優(yōu)配置狀態(tài)，金融機構缺乏競爭活力和效率以及風險抵抗能力，金融市場化進程緩慢，導致國內金融的非正常發(fā)展。

綜合上述作用渠道，金融抑制的實施雖然可能導致低儲蓄率、低產出水平、低資本配置效率，在一定程度上限制了金融體系適應經濟增長的需要、加劇了經濟上投融資的約束和分化，對經濟增長具有阻礙作用，但卻在一定范圍內為宏觀經濟提供安全的運行環(huán)境。根據上述分析，參考金融抑制可能造成的影響，結合中國作為世界上最大的發(fā)展中國家的事實，提出如下兩條對立假設。

假設1：中國的金融抑制對區(qū)域經濟增長具有正向促進作用。

假設2：中國的金融抑制對區(qū)域經濟增長具有反向阻礙作用。

Riet（2013）［25］認為金融抑制不僅出現在發(fā)展中國家，在發(fā)達國家也具有金融抑制的現象，但二者在抑制程度上有所不同。結合Riet的研究，本文認為金融抑制的作用可能與區(qū)域經濟增長水平有關，根據中國區(qū)域經濟不平衡、不充分的現狀，提出如下兩條假設。

假設3：區(qū)域經濟發(fā)展水平越高，金融抑制對經濟增長的作用效果越大。

假設4：區(qū)域經濟發(fā)展水平越低，金融抑制對經濟增長的作用效果越大。

3.2 實證檢驗

3.2.1 實證設計

根據上述理論分析，設立面板數據模型為：

在計量模型中，i代表區(qū)域，t代表年份；被解釋變量lnrgdpit表示區(qū)域實際GDP的對數值；核心解釋變量frit表示區(qū)域金融抑制水平，為金融供給側結構性改革替代變量；Xit為控制變量，參考余靜文（2013）［19］、Huang 和 Wang（2011）［26］的研究，控制變量主要包括通貨膨脹率，用居民消費價格指數衡量；經濟開放程度，用進出口總額占GDP比重衡量；人力資本水平，用人均受教育年限衡量；政府支出規(guī)模，用政府最終消費占GDP比重衡量。ηi表示地區(qū)個體效應。εit為隨機擾動項?；跀祿目色@得性，本文選取2001～2017年31個省級行政單位的數據進行實證檢驗，除金融抑制外，其余變量均通過 《中國統(tǒng)計年鑒》計算而來，相關價格變量均通過GDP平減指數進行平減。表2為相關變量的描述性統(tǒng)計量。

3.2.2 基準回歸與穩(wěn)健性檢驗

表3中模型1～3分別給出全國層面面板數據混合最小二乘估計回歸（POLS）、隨機效應（RE）和固定效應（FE）3種方法的估計結果。

經檢驗，擬采用個體固定效應模型對樣本數據進行估計。回歸結果表明，金融抑制與區(qū)域經濟增長呈正相關關系，表明金融供給側結構性改革對區(qū)域經濟增長具有促進作用。除此之外，所有控制變量均在1%的顯著性水平下顯著。其中，通貨膨脹率、經濟開放程度和人力資本水平系數均為正，表明2001～2017年適當的通貨膨脹、不斷擴大的對外開放和不斷提高的受教育水平，均對區(qū)域經濟增長具有良好的促進作用；政府支出規(guī)模與區(qū)域經濟增長呈負相關關系，表明政府消費對個人消費出現擠出效應，不利于經濟增長，也表明政府對市場的干預或者直接參與過多，影響了資源優(yōu)化配置，使得經濟增長水平受到影響，未來經濟增長策略要逐步縮減政府支出規(guī)模，以拉動內需的方式促進經濟增長?？傮w而言，固定效應回歸結果表明，金融抑制程度對我國區(qū)域經濟增長具有正向影響，驗證了假設1的正確性，同時也表明金融供給側結構性改革取得顯著成效。

表2 描述性統(tǒng)計量

表3 金融抑制對經濟增長的回歸結果

本文將通過以下兩種方法解決模型可能存在的內生性問題：（1）以金融抑制的滯后一期作為工具變量，基于兩階段最小二乘估計方法對上述計量模型重新進行回歸，估計結果如表3模型4所示，同時接受核心解釋變量金融抑制水平為外生解釋變量，因此用固定效應模型估計較為合理；（2）采用差分GMM方法重新估計金融抑制對經濟增長的影響，估計結果如表3模型5所示。綜合工具變量兩階段最小二乘和差分GMM的估計結果和分析過程，對比個體固定效應模型估計結果（FE）、兩階段最小二乘估計結果（IV-2SLS）和差分GMM估計結果（DIFFGMM），發(fā)現各估計方法中金融抑制的系數和顯著性水平均未發(fā)生較大改變，表明個體固定效應模型估計結果（FE）具有一定的穩(wěn)健性。

3.2.3 金融抑制影響經濟增長的區(qū)域差異

根據國家統(tǒng)計局對東、中、西三大經濟帶的劃分，擬進行分地區(qū)估計，結果見表4。對于估計方法而言，固定效應和隨機效應的結果較為接近，且對區(qū)域差異的比較分析并無影響，因此僅對固定效應的估計結果進行分析。

表4 金融抑制對經濟增長的分地區(qū)回歸結果

西部地區(qū)金融抑制水平的回歸系數高于中部地區(qū)，東部地區(qū)系數最小（0.3469＞0.2772＞0.2104），表明金融供給側結構性改革背景下西部地區(qū)金融抑制對區(qū)域經濟增長的促進效果最為明顯，中部次之，東部促進作用較小。分析認為：（1）東部地區(qū)是對外主要貿易區(qū)，也是我國經濟較為活躍的地帶，資金流動較為頻繁，對金融領域的審慎監(jiān)管使得東部地區(qū)的金融發(fā)展更加有序，就現階段而言，東部地區(qū)已經較少通過金融抑制的相關渠道促進經濟發(fā)展，進一步分析認為東部地區(qū)金融體系相對健全，金融供給側結構性改革空間相對較小，金融抑制所能發(fā)揮的作用有限；（2）中部地區(qū)，由于其天然的地理位置，使得金融領域發(fā)展相對一般，金融抑制也相對正常，經濟的發(fā)展主要是依靠實體經濟的帶動，所以對金融領域和金融體系的審慎監(jiān)管而導致的金融抑制對區(qū)域經濟增長的促進作用也就相對較輕；（3）西部地區(qū)，開放程度和實體經濟基礎均與東部和中部地區(qū)有一定的差距，因此政策性因素成為促進經濟增長的主要途徑之一，具體而言，金融供給側結構性改革背景下金融抑制相關政策的實施對西部地區(qū)經濟增長的促進作用顯得更為重要。

分地區(qū)回歸結果表明，東、中、西金融抑制水平的回歸系數符合金融供給側結構性改革政策實施的一般規(guī)律，金融供給側結構性改革的成效與區(qū)域金融體系具有明顯的相關關系，金融體系相對不健全的地區(qū)，金融供給側結構性改革的成效更明顯；上述分析同步也驗證了假設4的正確性，即區(qū)域經濟發(fā)展水平越低，金融抑制對經濟增長的作用效果越大。

3.2.4 金融抑制影響經濟增長的分位數回歸

為了能夠充分反映金融抑制水平對不同地區(qū)經濟增長的分布產生不同的影響，采用分位數回歸對全樣本進行估計，結果見表5。qr10、qr25、qr50、qr75和 qr90分別代表10%、25%、50%、75%和90%分位數。

表5 金融抑制對經濟增長的分位數回歸結果

表5顯示，隨著分位數的增加（10%～25%～50%～75%～90%），金融抑制水平（fr）的分位數回歸系數呈現持續(xù)下降趨勢（0.3812～0.3499～0.2867～0.1961～0.1697），表明金融抑制對經濟增長的條件分布的影響逐漸減小，即增加金融抑制水平對經濟發(fā)達地區(qū)的影響較小，對經濟欠發(fā)達地區(qū)影響較大；同時也表明金融供給側結構性改革對區(qū)域經濟發(fā)展水平相對較低的區(qū)域作用更大。

分位數回歸結論，既是金融抑制對經濟增長的分地區(qū)回歸結果的穩(wěn)健性體現，也同步印證了假設4的正確性。分析認為，隨著經濟發(fā)展水平越來越高，金融抑制的促進作用將越來越小，因此需要進一步深化金融供給側結構性改革，逐步解除金融抑制。

4 結論與討論

本文針對當下金融供給側結構性改革的背景，在現有文獻的基礎上測度2001～2018年區(qū)域金融抑制水平，以2001～2017年31個省級面板數據為研究樣本，基于MS-AR模型和四分數分類法，闡述金融抑制的時空動態(tài)變化，呈現金融供給側結構性改革的進程；通過理論分析和實證檢驗，考察金融抑制的區(qū)域經濟增長效應，展現金融供給側結構性改革的成果。

結論如下：（1）金融供給側結構性改革的進程分析表明，金融供給側結構性改革在曲折中前進，受2008年外部經濟危機的沖擊，導致區(qū)域金融供給側結構性改革遭遇阻礙，但整體依舊呈現良好態(tài)勢；區(qū)域金融抑制水平的變化與政府宏觀政策息息相關；區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的傾斜和實施力度決定著金融供給側結構性改革的成效；（2）數理推導認為，穩(wěn)態(tài)條件下金融抑制使得經濟增長率低于無金融抑制時的經濟增長率，表明金融抑制對經濟增長具有負面影響，從而證實金融供給側結構性改革的必要性；（3）實證結果發(fā)現，基準回歸中金融抑制對區(qū)域經濟增長具有正向促進作用，表明當下金融供給側結構性改革的推進步伐和節(jié)奏，仍處于合宜區(qū)間，對區(qū)域經濟增長具有積極影響，肯定了金融供給側結構性改革的成效。分樣本回歸則表明，區(qū)域經濟發(fā)展水平越低，金融抑制對經濟增長的作用效果越大，即金融供給側結構性改革的成效越明顯。分位數回歸則表明，提高金融抑制水平對經濟發(fā)達地區(qū)的影響較小，對經濟欠發(fā)達地區(qū)影響較大。

根據研究過程和結論，總結以下4點經驗：（1）我國金融供給側結構性改革雖然任重而道遠，但解除金融抑制、逐步實現金融自由化的目標卻是正確的；（2）堅持市場主導作用仍是未來金融供給側結構性改革的方向；（3）積極健康的經濟發(fā)展水平，是保持本國經濟持續(xù)向好發(fā)展、弱化全球性經濟危機沖擊的最優(yōu)策略；（4）區(qū)位因素和歷史因素決定了區(qū)域金融發(fā)展的差異性，金融供給側結構性改革的推進需兼顧區(qū)域差異。同時，本文亦提出以下3點政策建議：（1）全方位持續(xù)推進金融供給側結構性改革；（2）繼續(xù)逐步解除金融抑制的同時兼顧經濟增長；（3）經濟發(fā)展相對滯后的地區(qū)，依舊是未來推進金融供給側結構性改革的重點區(qū)域。