孫 犇，宋艷偉

(西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

一、引 言

隨著貨幣化程度的提高，金融在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中作用日益增強(qiáng)。然而信貸資源的配置方面存在嚴(yán)重扭曲，我國信貸資源配置既沒有體現(xiàn)效率原則，也沒有體現(xiàn)公平原則。目前，我國信貸市場金融資源配置效率仍舊較低，要適應(yīng)我國后改革時(shí)代經(jīng)濟(jì)發(fā)展對資金配置的更高要求，如何提高資金使用中的市場化程度，就成為當(dāng)前我國金融改革和經(jīng)濟(jì)發(fā)展中迫切需要解決的問題。由于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)體運(yùn)行更多是建立在等級權(quán)力而不是市場基礎(chǔ)之上，經(jīng)濟(jì)運(yùn)行成果大多源自于政治激勵(lì)(Kornai，1992)［1］。延續(xù)Kornai的思路，將政治因素納入我國信貸資源配置決定的研究中是更有解釋力的。然而若割裂地方政府的因素分析政治激勵(lì)對信貸資源配置問題是欠缺的。因?yàn)?，在我國特定的制度變遷路徑中，分權(quán)制下的地方政府不是簡單的中央政府行政隸屬分支，在一定層面上是我國改革重要的引導(dǎo)力量，并曾一度成為“第一行動(dòng)集團(tuán)”，扮演制度創(chuàng)新的主角。隨著放權(quán)讓利改革戰(zhàn)略和財(cái)政分灶吃飯?bào)w制的推行，地方政府具有了獨(dú)立的行為目標(biāo)和行為模式，從而在向市場經(jīng)濟(jì)的漸進(jìn)過渡中扮演著主動(dòng)謀取潛在制度凈收益的“第一行動(dòng)集團(tuán)”。并且在我國處于轉(zhuǎn)軌時(shí)期，市場化不高，政府主導(dǎo)導(dǎo)致市場配置的扭曲中很多是由于地方政府的因素形成的。同樣對于信貸資源的配置，地方政府行為因素是具有強(qiáng)大解釋力的。

已有很多學(xué)者從地方政府干預(yù)金融機(jī)構(gòu)信貸的角度進(jìn)行分析(張杰，1996［2］;馮濤，2006［3］;巴曙松，2005［4］;陳剛，2006［5］)。主要觀點(diǎn)是，地方政府為緩解財(cái)政壓力、發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)等出于自身利益的考慮，利用金融機(jī)構(gòu)改革中的制度缺陷，為本地區(qū)爭奪金融資源而干預(yù)屬地內(nèi)金融機(jī)構(gòu)的信貸，最終影響各地金融資源配置效率、貨幣政策傳導(dǎo)和難以調(diào)控的通貨膨脹周期波動(dòng)等。隨著研究的深入，有學(xué)者將分析視角伸向地方政府背后的作為個(gè)體的地方官員，從官員政治生涯的視角研究地方政府行為模式。認(rèn)為地方政府官員作為具體執(zhí)行者，更是一個(gè)具有相關(guān)利益的行為主體，其執(zhí)行政府政策時(shí)難免會(huì)將自己的利益驅(qū)動(dòng)加入其中。發(fā)現(xiàn)緣于中央對地方官員的政績考核機(jī)制，地方官員的政治升遷命運(yùn)與當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長水平直接掛鉤，在晉升激勵(lì)下地方官員努力在經(jīng)濟(jì)發(fā)展上相互競爭，最終形成整體上的高速發(fā)展的經(jīng)濟(jì)績效，其稱此為"政治錦標(biāo)賽模式"。然而這種晉升錦標(biāo)賽激勵(lì)內(nèi)生的官員努力目標(biāo)常常出現(xiàn)與政府職能的合理設(shè)計(jì)之間存在嚴(yán)重沖突，而導(dǎo)致地方官員努力的偏向，如為了政治收益而不計(jì)經(jīng)濟(jì)成本的粗放經(jīng)濟(jì)增長方式;為任期內(nèi)政績顯現(xiàn)的短期性行為和財(cái)政支出偏好替代;競爭擠占合作空間的以鄰為壑等。本文延續(xù)這一視角，從地方政府官員的晉升激勵(lì)著手考察地方政府的行為以及與信貸資源配置的關(guān)系。

二、投資倚重式增長方式與地方政府行為選擇

(一)經(jīng)濟(jì)增長中地方政府的作用

我國的分權(quán)改革是同中國的經(jīng)濟(jì)改革開放同時(shí)進(jìn)行的。中央政府將解決當(dāng)前我國社會(huì)主要矛盾的任務(wù)隨著分權(quán)改革也下放給地方政府。并且在中央政府對地方政府的政績考核中經(jīng)濟(jì)增長是重中之重，占一半一上的權(quán)重。在這種考核機(jī)制下，地方政府自然而然承擔(dān)著發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)的重任，并且會(huì)不遺余力、千方百計(jì)地采取各種手段發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)。

眾所周知，我國政府力量和社會(huì)力量是嚴(yán)重不對稱的(張曙光，1996)［6］，這深刻地影響著改革的市場經(jīng)濟(jì)制度的發(fā)育特征，也決定了我國政府主導(dǎo)型發(fā)展模式。我國的改革是政府自上而下推動(dòng)的改革，政府主導(dǎo)的強(qiáng)制性是中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的重要特征。而分權(quán)改革的制度設(shè)計(jì)使政府主導(dǎo)型市場經(jīng)濟(jì)，很大程度上是由地方政府執(zhí)行的。并且分權(quán)所形成的地方政府間競爭市場進(jìn)一步強(qiáng)化了經(jīng)濟(jì)增長中地方政府的主導(dǎo)作用。因而這種政府主導(dǎo)型經(jīng)濟(jì)增長方式難免不烙上地方政府偏好的烙印。

政府主導(dǎo)型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，決定了在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，地方政府具有強(qiáng)大的影響力和控制力。經(jīng)濟(jì)的發(fā)展離不開要素的投入，為了滿足目標(biāo)函數(shù)實(shí)現(xiàn)既定的經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)，在地方政府主導(dǎo)下，千方百計(jì)控制和獲得能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的因素，成為地方政府實(shí)現(xiàn)本地經(jīng)濟(jì)增長的主要途徑。這些要素包括:資金、勞動(dòng)、技術(shù)、制度等。但畢竟資源要素是有限的，為獲得更多的資源，在分權(quán)下，各地方政府實(shí)施了各種努力:爭奪資金的競爭(例如中央財(cái)政投入和轉(zhuǎn)移再支付投入;外商直接投資;信貸資源)，人才的競爭(例如對高等人才所給予的各項(xiàng)優(yōu)惠政策)，以及制度的競爭(例如對中央優(yōu)惠政策的競爭、先行試驗(yàn)的競爭)，為吸引資金和人才的間接競爭(如基礎(chǔ)設(shè)施競爭)等。

(二)過分依賴投資的經(jīng)濟(jì)增長模式與地方政府主導(dǎo)性投資擴(kuò)張

相比世界其它主要國家，我國經(jīng)濟(jì)增長過分地依賴資本投資。2003年我國資本投資占GDP的比重高達(dá)41.0%，而美英分別才僅為18%和16.3%。并且投資在我國GDP的貢獻(xiàn)中所占比重呈逐年上漲的趨勢。在經(jīng)濟(jì)增長的投資、消費(fèi)、出口三駕馬車中，我國2000-2006年間資本投資貢獻(xiàn)年平均增長1.03%，凈出口貢獻(xiàn)年平均增長0.7%，而居民消費(fèi)貢獻(xiàn)年平均下降1.43%。高度投資依賴的經(jīng)濟(jì)增長方式?jīng)Q定于我國政府主導(dǎo)型發(fā)展模式和我國生產(chǎn)要素的稟賦特點(diǎn)。眾所周知，我國的要素稟賦的特點(diǎn)使我國更符合哈羅德-多馬模型的條件，即勞動(dòng)力供給是充足甚至是剩余的，而資金供給短缺。在很大程度上，地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度取決于獲取的資金量。產(chǎn)出的增長率決定于資本的增長率。為了在競爭中取勝，資本的增長率越大越好。這就決定了地方政府的經(jīng)濟(jì)增長競爭演化成了資本的競爭。在地方政府的驅(qū)動(dòng)下，我國高資本投入經(jīng)濟(jì)增長中地方政府的貢獻(xiàn)巨大。據(jù)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)按隸屬關(guān)系分，在我國城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資的政府投資中，1995年以來，地方政府投資所占比重一直在70%以上，而中央政府投資所占比重一直低于30%，并且1998年以后地方政府投資占比不斷上漲，中央政府投資占比不斷下降。數(shù)據(jù)清晰地表明隨著改革的推進(jìn)，中央政府主導(dǎo)型投資逐漸演變?yōu)榈胤秸鲗?dǎo)型投資。并且日益演化為地方政府主導(dǎo)的投資過熱的局面。造成這一局面的主要原因是在相對“軟化”的制度約束條件下，地方政府使用資金的成本非常低，而投資對GDP的拉動(dòng)作用非常明顯且迅速，所以在地方政府的經(jīng)濟(jì)增長競爭市場上難免形成各地方政府主導(dǎo)投資饑渴式擴(kuò)張，上演著不顧自身資源、區(qū)位、以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)約束的投資競爭大戰(zhàn)。

表1 1995年以來中央政府和地方政府城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資變動(dòng)情況(單位:億元;%)

三、晉升競爭下扭曲的地方政府行為、投資與信貸資源配置

(一)地方官員晉升競爭與地方政府行為扭曲

經(jīng)濟(jì)增長是地方政府的主要責(zé)任，而競爭機(jī)制的建立則強(qiáng)化了地方政府促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的選擇。形成這一競爭機(jī)制的重要制度設(shè)計(jì)就是被稱之為官員“晉升錦標(biāo)賽”的制度。因?yàn)樽鳛榈胤秸膱?zhí)行者，地方官員的偏好直接決定了地方政府的行為方向。出于這個(gè)原因，學(xué)者們將對地方政府的行為研究擴(kuò)展到政府官員［7-11］。政府官員作為一個(gè)理性人追求約束條件下自身利益最大化。并且對于地方政府官員而言，最關(guān)心的莫過于仕途前景。但決定其升遷的則是中央政府。由于無法觀察到地方官員的努力程度和個(gè)人人力資本的質(zhì)量，中央政府盡可能設(shè)計(jì)機(jī)制把激勵(lì)搞對。激勵(lì)地方政府官員的制度設(shè)計(jì)內(nèi)嵌于我國的政治體制內(nèi)部治理中的干部人事制度。計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期我國為干部職務(wù)終身制，1982年官員退休制度的設(shè)立結(jié)束了這一制度。1995年頒布了《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部選拔任用工作暫行條例》，之后在此基礎(chǔ)上修訂的《黨政領(lǐng)導(dǎo)干部選拔任用工作條例》于2002年的實(shí)施，確立了晉升考核機(jī)制的制度化。而隨著分權(quán)改革的推進(jìn)，官員升遷的考核標(biāo)準(zhǔn)由計(jì)劃時(shí)期的政治表現(xiàn)逐漸變?yōu)橐越?jīng)濟(jì)績效為主，形成以經(jīng)濟(jì)增長速度為標(biāo)準(zhǔn)的晉升考核尺度。

由于數(shù)據(jù)的可獲得性限制，我們用地方政府最高長官——省長或省委書記——的職位變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長同步性關(guān)系具體考察。根據(jù)《中華人民共和國職官志》［12］和新華網(wǎng)統(tǒng)計(jì)計(jì)算的1978-2007年省長、省委書記職位變動(dòng)數(shù)據(jù)，1978年以來我國共有417人次出任除港澳臺(tái)地區(qū)省長、省委書記，其中省委書記189人次，省長228人次。省委書記的平均任職期限為4.77年，接近一屆政府5年的任期，省長平均任職期限為3.95年，變動(dòng)的頻率要高于省委書記。我們把省委書記從地方到中央任職、省長到中央任職或升為書記界定為晉升，把異地交流或退休分為一類，遭受黨紀(jì)處分的官員分為一類。1978-2007年，省委書記晉升的人次為75，占比39.6%，交流和退休的人次為110，占比58.2%，有4位省委書記被黨紀(jì)處分;1978年-2007年，省長晉升的人次為52，占比22.8%，交流和退休的人次為172，占比75.4%，同樣，有4位省長被黨紀(jì)處分。圖1給出了省長省委書記職位變動(dòng)和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，其中，左側(cè)縱坐標(biāo)為省長、省委書記變動(dòng)的人次，右側(cè)縱坐標(biāo)為經(jīng)濟(jì)增長率。直觀上我們可以看出，晉升與GDP增長率的變動(dòng)呈現(xiàn)一種同向的變動(dòng)關(guān)系。官員變動(dòng)頻率較高的1979年、1985年、1993年、2003年，經(jīng)濟(jì)增長的速度均出現(xiàn)高峰，表現(xiàn)出經(jīng)濟(jì)周期與政治周期的吻合。同年中晉升的人次要高于交流和退休的頻率，這無疑強(qiáng)有力地說明了中央政府是依據(jù)各地方經(jīng)濟(jì)增長的快慢升遷任免該地方政府官員，印證了以上結(jié)論。

地方官員的向上晉升訴求即要實(shí)現(xiàn)政治晉升競賽的勝出，重要的是在任期內(nèi)政績顯示強(qiáng)于其它地區(qū)。而朝著這個(gè)目標(biāo)努力形成的競爭機(jī)制在制約制度不完善時(shí)也往往會(huì)異化為扭曲性競爭(Rate to the bottom)的一面。而我國對地方官員的約束機(jī)制剛好是薄弱的，一方面，地方政府官員所承受的來自中央和上級的直接監(jiān)督控制隨權(quán)力的下放，因信息的傳遞路徑增長而大大減少;另一方面，所轄地域內(nèi)的當(dāng)?shù)丶{稅人和公共產(chǎn)品受益人等社會(huì)公眾自下而上的有效監(jiān)督，如同級人大監(jiān)督在一定程度上缺失。沒有足夠的制約力量的結(jié)果是對地方政府和官員的不適當(dāng)行為很難施加強(qiáng)有力的約束。地方政府官員身處誘惑卻又缺乏監(jiān)督，作為理性經(jīng)濟(jì)人，強(qiáng)烈的機(jī)會(huì)主義沖動(dòng)和屆別機(jī)會(huì)主義傾向，造成了地方政府大量的短期行為和機(jī)會(huì)主義行為。激勵(lì)扭曲下，地方政府偏好數(shù)量擴(kuò)張粗放式的高速增長方式，而帶來的問題包括重復(fù)建設(shè)、嚴(yán)重環(huán)境污染和高昂的能源消耗等。

圖1 省長、省委書記職位變動(dòng)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系圖

(二)投資競爭的地方政府主導(dǎo)與信貸資源支持

為了支持本地投資規(guī)模的擴(kuò)張，在地方財(cái)政收入有限情況下，相對“軟化”的制度環(huán)境給地方政府以機(jī)會(huì)千方百計(jì)從各種途徑籌集資金。如，因?yàn)橥恋嘏c投資密不可分，現(xiàn)行土地制度下“模糊”土地產(chǎn)權(quán)使地方政府權(quán)力伸到土地征用領(lǐng)域，使土地資源濫用成為當(dāng)前一些地方政府?dāng)U大投資的基礎(chǔ)。一是保障了新增建設(shè)的用地，二是巨額的土地出讓金成為地方政府可控資金用于擴(kuò)大其效用。

若僅從融資角度來講，對于任何經(jīng)濟(jì)體包括地方政府，投資資金的來源主要有兩種:自有資金和外來融資。對于地方政府而言，自有資金主要為地方政府的財(cái)政收入，由于分權(quán)改革下長期存在的財(cái)權(quán)和事權(quán)的不對等，地方政府自有財(cái)政這一種資金非常有限。地方政府在不能發(fā)放債券等正規(guī)渠道獲得資金的情況下，一方面通過隱性融資，獲得資金，積累了巨額債務(wù)，李軍杰［13］對此有精彩論述:地方政府成立各種從事城市基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)目投融資和經(jīng)營管理的城市建設(shè)投資公司，一類是完全由財(cái)政出資成立的非經(jīng)營性國有投資公司，實(shí)行收支兩條線資金管理，融資由財(cái)政擔(dān)保，償債依賴財(cái)政。一類是為政府控股的經(jīng)營性公司，有一定的經(jīng)營收入，收入來源以財(cái)政撥款為主。另一方面就是金融資源。因?yàn)榻鹑谫Y源是最具有話語權(quán)的資源。而金融資源聚集的場所在我國就是信貸金融市場和90年代初發(fā)展起來的資本市場。國家對金融資源的控制和金融制度改革滯后所形成的制度漏洞為地方政府干預(yù)金融資源配置提供了機(jī)會(huì)。在資本市場上，上市公司通常承擔(dān)了地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的龍頭作用，地方政府往往通過在資本市場上為本地區(qū)企業(yè)公募、配股、增發(fā)等手段為本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展籌集資本(曹書軍，劉星，張婉君［14］等)。然而資本市場畢竟發(fā)展時(shí)間不長，市場容納的資金量有限。最終，地方政府還是主要通過對占我國金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)主體的信貸資源的爭奪和干預(yù)來增大本地區(qū)投資。從改革以來國內(nèi)信貸與投資之間的同步性直觀圖，和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資及資金來源中貸款構(gòu)成比例情況可以看出，改革開放以來，國內(nèi)貸款與投資增長具有同向性，說明我國的投資增長主要由信貸擴(kuò)張來支持。

表2 全社會(huì)固定資產(chǎn)投資及資金來源中貸款構(gòu)成比例(億元、%)

但地方政府主導(dǎo)下資本投資是一種粗放式投資，因?yàn)槊つ康耐顿Y擴(kuò)大必然的結(jié)果是資金使用效率低下。干預(yù)所獲得的信貸資源圍繞地方政府投資項(xiàng)目服務(wù)，這在一定程度上造成信貸資源的非市場化流動(dòng)和配置，呈現(xiàn)信貸資源配置上的扭曲。

根據(jù)之前的分析，為了追求本地經(jīng)濟(jì)增長，地方政府追求拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長最快且顯著的資本投入。地方政府干預(yù)信貸資源為投資拉動(dòng)的增長這一目標(biāo)作出貢獻(xiàn)。并且在地方政府為增長而競爭的晉升激勵(lì)機(jī)制下，由于任期原因形成短期行為而強(qiáng)化了這種干預(yù)信貸以增大投資的競爭。由于數(shù)據(jù)的可獲得性限制，我們用地方政府最高長官——省長或省委書記——的職位變動(dòng)來衡量晉升競爭的程度。我們相信晉升競爭越激烈，地方政府越會(huì)加強(qiáng)對信貸資源的干預(yù)力度以助長了非理性的投資的規(guī)模。因而提出假說一:

假說一:在控制了其它因素的情況下，地方政府的最高長官(省委書記和省長)的晉升競爭越激烈，地方政府干預(yù)信貸資源力度越大，造成信貸資源效率損失越嚴(yán)重。

四、實(shí)證研究

(一)實(shí)證模型的設(shè)定

由于很難通過直接衡量地方政府不同行為造成信貸資源配置扭曲程度的大小，因而我們通過間接手段進(jìn)行檢驗(yàn)。內(nèi)生金融發(fā)展理論指出，完善的金融體系能夠降低交易成本、改善信息不對稱、識(shí)別并投資于最有競爭力和創(chuàng)新能力的企業(yè)和行業(yè)，從而提高資本的配置效率［15-16］。在一個(gè)金融不斷深化的經(jīng)濟(jì)體中，金融體系所起到的潤滑作用將不斷得到增強(qiáng)。金融中介的深化有利于發(fā)揮聚集儲(chǔ)蓄，增加資本的流動(dòng)性，分配資金，從而達(dá)到資本配置效率提高的效果。

Wurgler(2000)［15］首次檢驗(yàn)金融體系與資本配置效率之間的關(guān)系，指出，金融體系資本配置效率的提高意味著在高資本回報(bào)率的行業(yè)(項(xiàng)目)內(nèi)繼續(xù)追加投資，在低資本回報(bào)率的行業(yè)(項(xiàng)目)內(nèi)及時(shí)削減資金流入，即具有較高的投資彈性。并且他構(gòu)造出直接估算資本配置效率的模型，并以世界銀行提供的65個(gè)國家面板數(shù)據(jù)為研究樣本進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn):以(股市市值+銀行信貸)/國內(nèi)生產(chǎn)總值度量的金融發(fā)展程度與投資彈性系數(shù)顯著正相關(guān)，即金融市場越發(fā)達(dá)，其在“上升”行業(yè)追加投資的幅度越大，同時(shí)在“下降”行業(yè)減少投資的幅度越大，資本配置效率相應(yīng)越高。Wurgler(2000)對金融體系資本配置效率的開創(chuàng)性研究［15］得到了理論界的認(rèn)同和廣泛運(yùn)用。Almeida and Wolfenzon(2005)［17］和 Habib(2008)［18］基于 Wurgler(2000)［15］的資本配置效率模型，選用同樣的金融發(fā)展衡量指標(biāo)，利用跨國數(shù)據(jù)進(jìn)行了進(jìn)一步研究。Levine的實(shí)證檢驗(yàn)顯示法律執(zhí)行效率越好，金融發(fā)展程度越高，資本配置效率相應(yīng)越高。Almeida and Wolfenzon(2005)［17］發(fā)現(xiàn)，即使較差的投資者保護(hù)程度導(dǎo)致資本配置受到約束，但外部融資需求的增加仍能通過促使稀缺資本從低生產(chǎn)效率的投資項(xiàng)目重新配置到高生產(chǎn)效率的投資項(xiàng)目而改善資本配置效率，同時(shí)金融發(fā)展程度與資本配置效率顯著正相關(guān)。Habib(2008)［18］同樣證實(shí)了公司透明度和金融發(fā)展程度都與資本配置效率顯著正相關(guān)。

然而，如前分析，在分權(quán)制下我國地方政府出于自身和轄區(qū)利益直接或間接干預(yù)和控制金融資源，必然影響金融體系的資本配置功能。在干預(yù)下我國金融中介系統(tǒng)改善資本配置效率的功能必然受到一定的制約。因此，我們將實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)計(jì)為:

資本配置效率指標(biāo)ti=α+γ1金融中介發(fā)展指標(biāo)ti+γ2地方政府干預(yù)變量ti×金融中介發(fā)展指標(biāo)ti+γ3控制變量ti+ε

其中地方政府干預(yù)信貸變量，包括財(cái)政壓力，官員政治晉升，社會(huì)安定變量等。

我們在衡量金融中介發(fā)展與資本配置效率之間關(guān)系的實(shí)證模型中加入地方政府干預(yù)與金融中介發(fā)展交互項(xiàng)“地方政府干預(yù)變量ti×金融中介發(fā)展指標(biāo)ti”，式中金融中介發(fā)展與資本配置效率之間關(guān)系系數(shù)就為γ=γ1+γ2地方政府干預(yù)變量ti?？梢郧宄闯靓?的符號與大小就顯示出地方政府各種干預(yù)所造成的影響。其中控制變量包括影響資本配置效率的其它變量包括各地區(qū)市場化進(jìn)程、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、開放度、人力資本情況、專業(yè)化程度等影響資本配置效率等。

(二)變量選擇

按林毅夫和劉志強(qiáng)［19］的說法，分權(quán)制中重要的財(cái)政分權(quán)是從1985年正式開始，故我們選取1985-2005年中國30個(gè)省級(為保持?jǐn)?shù)據(jù)的連連貫性，將1997-2005年重慶市的數(shù)據(jù)重新加回到四川省內(nèi)2)單位面板數(shù)據(jù)(Panel Data)進(jìn)行計(jì)量研究。

1.被解釋變量

對于被解釋變量資本配置效率，我們選用兩個(gè)變量進(jìn)行衡量，一個(gè)為產(chǎn)出資本比，一個(gè)是邊際產(chǎn)出資本比，如下:

(1)產(chǎn)出資本比(GDP_K)

ΔY/ΔK產(chǎn)出資本比，反映了現(xiàn)有資本存量總體的的利用效率，等于Y/K，Y為當(dāng)?shù)禺?dāng)年產(chǎn)出，用本地GDP衡量，K為資本存量，數(shù)據(jù)來源于張軍(2004)［20］。

(2)邊際產(chǎn)出資本比(ICOR)

邊際產(chǎn)出資本比(ICOR)，是衡量資本邊際增量的利用效率。邊際產(chǎn)出資本率的定義是指增加單位總產(chǎn)出所需要的資本增加量，也即增加單位資本增量所帶來的產(chǎn)出提高，等于ΔY/ΔK，Y為當(dāng)?shù)禺?dāng)年產(chǎn)出，用本地GDP衡量，K為資本存量，數(shù)據(jù)同樣來源于張軍等［20］。

2.解釋變量

(1)金融中介發(fā)展通常用金融深度來衡量一個(gè)地區(qū)發(fā)展水平，即金融資產(chǎn)規(guī)模相對于地區(qū)GDP的比例來表示，所以，大多研究都利用地區(qū)間各銀行的存貸款量與各地GDP的比率來反映中國金融發(fā)展的地區(qū)差距狀況［21］。

但也有學(xué)者(張軍和金煜)［22］認(rèn)為此指標(biāo)用全部信貸(占GDP的比重)不能恰當(dāng)測量金融中介深度，給出的理由是認(rèn)為我國銀行部門存在大量的政策導(dǎo)向性貸款和嚴(yán)重的不良資產(chǎn)，這種測度趨于高估了金融深度?；诖?，他們(張軍和金煜)提出銀行自主化貸款量(占GDP的比重)的指標(biāo)來衡量金融中介深度，具體構(gòu)建了以非國有部門貸款的比重衡量金融深化的衡量方法。對于此衡量方法，我認(rèn)為，把國有部門的貸款比重完全排除在外來衡量金融深化是不夠有說服力的，因?yàn)殂y行發(fā)放給國有企業(yè)的貸款量，并不能認(rèn)為完全屬于政策性貸款，很大部分國有企業(yè)獲得貸款是由于其經(jīng)營規(guī)模、市場優(yōu)勢等企業(yè)品質(zhì)的因素。并且結(jié)合本文的研究，地方政府為了實(shí)現(xiàn)其效用增加，干預(yù)信貸資源很多是通過國有部門這一傳導(dǎo)渠道實(shí)現(xiàn)的，如擴(kuò)大稅基、增大就業(yè)等。因而若僅用貸給非國有部門貸款比重來衡量金融中介發(fā)展，太過片面，結(jié)合已有的研究，本文采用金融機(jī)構(gòu)(1998年之前為銀行)貸款量與GDP之比(FINDEV)來表示各地金融發(fā)展水平。需要說明的是，我們選用金融機(jī)構(gòu)的貸款量/GDP，而不用金融機(jī)構(gòu)存貸量之和/GDP，是因?yàn)楸疚牡睦碚摲治稣J(rèn)為地方政府的干預(yù)行為主要對金融機(jī)構(gòu)的信貸，而不是存款。并且對于我國國家隱性擔(dān)保下居民存款熱情高漲，以及長久以來的存差，銀行資金供應(yīng)充裕的情況下，用貸款量與GDP之比更能反映資源配置功能的金融中介發(fā)展。

(2)地方官員晉升競爭

度量晉升激勵(lì)的指標(biāo)可以通過政府官員的升遷來進(jìn)行衡量，如周黎安等的研究。鑒于我國政治結(jié)構(gòu)中表現(xiàn)出的“一把手負(fù)責(zé)制”，我們用各省省委書記(PROMOSJ)、省長(PROMOSZ)的升遷虛擬變量來進(jìn)行度量，晉升賦值為1，否則為0。數(shù)據(jù)來源為《中華人民共和國職官志》和新華網(wǎng)。以及楊紅偉［23］復(fù)旦大學(xué)博士論文《分散與重構(gòu)》附錄。

3.控制變量

(1)技術(shù)水平

資本的配置效率受知識(shí)積累與技術(shù)進(jìn)步的影響。技術(shù)水平提高相應(yīng)就會(huì)帶來資本效率的提高。但來自中國科技網(wǎng)的研發(fā)投入數(shù)據(jù)由于時(shí)間短(92-07年)，若使用此數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸將使回歸期限變短且喪失大量數(shù)據(jù)。針對這個(gè)問題，我們采用各地區(qū)的專業(yè)化系數(shù)(SPECIALIZATION)作用替代變量，因?yàn)榧夹g(shù)水平與專業(yè)化程度是高度相關(guān)的。參考白重恩(2005)［24］，具體計(jì)算各個(gè)地區(qū)的專業(yè)化系數(shù)(Hoover系數(shù))的計(jì)算公式為:

其中，Yij為行業(yè)在地區(qū)j的產(chǎn)出，Yj為地區(qū)j的總產(chǎn)出，Yi為行業(yè)i的總產(chǎn)出，Y為工業(yè)總產(chǎn)出。專業(yè)化系數(shù)實(shí)際上為一熵值，經(jīng)濟(jì)意義為各地區(qū)各行業(yè)的實(shí)際分布與各行業(yè)均勻分布的差異程度，如果Lij大于1，說明該地區(qū)專業(yè)化程度較高，小于1則專業(yè)化程度較低。我們運(yùn)用國泰安數(shù)據(jù)庫中的分省份主要工業(yè)產(chǎn)品1978－2007年產(chǎn)量數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算得出。

(2)資本存量(K)

由于存在資本邊際報(bào)酬遞減規(guī)律，各地區(qū)的資本存量是影響資本配置效率的一個(gè)非常重要的控制變量。我們用折算為按1984年不變價(jià)格的實(shí)際資本存量來衡量資本存量。資本存量的數(shù)據(jù)來自于張軍等［20］的測算，需要說明的是數(shù)據(jù)為按1952年不變價(jià)格的各省實(shí)際資本存量。為了適應(yīng)本文實(shí)證的要求，我們用各省的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將其折算為按1984年不變價(jià)格的實(shí)際資本存量。

(3)人力資本

人力資本狀況同樣影響著資本配置效率的高低。因?yàn)槿司芙逃潭扰c居民素質(zhì)的提高決定了不同專業(yè)人才的數(shù)量占比。并且人口素質(zhì)的提高，加深了人們對金融的認(rèn)識(shí)，提高金融投資意識(shí)，有利于資本配置的利用效率。我們用各地高等學(xué)校在校人數(shù)與年末總?cè)丝谥?EDU)來衡量各地的人力資本情況。

(4)資本市場發(fā)展

20世紀(jì)90年代建立起的資本市場，不僅提供了直接融資的場所，并且在公司治理、資金配置、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整等方面都發(fā)揮了重要作用。資本市場發(fā)展育程度很大程度上影響了資本配置效率的高低，是很重要的控制變量。我們以各地IPO數(shù)量(IPO)和以下幾個(gè)變量來代表資本市場的發(fā)展、以及對本地經(jīng)濟(jì)的影響。上市公司數(shù)目根據(jù)CCER色諾芬數(shù)據(jù)庫中的《中國上市公司IPO數(shù)據(jù)》統(tǒng)計(jì)得出。股票市場規(guī)模:股票市價(jià)總值/GDP(STOCK)、股票市場流通市值/GDP(STOCK1);股票市場流動(dòng)性:股票市場交易額/GDP(STOCK2);股票市場效率:股票市場交易額/股票市場市值。其中股票市場交易、市值等數(shù)據(jù)來自中宏數(shù)據(jù)庫。指標(biāo)來源于韓廷春［25］。

(5)實(shí)際利率(RR)

實(shí)際利率為資金的使用成本，其變動(dòng)對資金效率有巨大影響。實(shí)際利率計(jì)算來自費(fèi)雪效應(yīng)，完整的公式應(yīng)該是(1+實(shí)際利率)(1+通貨膨脹率)=1+名義利率，解開之后式中實(shí)際利率*通貨膨脹率相乘項(xiàng)很小可以忽略，故一般所用的費(fèi)雪效應(yīng)公式為:實(shí)際利率(RR)=名義利率-通貨膨脹率。通貨膨脹率我們用消費(fèi)價(jià)格指數(shù)替代。名義利率，我們采用一年期居民存款利率代表。對于有些年份一年內(nèi)名義利率水平進(jìn)行了多次調(diào)整的情況，在確定這些年份的名義利率時(shí)，我們采用王宇偉和范從來(2007)［26］的方法，根據(jù)不同利率在一年中實(shí)施的時(shí)間長度用加權(quán)平均方式計(jì)算出。

(6)分權(quán)程度

我國的分權(quán)制度起步于20世紀(jì)80年代“分灶吃飯”的財(cái)政體制改革，期間經(jīng)歷了1985年和1988年兩次變革，總的趨勢是起來越分權(quán)。由于對行政分權(quán)程度的度量沒有明確的方法，又因?yàn)樨?cái)政分權(quán)是分權(quán)中最重要的一方面，并且政府行政權(quán)力的履行很大程度上要受財(cái)政的制約，而財(cái)政分權(quán)也便于進(jìn)行定量分析，所以運(yùn)用財(cái)政分權(quán)程度來代表分權(quán)程度有極大的合理性。而對財(cái)政分權(quán)水平的測度，最常用的是用各地方政府財(cái)政支出占政府財(cái)政總支出的比重來衡量，但因我國沒有公布中央在各省的財(cái)政支出的數(shù)據(jù)，只好選擇替代方法，我們用當(dāng)?shù)孛磕觐A(yù)算內(nèi)人均財(cái)政支出與中央預(yù)算內(nèi)人均財(cái)政支出之比(FD)來表示各地的財(cái)政分權(quán)程度。其中用人均值來衡量主要是為了消除人口規(guī)模的影響。

(7)所有制結(jié)構(gòu)

由于國有企業(yè)的資本配置效率顯著弱于非國有企業(yè)［26-27］，所以所有制結(jié)構(gòu)的不同關(guān)系著資本投資效率的變化。并且所有制結(jié)構(gòu)也在一定層面上反映了市場化程度的高低。我們用國有及國有控股工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值與工業(yè)總產(chǎn)值之比(STATEOWNED)來表示各地的所有制結(jié)構(gòu)。

(8)對外開放程度

對外開放，由于引進(jìn)先進(jìn)的管理技術(shù)、擴(kuò)大競爭范圍，有利于資本配置效率的提高。我們用兩個(gè)變量來衡量，其一是出口總額/GDP(EXPORT);其二是外商直接投資實(shí)際利用外資與資本形成總額之比(FDI_K)。需要說明的是，最初所得的進(jìn)、出口總額及外商直接投資實(shí)際利用外資數(shù)據(jù)是以美元計(jì)量，我們將其折算成人民幣時(shí)采用匯率為每年人民幣-美元的平均匯率。

(9)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

每個(gè)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是不同的，地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)也影響著地區(qū)的資本配置效率的高低，是重要的控制變量。我們用第一產(chǎn)業(yè)/GDP(AGRATIO)和第二產(chǎn)業(yè)/GDP(INRATIO)這兩個(gè)變量來表示各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異。

(10)各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

用各地的實(shí)際人均GDP(PRGDP)(以1984年不變價(jià)格計(jì))(萬元)來表示各地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

(三)數(shù)據(jù)來源和統(tǒng)計(jì)描述

所有數(shù)據(jù)3均來源于《新中國55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》與2000-2006年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國財(cái)政年鑒》和《中國金融年鑒》，對于數(shù)據(jù)在幾種出版物中不一致的地方，我們皆以年鑒上的數(shù)據(jù)為準(zhǔn)。數(shù)據(jù)獲取主要通過中國資訊行數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫、中宏數(shù)據(jù)庫、CCER色諾芬數(shù)據(jù)庫等。表3是各變量的基本統(tǒng)計(jì)描述。

表3 各變量基本統(tǒng)計(jì)描述

(四)回歸結(jié)果討論

對假說一的檢驗(yàn)，我們設(shè)計(jì)的回歸模型為:

我們設(shè)計(jì)兩個(gè)回歸模型對假說一進(jìn)行檢驗(yàn)，在式(1)PROMOSSJit中為地方省委書記晉升與中介金融發(fā)展的交互項(xiàng)。在式(2)中(PROMOSZ+PROMOSJ)it×FINDEVit為地方政府最高長官(省委書記和省長)晉升與中介金融發(fā)展的交互項(xiàng)。式中CAPEEFit為資本配置效率;Xit代表了所有控制變量。方程中變量的下標(biāo)it代表i省第t年。a0為截距項(xiàng)，ai表示省際效應(yīng)，at表示年度效應(yīng)，εit為服從獨(dú)立同分布的誤差項(xiàng)。我們分別用產(chǎn)出資本比(GDP_K)和邊際產(chǎn)出資本比(ICOR)兩個(gè)變量代表資本配置效率作為被解釋變量進(jìn)行回歸。并且我們在用全樣本區(qū)間1985－2007年進(jìn)行回歸之外，我們還用1993－2007年的樣本期間分階段進(jìn)行回歸。其原因是在1993年之后，我國股票市場的出現(xiàn)，開辟了一個(gè)直接融資的場所，在一定程度上對金融中介市場的融資功能有所替代。另外，資本市場的成立和發(fā)展引入很多市場機(jī)制，在完善公司治理、優(yōu)化資本配置、提升產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面都發(fā)揮了重要作用。因而我們著重對股票市場成立之后，在控制資本市場發(fā)育對資本配置效率提升影響程度的情況下，檢驗(yàn)地方政府行為對金融中介的資本配置效率功能的影響情況。本文使用EViews6.0對模型進(jìn)行回歸。初步回歸模型混合OLS、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)，固定效應(yīng)(Redundant Fixed Effects)LR檢驗(yàn)顯示固定效應(yīng)模型估計(jì)比混合OLS更適用，Hausman檢驗(yàn)顯示固定效應(yīng)好于隨機(jī)效應(yīng)。初步固定效應(yīng)的回歸結(jié)果經(jīng) White-Heteroskedasticity檢驗(yàn)存在橫截面異方差，運(yùn)用廣義最小二乘法(FGLS)進(jìn)行回歸，加權(quán)方法選用截面加權(quán)(Cross-Section Wight)以消除異方差影響，我們 僅給出固定效應(yīng)回歸的結(jié)果，回歸結(jié)果見表4和表5。

表4 假說一的檢驗(yàn)結(jié)果(一)

表5 假說一的檢驗(yàn)結(jié)果(二)

在存在交互項(xiàng)的影響時(shí)，只看單個(gè)系數(shù)很容易得到錯(cuò)誤的結(jié)論(伍德里齊，2000)，因此我們也對兩個(gè)系數(shù)進(jìn)行了聯(lián)合檢驗(yàn)。對于式(1)的回歸結(jié)果，我們分別對 FINDEVit的系數(shù)與 PROMOSJit×FINDEVit的系數(shù)進(jìn)行了Wald檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，二者系數(shù)都顯著異于零;對于式(2)的回歸結(jié)果，我們對 FINDEVit的系數(shù)與(PROMOSZ+PROMOSJ)it的系數(shù)進(jìn)行了Wald檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，二者系數(shù)都顯著異于零，說明我們采用交互項(xiàng)進(jìn)行分析是穩(wěn)健的?；貧w模型1至4的R2都大于0.95，說明模型有很好的擬合優(yōu)度?；貧w模型5至8的R2都大于0.49，模型也有較好的擬合優(yōu)度。模型1、2、3、5、6 和 7 中 PROMOSJit× FINDEVit或(PROMOSZ×PROMOSJ)itFINDEVit的系數(shù)都為負(fù)，且在1% －10%的水平上顯著，表明地方政府官員為了盡快晉升而干預(yù)信貸資源，使金融中介對資源配置效率的提高作用受到阻礙。雖在模型4和8中它們的系數(shù)不顯著，我們認(rèn)為這主要是由于這兩個(gè)回歸由于回歸期間縮短樣本數(shù)量減少所致，但綜合考量，這并不影響假說的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的可信度。證明了假說一。

對于假說檢驗(yàn)回歸模型中的其它控制變量的說明。K的系數(shù)都為負(fù)且高度顯著，表明理論上存在的資本要素的邊際回報(bào)遞減規(guī)律在模型中得到證實(shí)。PPGDP的系數(shù)都為正且高度顯著，表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展整體水平的提高，資本配置效率相應(yīng)提高，與之前的理論設(shè)想是相符的。EDU的系數(shù)為正且大多都顯著，表明人力資本水平的提高也會(huì)帶來資本配置效率的提高，也與之前的理論設(shè)想相符。FDI_K的系數(shù)有正有負(fù)，且顯著水平差異較大，與之前的預(yù)期不符，我們認(rèn)為是因?yàn)榇俗兞吭诨貧w模型中與EXPORT高度線性相關(guān)有關(guān)，因?yàn)槲覈猛馍讨苯油顿Y大多都有明顯的出口導(dǎo)向型特征(姚樹潔等，2006)［28］。EXPORT 的系數(shù)與預(yù)期有差異的原因與FDI_K類似。STATEOWNED和SPECIALIZATION的系數(shù)幾乎都不顯著，原因可能是與其它變量存在相關(guān)性。RR的系數(shù)有正有負(fù)，我們認(rèn)為是由于在我國政府的控制下實(shí)際利率長期處于較低水平，早期有些年甚至為負(fù)，并不能真實(shí)反映資金的使用成本，所以其對資本配置效率的作用并不如理論預(yù)期那樣。有關(guān)資本市場的控制變量IPO、STOCK、STOCK1和STOCK2的系數(shù)在各模型中差異較大，主要是由于這幾個(gè)變量本來就存在的高度線性相關(guān)影響了它們的顯著性。FD的系數(shù)大多為正且顯著，說明分權(quán)程度越大經(jīng)濟(jì)體行為越自由，有利于資本配置效率的提高，與預(yù)期相同。AGRATIO的系數(shù)大多為負(fù)，但不顯著，說明農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)對資本配置效率的提高幫助不大，與預(yù)期相符。INRATIO的系數(shù)大多為正，且顯著，說明工業(yè)產(chǎn)業(yè)占比的提高能促進(jìn)資本配置效率的提升，與預(yù)期相符。

五、結(jié) 論

從世界范圍內(nèi)看，金融資源配置效率直接關(guān)系到金融支持經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。信貸資源配置效率低下導(dǎo)致金融資源浪費(fèi)嚴(yán)重的問題正日益成為制約經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的瓶頸，特別是隨著我國經(jīng)濟(jì)改革和對外開放進(jìn)入一個(gè)更高層次，經(jīng)濟(jì)體制運(yùn)行對稀缺金融資源的配置提出了更高要求的后改革時(shí)代。本文將視角引向分權(quán)制下的地方政府，將我國粗放式增長方式與信貸資源的低效率利用之間通過分權(quán)體制下的地方政府官員晉升行為聯(lián)系到一起。對于稀缺且話語權(quán)巨大的金融資源，地方政府有強(qiáng)大的動(dòng)機(jī)干預(yù)其配置為自已的效用最大化服務(wù)，并且作為中央政策執(zhí)行者的地方政府有能力將這種動(dòng)機(jī)轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實(shí)。同時(shí)金融制度改革滯后形成的漏洞恰好提供了機(jī)會(huì)，地方政府可以干預(yù)金融資源配置而幾乎不用直接承擔(dān)這一行為所導(dǎo)致的壞帳累積和金融風(fēng)險(xiǎn)增加等負(fù)外部性成本，結(jié)果使金融資金的流動(dòng)嚴(yán)重背離資金的自由流向。本文用1985-2005年省級面板數(shù)據(jù)證實(shí)在當(dāng)前的分權(quán)制度下地方官員在政治晉升激勵(lì)下為彰顯地方經(jīng)濟(jì)增長的政績，競相干預(yù)金融制度改革滯后下的信貸資源偏向本地投資，信貸資源在干預(yù)下非市場化地流動(dòng)而配置效率損失。我們認(rèn)為，完善地方政府間競爭市，設(shè)計(jì)更多維度的地方官員考核機(jī)制，匡正地方政府單純基于晉升激勵(lì)的GDP崇拜，減輕激勵(lì)扭曲的程度。并應(yīng)當(dāng)保證地方官員任期的穩(wěn)定，以根除官員短期行為的制度空間，才能找到使信貸資源擺脫干預(yù)釋放本質(zhì)功能的回歸之路。

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