金融分權(quán)對經(jīng)濟增長效率的影響研究*

文/楊振鑫（華南理工大學）

一、引言

分權(quán)化改革是國家發(fā)展的必由之路。中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，也是較早推行分權(quán)化改革的國家，其分權(quán)化改革一直備受矚目。錢穎一[1]等人于1997 年提出“中國式分權(quán)”，但僅局限于分散式的財政分權(quán)，隨著改革實踐的不斷推進，“中國式分權(quán)”逐漸發(fā)展為以財政分權(quán)和金融分權(quán)為主的經(jīng)濟分權(quán)。傅勇（2007）[2]、丁騁騁（2012）[3]、劉沖（2014）[4]等學者通過實證研究，明確了經(jīng)濟分權(quán)體系對中國經(jīng)濟增長的貢獻。當前的研究一是集中于財政分權(quán)，忽視金融分權(quán)的影響，二則是往往聚焦于經(jīng)濟增長，而未對經(jīng)濟增長效率進行探討。

中共中央政治局第十三次集體學習會上，習近平總書記提出“金融活，經(jīng)濟活；金融穩(wěn)，經(jīng)濟穩(wěn)。經(jīng)濟興，金融興；經(jīng)濟強，金融強”的重要言論，明確了地方金融對地方經(jīng)濟增長的影響。在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的中國，基于推動地方經(jīng)濟持續(xù)性增長的前提，通過金融分權(quán)制度地方資源配置效率，分別為激勵機制的改善、信息扭曲程度的降低和分權(quán)競爭導致的效率提升。

中央政府與地方政府之間為委托代理的契約關(guān)系，地方政府可視為既承當中央政府管理、發(fā)展地方經(jīng)濟的代理人，又具有自身的利益追求的有限理性經(jīng)濟人，因而地方政府存在公共性和自利性，中央政府需要對地方政府的選擇進行有效激勵。中央政府推行金融分權(quán)的政策，結(jié)合地方經(jīng)濟環(huán)境變化及社會需求，以為地方政府提供金融管理權(quán)、控制權(quán)的方式激勵地方政府，使地方政府無論作為代理人還是有限理性經(jīng)濟人時，都能以經(jīng)濟最大化為目標，通過中央政府所賦予的權(quán)力，調(diào)度金融資本，提升地方資源配置效率，實現(xiàn)經(jīng)濟增長效率的提升，促進地方經(jīng)濟的高效發(fā)展。

中央政府與地方政府對地方經(jīng)濟存在信息不對稱，中央政府雖然能夠在宏觀層面把握地方經(jīng)濟增長趨勢，但地方政府得益于地理優(yōu)勢，能夠從微觀層面了解地區(qū)經(jīng)濟增長的制定，使中央政府與地方政府對金融資源管理權(quán)、控制權(quán)等進行劃分，推動經(jīng)濟增長效率是值得關(guān)注的重要問題。

經(jīng)濟學中認為經(jīng)濟增長效率的提升可以從兩個方面實現(xiàn)：一是資源配置效率的提升，如人力資本、資本要素等生產(chǎn)要素從低產(chǎn)出效率的產(chǎn)業(yè)向高產(chǎn)出效率的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，生產(chǎn)要素重新配置；二是技術(shù)進步實現(xiàn)的效率提升，而地方實現(xiàn)技術(shù)進步往往基于地方技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)引進。中央政府通過實施金融分權(quán)使地方政府獲得一定的金融資源的控制權(quán)，結(jié)合地方政府的信息優(yōu)勢，以行政手段影響地方金融機構(gòu)，調(diào)整金融資源的流向，使企業(yè)獲得技術(shù)研發(fā)、技術(shù)引進資本，管理地方創(chuàng)新風險，優(yōu)化金融資源配置，從而實現(xiàn)經(jīng)濟增長效率的提升。

二、金融分權(quán)對經(jīng)濟增長效率的影響機理

（一）金融分權(quán)對資源配置效率影響

金融分權(quán)主要從三個方面影響現(xiàn)狀，可以借助當?shù)毓?、司法、?jīng)濟等相關(guān)機構(gòu)，以及如融資擔保公司、租賃公司等地方企業(yè)，了解地方資源稟賦、經(jīng)濟需求、地區(qū)優(yōu)勢等相關(guān)信息。由于存在信息不對稱，地方政府在金融資源配置上相比中央政府能夠處理得更好，因而推行金融分權(quán)，使中央政府將金融資本控制權(quán)下放至地方政府，有利于降低由于信息不對稱導致的資源配置效率下降的可能性，從而使地方經(jīng)濟增長更加高效率。

由于地方政府以地方經(jīng)濟增長作為重要指標衡量地方政績，地方政府之間會在重點項目投資、投資項目經(jīng)濟效益上直接競爭，從而刺激地方政府對金融資源進行直接或間接的干預(yù)，獲取更多金融資產(chǎn)，另外，由于額外獲得的金融資源常充當“第二財政”的功能，地方政府為緩解財政收支壓力，積極干預(yù)金融領(lǐng)域。有限的金融資源，會引致地方政府之間在引進資源方面存在競爭，而優(yōu)化資源配置，能夠提高地方產(chǎn)出水平，從而在金融資源的爭奪中占據(jù)優(yōu)勢。

（二）金融分權(quán)對地方創(chuàng)新影響

促進地方技術(shù)進步的手段包括技術(shù)引進和自主創(chuàng)新。前者需要大量的資本投入，而后者則存在周期長、風險大、收益外生等特點，因而大部分地方企業(yè)難以有效進行創(chuàng)新。地方投資者由于信息不對稱，無法對地方企業(yè)創(chuàng)新活動進行評估，因而不愿將資源投放至企業(yè)創(chuàng)新中。金融分權(quán)為地方政府提供了行政干預(yù)地方國有商業(yè)銀行的權(quán)力及批準成立地方性中小金融機構(gòu)、金融組織及融資平臺的權(quán)力，因而地方政府通過地方商業(yè)銀行及其他融資平臺，為地方中小企業(yè)提供創(chuàng)新資本，緩解企業(yè)創(chuàng)新融資約束、為企業(yè)承擔部分創(chuàng)新風險。因而地方企業(yè)為在市場競爭中占據(jù)優(yōu)勢，將借助地方金融資源，進行創(chuàng)新。

此外，金融分權(quán)使地方政府能夠自主從社會中籌備金融資本，豐富地方金融資源，優(yōu)化地方資本要素流動環(huán)境，減少企業(yè)創(chuàng)新阻力，提高創(chuàng)新成功可能性。

三、實證研究設(shè)計

（一）指標構(gòu)建

被解釋變量：經(jīng)濟增長效率TFP?，F(xiàn)有文獻中對經(jīng)濟增長效率的測度，可分為索洛殘差法、隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法的參數(shù)方法和DEA指數(shù)法的非參數(shù)法。由于隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法SFA 能夠考慮隨機因素影響，符合現(xiàn)實經(jīng)濟狀況，因而本文采用隨機前沿生產(chǎn)法獲取經(jīng)濟增長效率TFP。

SFA 主要用于解決n 個決策單元T 期的生產(chǎn)效率，每個決策單元對應(yīng)多個投入及一個產(chǎn)出，基本模型如下：

其中yit是第i 個決策單元第t期的實際產(chǎn)出，xit是第i 個決策單元第t 期的要素投入，f(xit;β)則是假設(shè)的生產(chǎn)函數(shù)，vit為隨機因素，相互獨立且服從正態(tài)分布。μit表示技術(shù)無效率項，由δ(t)和μi組成，表示個體i 在第t 期受到的個體沖擊，根據(jù)μi服從半正態(tài)分布，截斷正態(tài)分布，指數(shù)分布可分為三種不同模型，常用半正態(tài)分布。δ(t)表示了技術(shù)效率隨時間變化的特點，TEit則反映第i 個單元在第t 期時的生產(chǎn) 效率。γ 表示隨機擾動項中技術(shù)無效率所占比率，其越接近于0，說明實際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出之間差距主要來自統(tǒng)計誤差等外部影響因素。在統(tǒng)計檢驗中，若γ=0 這一原假設(shè)被接受，則所有單元的生產(chǎn)點均處于生產(chǎn)前沿曲線，無須使用SFA 進行分析，應(yīng)當直接使用OLS 估計法。

本文參考顏鵬飛、王兵（2004）[5]等人的做法，以我國各省份的GDP為產(chǎn)出，以資本存量和人力資本作為投入要素，計算各省份經(jīng)濟增長效率。為保持統(tǒng)計口徑一致性，將1996 年后重慶數(shù)據(jù)納入四川省，同時由于西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，因此本文研究對象為2005 年至2017 年全國29 個省份。經(jīng)濟增長效率計算中所有原始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》，《中國省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000》。

資本存量參考張軍[6]的做法，以永續(xù)盤存法進行測算，并將1996年后重慶數(shù)據(jù)納入四川省。人力資本參照顏鵬飛、王兵[5]的做法，以當?shù)啬昴┚蜆I(yè)人數(shù)與去年年末就業(yè)人數(shù)均值作為當年投入的人力資本。

1.主要解釋變量

洪正、胡勇鋒（2017）[7]提出金融分權(quán)按照權(quán)利爭奪主體的差異可劃分為以中央與地方政府之間的金融分權(quán)Ⅰ，地方政府向民間的金融分權(quán)Ⅱ。參考何德旭、苗文龍等人[8]研究，以各省份大型商業(yè)銀行資產(chǎn)占全國大型商業(yè)銀行資產(chǎn)比重FIN1 衡量金融分權(quán)Ⅰ。地方政府從中央獲得更多的大型商業(yè)銀行資產(chǎn)，地方政府所能支配的金融資源越多，金融分權(quán)Ⅰ越顯著。參考陳寶東等人[9]研究，以地方性金融機構(gòu)從業(yè)人數(shù)與地區(qū)所有金融機構(gòu)從業(yè)人數(shù)比值FIN2，刻畫地方政府對地方金融資源的控制程度，衡量金融分權(quán)Ⅱ。FIN2 越大，地方政府對地方金融干預(yù)能力越強，地方政府向民間分權(quán)越小，金融分權(quán)Ⅱ越小。

2.控制變量

財政分權(quán)（FIS）：財政分權(quán)作為經(jīng)濟分權(quán)的重要組成部分，對中國經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著。本文參考陳寶東、鄧曉蘭等人[9]研究，以地方財政自由度，即地方政府財政收入與地方財政支出比值度量財政分權(quán)。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）：用地方第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與地方生產(chǎn)總值比值度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對地方經(jīng)濟增長效率的影響。隨著第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，地方經(jīng)濟增長效率逐步上升。

受教育水平（EDU）：參考賈俊雪（2008）等人[10]研究，以中學以上的在校學生人數(shù)與勞動力總值比值度量，以衡量受教育水平對地方經(jīng)濟增長效率的影響。

貿(mào)易依存度（OPEN）：參考何楓（2004）等人[11]研究，以進出口貿(mào)易總額與地方生產(chǎn)總值比值度量，衡量貿(mào)易依存度對經(jīng)濟增長效率的影響。

上述主要解釋變量數(shù)據(jù)來源于各省份金融運行報告，其中對于部分丟失數(shù)據(jù)采用移動平均法填充，控制變量數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局，并將1996 年后重慶市數(shù)據(jù)歸于四川省，數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1。

表1 相關(guān)指標描述性統(tǒng)計結(jié)果

（二）模型選擇與設(shè)定

在構(gòu)建空間計量模型前，需要構(gòu)建合適的空間權(quán)重矩陣，本文參考范巧等人[12]構(gòu)建基于Geary’s C指數(shù)的時空權(quán)重矩陣?？臻g權(quán)重矩陣其中g(shù)dpi表示第i 個地區(qū)的樣本期內(nèi)人均gdp，時間權(quán)重矩陣形式如下：

其中ci為i 時期Moran’sI指數(shù)。將標準化后的時間權(quán)重矩陣和標準化后的空間權(quán)重矩陣進行克羅內(nèi)克積，獲得時空權(quán)重矩陣。

為驗證經(jīng)濟增長效率存在空間相關(guān)性，選擇空間自相關(guān)系數(shù)Moran’sI進行檢驗，表達式為：

其中xi表示樣本的觀測值,為樣本1 觀測值均值，wij為空間權(quán)重矩陣元素，n為樣本數(shù)。當其中Moran’sI指數(shù)大于0 時，說明經(jīng)濟增長效率存在空間正向相關(guān)性，當指數(shù)小于0 時，說明經(jīng)濟增長效率存在空間負相關(guān)性。

當變量存在顯著空間關(guān)系時，需要引入空間計量模型進行研究。常見的空間計量模型要包括空間滯后模型、空間誤差模型、空間杜賓模型，具體形式如下：

空間滯后模型SLM:

空間誤差模型SEM：

空間杜賓模型SDM：

其中W為空間權(quán)重矩陣，ρ、β、λ、γ分別為被解釋變量空間滯后項、解釋變量、空間相關(guān)誤差、解釋變量空間滯后項系數(shù)，為服從正態(tài)分布殘差項，Wy為被解釋變量空間滯后項，Wμ為誤差空間滯后項，Wx為解釋變量空間滯后項。

為了選擇合適的空間計量模型，需通過LM 檢驗、穩(wěn)健性LM檢驗、Hausman 檢驗。當LM lag 檢驗比LM error 檢驗顯著時，則選擇空間滯后模型，當LM error 檢驗比LM lag 檢驗顯著時，則選擇空間誤差模型。

四、實證結(jié)果

（一）空間相關(guān)性檢驗

借助stata16 計算2005-2017 年中國經(jīng)濟增長效率Moran’sI值，結(jié)果見表2。由表2 可知，2005-2017年各省份經(jīng)濟增長效率的Moran’sI指數(shù)介于0.2-0.3，且均在5%的水平下顯著，表明經(jīng)濟增長效率存在顯著的空間正相關(guān)關(guān)系，高經(jīng)濟增長效率的地區(qū)與高經(jīng)濟增長效率的地區(qū)相鄰，低經(jīng)濟增長效率地區(qū)與低經(jīng)濟增長效率地區(qū)相鄰。

表2 2005-2017 年經(jīng)濟增長效率值

（二）實證結(jié)果及分析

借助Matlab2018a，通過LM 檢驗、穩(wěn)健性LM 檢驗，檢驗結(jié)果見表3，LM error 檢驗，LM lag 檢驗，穩(wěn)健性LM 檢驗均通過1%的顯著性水平檢驗。結(jié)合LM 檢驗與穩(wěn)健性LM 檢驗結(jié)果，本文最終選取空間杜賓模型進行實證研究，估計結(jié)果如表4 所示。

表3 空間依賴性檢驗結(jié)果

表4 經(jīng)濟增長效率SDM 估計結(jié)果

實證結(jié)果表明，F(xiàn)IN1 對經(jīng)濟增長效率呈現(xiàn)促進作用，F(xiàn)IN2 對經(jīng)濟增長效率呈現(xiàn)抑制作用，相關(guān)系數(shù)分別為2.088，-0.278，且均在1%水平下顯著。FIN1 反映的是地方政府從中央處獲取的金融資源，地方政府從中央獲取到更多的金融資源，能夠結(jié)合地方經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)狀進行金融資源配置，推動經(jīng)濟高質(zhì)量增長，因而金融分權(quán)Ⅰ對經(jīng)濟增長效率呈促進作用。FIN2 反映地方政府對地方金融控制能力，地方政府對金融資源控制能力越大，市場作用空間越小，資源配置易錯位，因而當FIN2 下降，地方政府與市場之間的金融分權(quán)Ⅱ上升，市場發(fā)揮更多作用，經(jīng)濟增長效率上升。因此，金融分權(quán)對經(jīng)濟增長效率的影響符合預(yù)期。

控制變量中，財政分權(quán)、受教育水平均在1%水平下顯著，對經(jīng)濟增長效率存在促進作用，貿(mào)易依存度在1%水平下顯著，對經(jīng)濟增長效率存在抑制作用。

五、結(jié)論與政策啟示

本文選取空間杜賓模型，利用中國29 個省份2005 年至2017 年的面板數(shù)據(jù)，測度了中國經(jīng)濟增長效率，并在此基礎(chǔ)上分析中國式金融分權(quán)對經(jīng)濟增長效率的影響，結(jié)果表明：（1）各省份經(jīng)濟增長效率存在顯著的空間依賴性，經(jīng)濟增長效率高的地區(qū)與經(jīng)濟增長效率高的地區(qū)聚集，經(jīng)濟增長效率低的與經(jīng)濟增長效率低的地區(qū)聚集；（2）中央對地方政府的分權(quán)行為，能夠促進地方經(jīng)濟增長效率的提升。地方政府獲得金融資源后，結(jié)合地方發(fā)展需求，合理分配金融資源，從而促進效率提升；（3）地方政府對市場的分權(quán)行為，對地方經(jīng)濟增長效率存在促進作用。市場在金融資源配置中發(fā)揮的作用越大，金融資源配置錯位的情況越小，資源利用率越高，經(jīng)濟增資效率越高。

基于以上結(jié)論，中國經(jīng)濟增長效率存在空間差異、金融分權(quán)對經(jīng)濟增長呈現(xiàn)促進作用是客觀存在的，因此這對中國式金融分權(quán)提供了一定的參考價值：（1）中央對地方金融風險有效管控的前提下，結(jié)合地方需求下放金融權(quán)利，使地方政府積極發(fā)揮作用；（2）地方政府對金融資源的干預(yù)應(yīng)逐步減少，促進地方市場發(fā)揮金融資源配置的主要作用，推動經(jīng)濟高質(zhì)量增長。