王 勛，趙 珍

（1.斯德哥爾摩經(jīng)濟學院，斯德哥爾摩 瑞典11383；2.北京大學 中國經(jīng)濟研究中心，北京100871；3.中國農(nóng)業(yè)銀行 產(chǎn)品研發(fā)部，北京100005）

一、引 言

近年來，我國金融市場逐步開放，金融規(guī)模隨著實體經(jīng)濟的增長不斷擴大。自2002年以來，我國以M2／GDP衡量的貨幣化率高于發(fā)達國家和新興經(jīng)濟體，始終保持在150%以上；同時，金融結構也發(fā)生了變化，外資銀行全面經(jīng)營人民幣業(yè)務促進了銀行業(yè)競爭，而中小銀行的設立在一定程度上緩解了中小企業(yè)貸款難的問題。金融規(guī)模的擴大可以有效動員儲蓄，金融結構的合理變化促進了資源配置效率的提高。在經(jīng)濟全球化背景下，金融在經(jīng)濟發(fā)展中的地位會越來越重要，如何引導金融規(guī)模適度發(fā)展和合理調整金融結構以降低金融系統(tǒng)的風險并更好地發(fā)揮金融的服務功能，將是影響經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展的關鍵問題。

衡量一國金融水平的提高既應包含金融規(guī)模的擴大又應體現(xiàn)金融結構的合理變化?，F(xiàn)實中，多數(shù)國家在金融發(fā)展中一方面金融規(guī)模不斷擴大，另一方面間接融資與直接融資也得到了發(fā)展。然而，現(xiàn)有關于金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的研究要么側重金融規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響，要么側重金融體系對經(jīng)濟增長的影響，而缺乏綜合考察金融規(guī)模與金融結構對經(jīng)濟增長影響的文獻。雖然大量實證研究表明，金融規(guī)模的擴大有利于促進經(jīng)濟增長，但是金融規(guī)模過度擴張會導致金融脆弱性增強，從而加大金融風險。因此，金融規(guī)模對經(jīng)濟的影響具有兩面性。國外有關金融規(guī)模與經(jīng)濟增長關系的論證始于Schumpter（1911）的開創(chuàng)性研究。Schumpter（1911）認為金融部門的發(fā)展為企業(yè)家的借貸提供了便利，促進了創(chuàng)新，從而提高了人均收入水平。此后，許多學者都論證了金融規(guī)模對經(jīng)濟增長的促進作用。King和Levine（1993）、Levine和Zervos（1998）以及La Porta等（2002）分別利用跨國數(shù)據(jù)進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間存在顯著的正相關關系。但正如Goldsmith（1969）所指出的，雖然我們可以發(fā)現(xiàn)二者之間的正相關性，但很難確定因果關系的方向。為了克服金融發(fā)展可能存在的內(nèi)生性，Levine（1998、1999）、La Porta等（1998）以及Loayza和Beck（2000）等以法律起源作為金融發(fā)展的工具變量，研究了金融發(fā)展與長期經(jīng)濟增長的關系。然而，也有經(jīng)濟學家認為金融發(fā)展只是經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)物而并無顯著的促進作用。Robinson（1952）認為經(jīng)濟增長本身提出了對金融服務的需求，而金融體系的發(fā)展則是對這種需求的反應，并以此提出“企業(yè)領先、金融跟隨”的觀點。

在金融結構與經(jīng)濟增長的關系方面，已有研究也尚未得出一致結論。Shleifer和Vishny（1997）、Rajan和Zingales（1998）等認為銀行等金融中介在動員儲蓄、收集和處理信息以及識別和監(jiān)督有前途的投資項目等方面比市場更有優(yōu)勢，能夠提高資源配置效率，促進經(jīng)濟增長。Chakraborty和Ray（2006）發(fā)現(xiàn)對經(jīng)濟增長起關鍵作用的是金融和法律制度的效率，而不是哪種具體的金融體系。Allen和Gale（1999）認為金融中介與市場各有優(yōu)劣，銀行等金融中介能夠提供更有效的跨期風險分擔，而金融市場在跨部門風險分擔上更具優(yōu)勢。La Porta等（1997、1998）提出了金融法律觀，認為金融體系是一組契約，就經(jīng)濟發(fā)展而言重要的是金融體系提供的功能。Tadesse（2002）利用跨國行業(yè)數(shù)據(jù)進行實證研究發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)權制度較差、金融發(fā)展水平較高的經(jīng)濟體中，銀行主導的金融體系優(yōu)于市場主導的金融體系；而在產(chǎn)權制度較好、金融發(fā)展水平較高的經(jīng)濟體中，市場主導的金融體系則優(yōu)于銀行主導的金融體系。

關于中國金融與經(jīng)濟增長的分析，學者大都采用年度或季度數(shù)據(jù)對金融規(guī)模與經(jīng)濟增長進行實證分析。談儒勇（1999）利用年度數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)金融中介的發(fā)展與經(jīng)濟增長存在顯著的正相關關系，而股票市場與經(jīng)濟增長則存在不顯著的負相關關系；趙振全和薛豐慧（2004）利用季度數(shù)據(jù)得出了類似結論。范學?。?006）利用季度數(shù)據(jù)卻得出銀行部門與股票市場都有利于長期經(jīng)濟增長，而股票市場的影響遠大于銀行部門的結論。也有一些學者測度了金融市場化，研究其與經(jīng)濟增長的關系。周業(yè)安和趙堅毅（2005）認為金融市場化指數(shù)在一定程度上對經(jīng)濟增長有正向影響，而股票和債券等金融市場的發(fā)展與經(jīng)濟增長負相關；陳邦強等（2007）則認為金融市場化在短期內(nèi)未能促進經(jīng)濟增長，而經(jīng)濟增長促進了金融市場化和政府改革。

事實上，金融規(guī)模與金融結構都是影響金融發(fā)展的重要因素。金融發(fā)展不只體現(xiàn)在金融規(guī)模的擴張上，而更重要的是體現(xiàn)在金融結構的合理安排上。國內(nèi)研究大多是從金融規(guī)模的角度考察金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關系，沒有考慮結構性因素，有遺漏重要解釋變量的可能；同時，采用的數(shù)據(jù)為國家層面的數(shù)據(jù)，從而無法控制各地區(qū)未觀察到的固定效應對經(jīng)濟增長的影響。林毅夫和孫希芳（2008）采用省區(qū)面板數(shù)據(jù)研究了銀行業(yè)結構對經(jīng)濟增長的影響，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)階段提高中小銀行比例會顯著促進經(jīng)濟增長；然而在他們的研究結果中，影響經(jīng)濟增長的兩個關鍵變量——固定資本形成與外貿(mào)依存度都不顯著?？紤]到改革開放以來支撐我國經(jīng)濟增長的兩個重要因素為投資與出口，這兩個關鍵變量不顯著很可能說明模型及變量設定不合理；此外，在基于穩(wěn)健性的動態(tài)面板分析中被解釋變量采用的是取對數(shù)的水平值，所揭示的是水平效應而不是金融對經(jīng)濟增長的影響。因此，本文采用1990－2004年我國29個省區(qū)的面板數(shù)據(jù)，選擇金融規(guī)模和反映金融結構的銀行業(yè)結構及融資結構變量，全面考察金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響。

二、數(shù)據(jù)與變量的統(tǒng)計描述

本文使用的是1990－2004年全國29個省份的面板數(shù)據(jù)。①其中，反映金融規(guī)模和金融結構的數(shù)據(jù)，如各省份全部金融機構本外幣貸款余額、四大國有商業(yè)銀行本外幣貸款余額以及上市公司IPO、SPO、配股增發(fā)和公司債券實際募集資金等直接融資額取自相關年度的《中國金融年鑒》和 Wind數(shù)據(jù)庫，其他相關經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于相應年度的《中國統(tǒng)計年鑒》和各省國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

我們以金融規(guī)模和金融結構衡量地區(qū)的金融發(fā)展水平。具體而言，以各地區(qū)上市公司IPO、SPO、配股增發(fā)以及公司債券實際募集資金之和衡量各地區(qū)的直接融資額，以各地區(qū)當年全部金融機構年末本外幣貸款余額衡量各地區(qū)的間接融資額。衡量金融規(guī)模的指標fscale是各地區(qū)直接融資額與間接融資額之和與該地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例。反映金融結構的變量為直接融資比例（dfinance）和銀行集中度（banks）。其中，直接融資比例為直接融資額占全部融資額的比例；用各地區(qū)中小金融機構年末本外幣貸款余額占該地區(qū)全部金融機構總貸款余額的比例衡量銀行業(yè)集中度與競爭程度，②該比例越低，說明四大行的主導地位越明顯，銀行集中度越高。圖1給出了各地區(qū)平均的直接融資比例與實際GDP增長率之間的散點圖，從中可見二者之間沒有明顯的相關關系。圖2給出了各地區(qū)平均的中小金融機構貸款比例與實際GDP增長率之間的散點圖，從中可見中小金融機構貸款比例與實際GDP增長率之間有簡單的正相關關系，說明銀行集中度與實際GDP增長率之間存在負相關關系，但我們不能就此得出降低銀行集中度會促進經(jīng)濟增長的結論。

圖1 直接融資比例與實際GDP增長率

圖2 中小金融機構貸款比例與實際GDP增長率

我們以人均實際GDP增長率（rgdp）衡量經(jīng)濟發(fā)展速度。其他相關社會經(jīng)濟指標中，以各地區(qū)全社會固定資產(chǎn)投資占該地區(qū)GDP的比例衡量投資率（capital），以各地區(qū)科研開支增長率衡量研發(fā)投入（R＆D），以各地區(qū)外商直接投資占當?shù)谿DP的比例（FDI）和進出口總額占當?shù)谿DP的比例（trade）衡量對外開放度和市場競爭程度，以各地區(qū)擁有高中及以上教育程度人口占當?shù)乜側丝诘谋戎睾饬拷逃潭龋╡du），以各地區(qū)全部國有及國有控股企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值占當?shù)厝繃屑耙?guī)模以上非國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重衡量所有制結構（soe），以各地區(qū)財政支出占當?shù)谿DP的比例衡量政府作用（gov）。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1 主要變量的描述統(tǒng)計

三、計量模型設定

經(jīng)濟的產(chǎn)出水平由兩方面的要素決定：一方面是勞動力和資本等有形的生產(chǎn)要素，另一方面是制度、經(jīng)濟結構性等影響經(jīng)濟效率的因素。為便于分析，我們把生產(chǎn)函數(shù)設定為Cob－Douglas形式：

其中，Y為經(jīng)濟產(chǎn)出，A衡量經(jīng)濟效率，K為資本存量，L為勞動力總量；α和β分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性。兩邊取對數(shù)并對時間t求導，得到經(jīng)濟產(chǎn)出增長率：

影響經(jīng)濟效率的因素有研發(fā)投入、金融結構和金融規(guī)模、經(jīng)濟所有制結構以及經(jīng)濟開放度等，由此我們將經(jīng)濟效率增長率設定為：

其中，X為影響經(jīng)濟效率增長率的因素，θ為參數(shù)，εt為擾動項。

將（3）式代入（2）式得到：

由此，建立如下計量模型：

其中，rgdpit是第i個省第t年的實際GDP的增長率；Fit是反映第i個省第t年金融規(guī)模和金融結構的變量，包括金融規(guī)模（fscale）、銀行集中度（banks）和直接融資比例（dfinance）；Xit為一組影響經(jīng)濟增長的其他控制變量。αi為不隨時間改變的地區(qū)特定效應，vt為不隨地區(qū)改變的時間特定效應，εit為隨機擾動項。

我們采用29個省份的面板數(shù)據(jù)對模型進行估計，相比隨機效應模型，固定效應模型顯然更合適。我們還關注金融規(guī)模和反映所有制結構的國有企業(yè)產(chǎn)值比重可能存在內(nèi)生性。為保證參數(shù)估計的一致性，我們采用工具變量模型并以1990年各地區(qū)全部金融分支機構總數(shù)與國有企業(yè)總數(shù)作為工具變量對模型進行估計。此外，經(jīng)濟增長可能存在動態(tài)效應，即上一年的經(jīng)濟形勢會影響當年經(jīng)濟增長。因此，進一步采用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型分析這種動態(tài)效應，并以面板GMM方法解決內(nèi)生性問題。動態(tài)面板數(shù)據(jù)的基本模型為：

四、計量結果及分析

我們首先報告從固定效應模型的基準回歸中得到的金融規(guī)模、金融結構和其他相關經(jīng)濟變量對經(jīng)濟增長的影響，然后采用工具變量對模型進行估計，最后給出動態(tài)面板數(shù)據(jù)的估計結果。這樣也可以在一定程度上對我們的假說進行穩(wěn)健性檢驗。

（一）固定效應模型

表2是固定效應模型的估計結果。我們采用“從小到大”（bottom－up）的建模思路進行分析。模型（1）將金融規(guī)模、投資率、貿(mào)易依存度、外商直接投資、研發(fā)投入以及政府支出分別占GDP的比例這作為解釋變量引入模型。模型（2）又加入了教育、所有制結構和滯后一期實際GDP的對數(shù)值，加入滯后期實際GDP的對數(shù)值是為了控制經(jīng)濟增長中的收斂效應。模型（3）在模型（2）的基礎上將中小金融機構貸款比例加入模型。模型（4）在模型（3）的基礎上加入直接融資比例，模型（5）在聯(lián)合顯著性檢驗的基礎上將一直不顯著的外商直接投資、研發(fā)投入和政府支出分別占GDP的比例這三個變量剔除。

表2 影響經(jīng)濟增長的固定效應模型

在模型（1）至模型（5）的回歸結果中，我們發(fā)現(xiàn)金融規(guī)模的系數(shù)顯著為負，反映銀行業(yè)集中度和競爭程度的中小金融機構貸款比例（banks）的系數(shù)顯著為正，而直接融資的系數(shù)不顯著。如果模型揭示了因果關系，那么我們的假說初步得到了支持，即金融規(guī)模的擴大并不一定促進經(jīng)濟增長。從模型結果看，在其他條件不變的情況下，單純擴大金融規(guī)模不利于經(jīng)濟增長；增加中小金融機構的比例、降低銀行業(yè)的壟斷程度以及合理促進銀行業(yè)的競爭可以提高融資效率，為更多有前途的項目提供資金支持，促進經(jīng)濟增長；直接融資市場尚不健全，對經(jīng)濟增長的影響不顯著。以模型（5）為例，在其他因素保持不變的情況下，金融規(guī)模擴大1%會造成經(jīng)濟增長速度下降0.038%，而中小金融機構貸款比例提高1%會促進經(jīng)濟增長速度提高0.053%，直接融資比例的系數(shù)接近于0且不顯著。

（二）工具變量模型

我們未在模型中分析其他變量，如反映銀行業(yè)集中度的中小金融機構貸款比例和直接融資比例的內(nèi)生性。我們的考慮是，反映金融結構的變量更多受國家政策而不是經(jīng)濟形勢的影響。如即使在經(jīng)濟增長較好的時期，上市公司在金融市場上通過股票或債券等方式融資仍需接受嚴格審批，其最終能否得到融資及獲得融資規(guī)模的大小都會受到政策的限制。再如區(qū)域性的中小銀行雖然主要服務于當?shù)刂行∑髽I(yè)，但其成立及其分支機構的設立更多還是受政府政策的影響。表3給出了工具變量回歸的結果。

表3 增長模型：內(nèi)生性問題

考慮到1990年各地區(qū)全部金融機構的分支機構總數(shù)與國有企業(yè)總數(shù)雖然不會直接影響1991－2004年的經(jīng)濟增長，但是卻會影響1990年以后的金融規(guī)模和所有制結構，我們采用1990年各地區(qū)全部金融機構的分支機構總數(shù)與國有企業(yè)總數(shù)作為工具變量，并采用兩階段工具變量法估計。③第一階段的回歸結果顯示，工具變量的系數(shù)均顯著，滿足識別條件。由于篇幅所限，這里只報告了第二階段回歸結果。模型（1）和模型（2）只考察了金融規(guī)模的內(nèi)生性，模型（3）和模型（4）考察了金融規(guī)模和所有制結構的內(nèi)生性。

由表3可知，金融規(guī)模對經(jīng)濟增長的影響依然顯著為負，中小金融機構貸款比例對經(jīng)濟增長的影響顯著為正，而直接融資比例對經(jīng)濟增長的影響不顯著。相比固定效應模型，工具變量模型報告的金融規(guī)模變量的系數(shù)略低，而中小金融機構貸款比例的系數(shù)略高。以模型（4）為例，金融規(guī)模擴大1%會引起經(jīng)濟增長速度下降0.067%，而中小金融機構貸款比例提高1%會促進經(jīng)濟增長速度提高0.077%。

（三）動態(tài)面板模型

我們采用Arralleno和Bond（1990）的方法估計動態(tài)面板模型。考慮到有限樣本偏誤，我們給出一步估計結果。表4列出了動態(tài)面板模型的估計結果。

表4 影響經(jīng)濟增長的動態(tài)面板模型

這里同樣考察金融規(guī)模和所有制結構的內(nèi)生性，在面板GMM估計中，可以適當選取這些變量的滯后值作為當期值的工具變量。模型（1）只將金融規(guī)模作為內(nèi)生變量，將banks、dfinance、gov和R＆D作為前定變量，把capital、edu、FDI、Trade、soe和lnrgdp－1作為外生變量進行回歸；模型（2）將模型（1）中較不顯著的外生變量FDI和Trade剔除；模型（3）在模型（1）的基礎上將soe作為內(nèi)生變量進行估計；模型（4）將模型（3）中較不顯著的外生變量FDI和Trade剔除。在回歸過程中，我們做了過度識別的Sagan檢驗，結果顯示所有模型過度識別的矩條件都是合理的。

與上述估計結果一樣，金融規(guī)模的系數(shù)顯著為負，反映銀行業(yè)競爭程度的中小金融機構貸款比例的系數(shù)顯著為正，并且兩個變量的系數(shù)基本保持穩(wěn)定。以模型（4）為例，在其他因素保持不變的情況下，金融規(guī)模提高1%會引起經(jīng)濟增長速度下降0.015%，而中小金融機構貸款比例提高1%會促進經(jīng)濟增長速度提高0.053%。直接融資比例的系數(shù)在10%的水平上顯著為負，說明我國的直接融資市場尚未發(fā)揮對經(jīng)濟增長應有的作用。

五、結論及政策含義

本文運用我國29個省、自治區(qū)、直轄市1990－2004年的面板數(shù)據(jù)，考察了金融規(guī)模、中小金融機構貸款比例、直接融資比例以及其他相關控制變量對各地區(qū)經(jīng)濟增長的影響。本文運用固定效應模型、工具變量模型和動態(tài)面板模型進行實證研究發(fā)現(xiàn)，金融規(guī)模上升1%會引起經(jīng)濟增長速度分別下降0.038%、0.067%和0.015%，銀行集中度下降1%會促進經(jīng)濟增長速度分別上升0.053%、0.077%和0.053%，而直接融資比例對經(jīng)濟增長的影響不顯著。我們還發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資增長和外貿(mào)依存度的提高依然是促進經(jīng)濟增長的重要因素，而反映所有制結構的國有企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值比重顯著制約著經(jīng)濟增長速度。

本文對我國的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長有啟示意義。傳統(tǒng)文獻對金融發(fā)展的研究往往只關注金融規(guī)模而忽視了金融業(yè)內(nèi)部的結構變化。金融發(fā)展不只體現(xiàn)在金融規(guī)模的擴張而更重要的是金融結構的合理安排。本文研究表明，過度追求金融規(guī)模的擴大并不利于經(jīng)濟增長，這一方面是由于我國融資決策的行政干預所致，另一方面也反映了我國金融結構有待改善。降低銀行集中度、提高中小金融機構在銀行業(yè)中的比重可以促進銀行業(yè)的競爭，降低壟斷程度，提高融資效率，促進經(jīng)濟增長。由于我國的直接融資市場依然存在缺乏事后監(jiān)督、公司治理結構不合理和融資自主性偏低等問題，需要進一步完善制度和加強市場監(jiān)管。為了逐漸減弱對投資和外貿(mào)的嚴重依賴，仍需進一步改善所有制結構，鼓勵非公有制經(jīng)濟發(fā)展，合理降低國有經(jīng)濟在國民經(jīng)濟中的比重，從而有利于我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

注釋：

①受數(shù)據(jù)可得性所限，樣本中未包含我國西藏自治區(qū)、青海省和港澳臺地區(qū)。2005年之前分省四大行貸款余額數(shù)據(jù)取自各年金融統(tǒng)計年鑒；由于2005年以后沒有完整的分省的四大行貸款余額數(shù)據(jù)，樣本期選取1990－2004年。

②我們借鑒林毅夫和孫希芳（2008）的做法，將四大國有商業(yè)銀行之外的所有金融機構統(tǒng)稱為中小金融機構。

③這種工具變量的構建和估計方法借鑒了周黎安和陶婧（2009）的做法。

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