李富有，沙春枝

(西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061)

一、問題提出

改革開放以來，中國民營經(jīng)濟發(fā)展迅速，現(xiàn)已成為中國經(jīng)濟重要的組成部分。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，中國80%的新產(chǎn)品開發(fā)，75%的技術創(chuàng)新，90%的就業(yè)都由民營經(jīng)濟貢獻，此外民營經(jīng)濟還貢獻了一半以上國內生產(chǎn)總值，可以看出，民營企業(yè)是中國提高經(jīng)濟發(fā)展質量的重要活力源泉。然而中國金融制度不完善，征信體系不健全，正規(guī)金融機構獲取中小企業(yè)的信息難度大，成本高；民營企業(yè)沒有國家信用背書，也無法滿足正規(guī)金融機構對于盈利、抵押品數(shù)量質量的要求，所以難以獲取充足的正規(guī)金融資金，因而民間金融成為民營經(jīng)濟的主要融資渠道。那么民間金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系如何？民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響是否存在空間差異？因此，厘清民間金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系，探明民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的空間差異，對于科學認識民間金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系顯得尤為重要。

現(xiàn)有文獻主要聚焦于民間金融與經(jīng)濟發(fā)展之間關系的研究。Sara認為中國的非正規(guī)金融是促進經(jīng)濟增長不可或缺的部門，將繼續(xù)占有重要地位[1]；Zhou提出非正規(guī)金融對于中國宏觀經(jīng)濟越來越重要，政府應該結合不同區(qū)域特點，選擇適合的非正規(guī)金融模式以及監(jiān)管體系[2]。Degryse等通過實證證明了非正規(guī)金融與小型公司高增長率的相關性，并且確定了非正規(guī)金融與正規(guī)金融對于促進小型公司提高銷售增長率的互補效應，提出對于小型公司，充分利用正規(guī)金融的可擴展性和非正規(guī)金融的信息優(yōu)勢是最佳策略[3]；而沈紅麗認為非正規(guī)金融對家庭創(chuàng)業(yè)績效的作用非常有限[4]。潘彬等選取地區(qū)民間借貸綜合利率指數(shù)作為代理指標，通過VAR模型實證分析，證明了民間金融的發(fā)展對于經(jīng)濟增長有顯著影響，同時也會顯著影響通貨膨脹[5]。Allen等通過實證分析得出建設性非正規(guī)金融與企業(yè)發(fā)展與增長正相關并且證明了非正規(guī)金融與正規(guī)金融之間的互補性[6]。彭芳春等發(fā)現(xiàn)民間融資占中小企業(yè)融資的40%[7]。Tsai通過調查提出私企的快速發(fā)展主要是由于非正規(guī)金融的資金支持[8]。虞群娥等認為由于正規(guī)金融繁雜的貸款政策和程序加大交易成本，借貸雙方的信息不對稱問題和國有商業(yè)銀行的逆向選擇問題使得市場失靈，這些情況都為民間金融與中小企業(yè)共生提供環(huán)境基礎；民間金融以多樣性的貸款額度和期限、靈活性的交易方式與關系型貸款解決信息不對稱等比較優(yōu)勢為多種金融體系的共生性問題提供了解決方案的制度基礎[9]。Jules和Chao通過研究在16個非洲國家1 559家公司的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)這些公司59.65%的外源性融資來自正規(guī)金融，40.35%來自非正規(guī)金融，其中29.73%的公司完全依賴于非正規(guī)金融融資[10]。盧亞娟等發(fā)現(xiàn)盈利能力較強的小額貸款公司偏好于發(fā)放數(shù)量較少的貸款。因此，放開民間資金進入農村信貸市場，將一定程度上擴大農村資金有效供給，緩解金融服務需求，實現(xiàn)民間資本與社會的雙贏[11]。劉莎認為擁有更多社會資本的人，會實現(xiàn)更多的資金借貸，而更多的資金往來必然會拓寬社交網(wǎng)絡，在頻繁交易以及相互監(jiān)督的情況下能夠有效防范道德風險、逆向選擇風險等，道德約束和聲譽約束促使擁有更多民間資本的人建立良好的社會聲譽，進而有利于民間金融形成良好的信用體系，良好的信用必然會促使整個金融體系信用水平的提升，從而促進經(jīng)濟發(fā)展[12]。沙春枝等研究了民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的作用渠道問題[13]。

通過對現(xiàn)有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)，學者在研究民間金融與經(jīng)濟發(fā)展關系方面取得豐富成果，但很少有學者研究民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，也沒有學者對于民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響作用機理的空間差異進行分析。基于此，本文著重研究民間金融與經(jīng)濟高質量發(fā)展的關系，探明民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響效應的空間差異性，對中國政府制定有關民間金融和經(jīng)濟高質量發(fā)展的政策具有重要理論和現(xiàn)實意義。

二、民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的空間差異分析

(一)民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響機理

第一，民間金融通過投資路徑促進經(jīng)濟高質量增長。中小企業(yè)在社會中發(fā)揮著至關重要的作用，它們不僅可以促進創(chuàng)業(yè)創(chuàng)新、增加就業(yè)，更是經(jīng)濟增長的助推劑，但是其發(fā)展卻也存在一些問題，尤其是融資難、融資貴的問題較為突出。民間金融在多個方面優(yōu)勢顯著，特別是獲取農戶、中小企業(yè)的軟硬信息等方面。民間金融可以在付出較低的搜集信息成本下有效評估中小企業(yè)的資信水平和投資項目的風險和成功率，為生產(chǎn)效率高、邊際收益高、創(chuàng)新能力強、風險相對較低的中小企業(yè)發(fā)展提供資金，推動中小企業(yè)投資、農村經(jīng)濟的發(fā)展。民間金融形式的多樣性也可以抵消中小企業(yè)不同項目之間風險，調動中小企業(yè)投資的積極性。同時，民間金融的發(fā)展可以減弱中國“金融抑制”的程度，緩解信息不對稱和交易摩擦的問題，民間金融低成本的優(yōu)勢可以減少儲蓄轉化為投資過程中的漏損，降低金融活動中尤其是農村居民、中小企業(yè)的金融活動中的運行費用和交易成本，提高儲蓄投資轉化率，拉動經(jīng)濟高質量增長。

第二，民間金融通過消費路徑加快經(jīng)濟規(guī)模擴大。中國作為人口大國，截至2018年末有56 401萬的農村人口，占比達到40.42%。農村經(jīng)濟的發(fā)展可以平抑貧富差距、保障就業(yè)穩(wěn)定、挖掘消費潛力，對中國整體經(jīng)濟健康、平穩(wěn)的增長起著至關重要的作用。農村的消費需求是拉動農村經(jīng)濟增長的重要因素之一，但受農村地區(qū)農戶素質較低、交通條件不便等因素的影響，正規(guī)金融機構無法準確了解農戶消費信息且信息交換成本較高，導致“惜貸”行為的發(fā)生，越來越多的農村消費者無法獲得信用貸款，限制了農村居民的消費能力。而民間金融憑借“三緣”關系獲得農村居民的“軟信息”，利用存在的信息優(yōu)勢，為農村居民提供消費貸款，緩解農村信貸消費限制，滿足了農村居民日益增長的消費需求，提高了鄉(xiāng)村居民消費的積極性，有效擴大內需，促進經(jīng)濟高質量發(fā)展。

第三，民間金融通過進出口路徑實現(xiàn)經(jīng)濟高質量發(fā)展。根據(jù)商務部公布的資料顯示，作為三大經(jīng)營主體的民營企業(yè)進出口額穩(wěn)步增長，一直保持著出口量第一的經(jīng)營主體地位。而民間金融有助于緩解民營企業(yè)的融資約束，為民營企業(yè)的進出口注入動力，保證民營企業(yè)進出口的順利進行。同時，對于無法直接涉及對外進出口業(yè)務的中小型企業(yè)來說民間金融可以保證作為外包公司的中小企業(yè)的流動性以及資金周轉能力，更快更好的滿足進出口大型企業(yè)的訂單需求，助推經(jīng)濟高質量發(fā)展。

(二)民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的空間差異實證分析

1.變量選擇及數(shù)據(jù)來源

(1)變量選擇

i.被解釋變量

為了充分反映經(jīng)濟高質量發(fā)展的諸多側面，力求做到全面、準確、客觀，本文從6個子系統(tǒng)35個測度指標對各地區(qū)高質量發(fā)展進行測算，子系統(tǒng)分別包括經(jīng)濟增長效率、經(jīng)濟增長結構、社會福利變化與成果分配、經(jīng)濟增長穩(wěn)定性、以及生態(tài)環(huán)境和社會發(fā)展。之后構建高質量發(fā)展指標Highit，主要采用主成分分析法。具體測算過程從略，詳見作者已發(fā)表的文章《民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的實證研究》相關內容。

ii.核心解釋變量

本文的核心解釋變量為民間金融發(fā)展水平mjjrit。此處用民間金融規(guī)模與該地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示民間金融發(fā)展水平。其中，民間金融規(guī)模由經(jīng)濟金融相關系數(shù)法計算得出。

iii.控制變量

就控制變量而言，首先，考慮到民間金融對正規(guī)金融的補充關系，研究民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響，要首先控制正規(guī)金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響。本文借鑒張杰等人的做法，采用存款與貸款之和與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值zgjr[14]；其次，使用各地區(qū)外商直接投資額與該地區(qū)的生產(chǎn)總值之比fdir來表示外商直接投資變量；再次，財政支出在我國經(jīng)濟中始終扮演重要導向型作用，在考慮影響高質量發(fā)展因素時需要納入財政支出變量。因此本文分別采用科技支出tecr和教育支出占財政支出的比例edur來反映財政支出對高質量發(fā)展的影響。最后，沒有良好的宏觀經(jīng)濟環(huán)境和制度環(huán)境，就不可能實現(xiàn)經(jīng)濟的高質量發(fā)展。參考已有文獻，宏觀經(jīng)濟環(huán)境用地區(qū)生產(chǎn)總值實際增長率表示，具體方法為各地區(qū)當年地區(qū)生產(chǎn)總值環(huán)比指數(shù)減100[15]；制度環(huán)境用各地區(qū)市場化程度指數(shù)的年增長率表示，市場化指數(shù)sch來源于《中國市場化指數(shù)報告》[16-17]。由此，本文選取的控制變量包括正規(guī)金融發(fā)展水平(zgjr)、外商直接投資(fdir)、政府科技支出(tecr)和政府教育支出(edur)、市場化程度指數(shù)(sch)以及地區(qū)真實經(jīng)濟增長率(hgjj)。

(2)數(shù)據(jù)來源

本文相關原始數(shù)據(jù)來源于萬得數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、中國統(tǒng)計年鑒、各地區(qū)統(tǒng)計年鑒以及金融運行報告和《中國市場化指數(shù)》。

2.模型設定

就本文而言，自變量即民間金融發(fā)展水平，因變量為高質量發(fā)展指標。在中介變量選擇方面，本文中介變量選擇了消費、投資和對外貿易。

在此基礎上，為探究民間金融發(fā)展影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的作用路徑，本文構建多元中介效應模型如下：

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，εit、uit、vit為隨機擾動項，被解釋變量highit為高質量發(fā)展指標；中介變量tzspit、xfspit、myspit分別為投資指標、消費指標以及貿易指標，核心解釋變量mjjrit為民間金融發(fā)展水平。除此，Xit為控制變量，控制變量包括正規(guī)金融發(fā)展水平(zgjr)、外商直接投資(fdir)、政府科技支出(tecr)、政府教育支出(edur)、市場化程度指數(shù)(sch)以及地區(qū)真實經(jīng)濟增長率(hgjj)。

3.回歸結果分析

此處采用廣義矩估計(GMM)方法，為控制歷史因素對當期被解釋變量的影響，將被解釋變量的一階滯后加入解釋變量；將民間金融發(fā)展水平指標(mjjr)和正規(guī)金融發(fā)展水平指標(zgjr)作為內生變量，同時系統(tǒng) GMM 相比差分GMM可以更好地解決弱工具變量問題，提高估計效率，因此此處選擇系統(tǒng) GMM進行估計。

從表1可以看出，東部地區(qū)民間金融發(fā)展水平變量mjjr的總效應系數(shù)為0.126，在5%的顯著性水平上通過了顯著性檢驗，說明東部地區(qū)民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展存在凈的正向影響。mjjr的直接效應系數(shù)為0.066，沒有通過顯著性檢驗，說明此處的中介效應為完全中介效應。就東部地區(qū)民間金融的中介效應而言，投資指標tzsp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為0.052，在5%的檢驗水平上顯著為正；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對投資指標tzsp的回歸系數(shù)為0.393，在1%的檢驗水平上顯著為正，因此在東部地區(qū)民間金融通影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的投資路徑顯著存在，民間金融可以通過提升投資水平促進經(jīng)濟高質量的發(fā)展，其中介效應為0.020，即民間金融發(fā)展水平每提高一個標準差，將通過投資路徑促進經(jīng)濟高質量發(fā)展水平提高0.02個標準差。消費水平xfsp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為-0.004，沒有通過顯著性檢驗，說明東部地區(qū)民間金融對消費水平的影響并不明顯；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對消費水平xfsp的回歸系數(shù)為0.249，在10%的檢驗水平上顯著為正，說明東部地區(qū)消費水平的提升確實可以促進經(jīng)濟高質量發(fā)展；針對二者聯(lián)合顯著性的Sobel檢驗p值為 0.899，說明東部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的消費路徑并不存在。貿易水平mysp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為0.183，在1%的檢驗水平上顯著為正，說明東部地區(qū)民間金融的發(fā)展可以促進貿易水平的提升；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對貿易水平mysp的系數(shù)為-0.013，沒有通過顯著性檢驗，說明東部地區(qū)貿易水平的變化對經(jīng)濟高質量發(fā)展沒有明顯影響；針對二者聯(lián)合顯著性的Sobel檢驗p值為0.871，說明東部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的貿易路徑并不存在。

表1 東部地區(qū)子樣本中介效應回歸分析

就東部地區(qū)的正規(guī)金融而言，正規(guī)金融發(fā)展水平zgjr的總效應系數(shù)為0.158，在10%的檢驗水平上顯著為正，說明東部地區(qū)正規(guī)金融能夠促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，其數(shù)值略大于民間金融變量的總效應(0.126)。就正規(guī)金融的中介效應而言，投資變量tzsp對zgjr的回歸系數(shù)為0.079，在5%的檢驗水平上顯著；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對投資指標tzsp的回歸系數(shù)為0.393，在1%的檢驗水平上顯著為正，因此正規(guī)金融可以通過提升投資水平促進經(jīng)濟高質量的發(fā)展，其中介效應為0.031，大于民間金融投資路徑所產(chǎn)生的中介效應(0.020)。消費水平xfsp對zgjr的回歸系數(shù)為0.089，在5%的檢驗水平上顯著為正，經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對消費水平xfsp的回歸系數(shù)為0.249，在10%的檢驗水平上顯著為正。因此，東部地區(qū)的正規(guī)金融還可以通過提升消費水平促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，這與民間金融不同。貿易水平mysp對zgjr的回歸系數(shù)為0.036，在10%的檢驗水平上沒有通過顯著性檢驗，說明東部地區(qū)正規(guī)金融對貿易水平的影響不大，這與民間金融情況不同。

從表2可以看出，中部地區(qū)民間金融發(fā)展水平變量mjjr的總效應系數(shù)為0.175，在10%的檢驗水平上通過了顯著性檢驗，說明中部地區(qū)民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展存在凈的正向影響；而直接效應的系數(shù)為-0.026，沒有通過顯著性檢驗，說明此處的中介效應為完全中介效應。就中部地區(qū)的中介效應而言，投資指標tzsp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為0.100，在1%的檢驗水平上顯著為正；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為0.619，在1%的檢驗水平上顯著為正，因此中部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的投資路徑顯著存在，民間金融可以通過促進投資來提升經(jīng)濟高質量發(fā)展水平，其中介效應為0.062，即民間金融發(fā)展水平每提高一個標準差，將通過投資路徑促進經(jīng)濟高質量發(fā)展水平提高0.062個標準差。消費水平xfsp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為-0.008，未通過顯著性檢驗，說明中部地區(qū)民間金融對消費水平的影響不明顯；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對消費水平xfsp的回歸系數(shù)為0.329，在5%的檢驗水平上顯著為正，因此中部地區(qū)消費水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展有顯著的正向影響，針對二者聯(lián)合顯著性的Sobel檢驗p值為0.698，說明中部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的消費路徑并不存在。貿易水平mysp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為0.171，在1%的檢驗水平上顯著為正，說明中部地區(qū)民間金融的發(fā)展可以促進貿易水平的提升；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對貿易水平mysp的系數(shù)為0.806，在10%的檢驗水平上沒有通過顯著性檢驗，說明中部地區(qū)貿對外貿易的發(fā)展對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響并不明顯；針對二者聯(lián)合顯著性的Sobel檢驗p值為0.182，說明中部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的貿易路徑并不存在，這與東部地區(qū)相同。

表2 中部地區(qū)子樣本中介效應回歸分析

就中部地區(qū)的正規(guī)金融而言，其總效應為0.200，在5%的檢驗水平上顯著為正，說明中部地區(qū)正規(guī)金融能夠促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，其值也略大于民間金融的總效應數(shù)值(0.175)。就正規(guī)金融的中介效應來看，投資變量tzsp對zgjr的回歸系數(shù)為0.115，在1%的檢驗水平上顯著；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對投資指標tzsp的回歸系數(shù)為0.619，在1%的檢驗水平上顯著為正，因此正規(guī)金融可以通過提升投資水平促進經(jīng)濟高質量的發(fā)展，其中介效應為0.071，大于民間金融投資路徑所產(chǎn)生的中介效應(0.062)。消費水平xfsp對zgjr的回歸系數(shù)為0.008，在10%的檢驗水平?jīng)]有通過顯著性檢驗，經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對消費水平xfsp的回歸系數(shù)為0.329，在5%的檢驗水平上顯著為正，針對二者聯(lián)合顯著性的Sobel檢驗p值為0.676，說明中部地區(qū)正規(guī)金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的消費路徑并不存在，這點與民間金融相同。貿易水平mysp對zgjr的回歸系數(shù)為-0.002，在10%的檢驗水平上沒有通過顯著性檢驗，說明中部地區(qū)正規(guī)金融對貿易水平的影響并不明顯，而與之不同的是，中部地區(qū)民間金融可以顯著促進對外貿易的發(fā)展；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對貿易水平mysp的系數(shù)為0.806，未通過顯著性檢驗，針對二者聯(lián)合顯著性的Sobel檢驗p值為0.726，說明中部地區(qū)正規(guī)金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的貿易路徑并不存在。

從表3可以看出，西部地區(qū)民間金融發(fā)展水平變量mjjr的總效應系數(shù)為-0.018，在10%的檢驗水平上沒有通過顯著性檢驗，說明西部地區(qū)民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響并不明顯；mjjr的直接效應系數(shù)為-0.121，未通過顯著性檢驗，說明此處的中介效應為完全效應。就西部地區(qū)民間金融的中介效應而言，投資指標tzsp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為0.043，在10%的檢驗水平上顯著為正；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對投資指標tzsp的回歸系數(shù)為0.708，在1%的檢驗水平上顯著為正，因此在西部地區(qū)民間金融可以通過提升投資水平促進經(jīng)濟高質量的發(fā)展，這點與東部和中部地區(qū)相同，其中介效應大小為0.030，即西部地區(qū)民間金融發(fā)展水平每提高一個標準差，將通過投資路徑促進經(jīng)濟高質量發(fā)展水平提高0.03個標準差。消費水平xfsp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為-0.054，在10%的檢驗水平上顯著為負，說明在西部地區(qū)民間金融的發(fā)展要以犧牲消費為代價；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對消費水平xfsp的回歸系數(shù)為0.527，在1%的檢驗水平上顯著為正，說明西部地區(qū)消費水平的提升確實可以促進經(jīng)濟高質量發(fā)展；由此，西部地區(qū)民間金融發(fā)展通過抑制消費對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生了負向中介效應，其中介效應大小為-0.028，即民間金融發(fā)展水平每提高一個標準差，將通過消費路徑導致經(jīng)濟高質量發(fā)展水平降低0.028個標準差。貿易水平mysp對民間金融發(fā)展水平mjjr的回歸系數(shù)為0.201，在1%的檢驗水平上顯著為正，說明西部地區(qū)民間金融的發(fā)展可以促進貿易水平的提升；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對貿易水平mysp的系數(shù)為-0.026，在10%的檢驗水平上顯著為負，說明當前階段西部地區(qū)對外貿易的發(fā)展不利于該地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展水平的提升；由此，西部地區(qū)民間金融發(fā)展通過貿易路徑對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生了負向中介效應，中介效應的數(shù)值為-0.005，即民間金融發(fā)展水平每提高一個標準差，將通過貿易路徑導致經(jīng)濟高質量發(fā)展水平降低0.005個標準差。西部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的投資路徑存中介效應為正，而消費路徑和貿易路徑中介效應為負，其共同作用結果表現(xiàn)為西部地區(qū)民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展的總效應不顯著。

表3 西部地區(qū)子樣本中介效應回歸分析

就西部地區(qū)的正規(guī)金融而言，其總效應為0.302，在1%的檢驗水平上顯著為正，說明中部地區(qū)正規(guī)金融能夠促進經(jīng)濟高質量發(fā)展，這與該地區(qū)民間金融總效應不顯著的情況截然不同。就正規(guī)金融的中介效應來看，投資變量tzsp對zgjr的回歸系數(shù)為0.083，在10%的檢驗水平上顯著；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對投資指標tzsp的回歸系數(shù)為0.708，在1%的檢驗水平上顯著為正，因此正規(guī)金融可以通過提升投資水平促進經(jīng)濟高質量的發(fā)展，其中介效應為0.059，約為民間金融投資路徑所產(chǎn)生的中介效應(0.030)的兩倍。消費水平xfsp對zgjr的回歸系數(shù)為0.083，在5%的檢驗水平上顯著為正，這與西部地區(qū)民間金融抑制消費的事實相反；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對消費水平xfsp的回歸系數(shù)為0.527，在1%的檢驗水平上顯著為正，由此西部地區(qū)的正規(guī)金融能夠通過促進消費提高經(jīng)濟高質量發(fā)展水平，其中介效應大小為0.044。貿易水平mysp對zgjr的回歸系數(shù)為0.031，在1%的檢驗水平上顯著為正，說明西部地區(qū)正規(guī)金融能夠顯著促進本地區(qū)的對外貿易水平，這與西部地區(qū)民間金融對貿易水平的影響方向相同，但系數(shù)數(shù)值大小只有民間金融(0.201)的1/6；經(jīng)濟高質量發(fā)展指標high對貿易水平mysp的系數(shù)為-0.026，在10%的檢驗水平上顯著為負，由此西部地區(qū)正規(guī)金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的貿易路徑產(chǎn)生了負向中介效應，其數(shù)值為-8.1e-4，但遠小于民間金融貿易路徑對經(jīng)濟高質量發(fā)展的負向影響(-0.005)。

通過對東中西部子樣本回歸結果的對比可以發(fā)現(xiàn)，對三個地區(qū)而言，民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的主要路徑均是投資路徑，其中中部地區(qū)投資路徑的中介效應最大(0.062)，分別是東部地區(qū)和西部地區(qū)投資路徑中介效應的3倍(0.020)和2倍(0.030)，這也與當前中部地區(qū)民間金融發(fā)展水平較高相關，詳見表4。在消費路徑方面，東中西部各地區(qū)民間金融對消費水平的影響均不顯著，消費水平主要受正規(guī)金融的影響。其中西部地區(qū)民間金融的發(fā)展還會導致該地區(qū)消費水平下降，這是因為該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平相對落后，人均收入較低，人們需要在儲蓄和消費之間做出選擇。就貿易路徑而言，東中西部各地區(qū)民間金融的發(fā)展均能促進該地區(qū)貿易水平的提升，然而不同的是，東部和中部地區(qū)貿易水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展沒有明顯影響，而西部地區(qū)對外貿易的發(fā)展對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生了負向作用，因此西部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的貿易路徑產(chǎn)生了負向中介效應。東部和中部地區(qū)貿易水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響不顯著的原因在于，這兩個地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，經(jīng)濟轉型速度較快，對外貿易雖然還含有一定比重的低附加值、高能耗的傳統(tǒng)加工出口產(chǎn)品，但卻在向高附加值、低能耗的高科技產(chǎn)品轉型，因此這兩個地區(qū)的對外貿易對經(jīng)濟高質量發(fā)展既有正向作用的成分，也有負向作用，從整體看對外貿易對東部和中部地區(qū)經(jīng)濟高質量發(fā)展不顯著，因此民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的貿易途徑在東部和中部地區(qū)不存在；而西部地區(qū)經(jīng)濟轉型較慢，對外貿易仍以傳統(tǒng)的加工出口型產(chǎn)品為主，在沒有其他更好投資項目的情況下，民間金融機構又熱衷于為加工出口型的民營中小企業(yè)融資，這雖然能夠為經(jīng)濟增速做出貢獻，但卻犧牲了經(jīng)濟發(fā)展質量，這即是西部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的貿易路徑產(chǎn)生負向中介作用的原因。

表4 東中西部民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的中介路徑對比分析

綜上可知，投資路徑對于東中西部地區(qū)而言均是民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的主要因素，其中中部地區(qū)投資路徑的中介效應最大(0.062)，分別是東部地區(qū)和西部地區(qū)投資路徑中介效應的3倍(0.020)和2倍(0.030)。

5.穩(wěn)健性檢驗

為檢驗回歸結果的穩(wěn)健性，本文將民間金融發(fā)展水平重新定義為民間金融規(guī)模的年增長率(mjjrr)，并對其進行標準化，進而進行穩(wěn)健性檢驗。穩(wěn)健性檢驗結果表明，以民間金融規(guī)模增長率表示的民間金融發(fā)展水平與前文mjjr(民間金融規(guī)模與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值)的系數(shù)符號和顯著性無明顯變化，其他變量的回歸系數(shù)的數(shù)值大小、方向和顯著性也與前文回歸分析中所得系數(shù)相近，因此說明本文回歸結果通過了穩(wěn)健性檢驗。

三、結論與政策建議

本文以中國28個省份(未含西藏、北京、重慶)2000—2017年的年度省際面板數(shù)據(jù)為樣本，采用計量模型實證分析了民間金融對經(jīng)濟高質量發(fā)展影響的區(qū)域差異。研究發(fā)現(xiàn)，東中部區(qū)域民間金融促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的效應存在，而西部民間金融促進經(jīng)濟高質量發(fā)展的效應不存在。從作用渠道看，投資路徑對于東中西部地區(qū)而言均是民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的主要路徑，其中中部地區(qū)投資路徑的中介效應最大；在消費路徑方面，東中西部各地區(qū)民間金融對消費水平的影響均不顯著，各地區(qū)消費水平主要受正規(guī)金融的影響。其中，西部地區(qū)民間金融的發(fā)展還會導致該地區(qū)消費水平下降；就貿易路徑而言，東中西部各地區(qū)的民間金融的發(fā)展均能促進該地區(qū)貿易水平的提升，然而不同的是，東部和中部地區(qū)貿易水平對經(jīng)濟高質量發(fā)展沒有明顯影響，而西部地區(qū)對外貿易的發(fā)展對經(jīng)濟高質量發(fā)展產(chǎn)生了負向作用，因此西部地區(qū)民間金融影響經(jīng)濟高質量發(fā)展的貿易路徑產(chǎn)生了負向中介效應。依據(jù)研究結論，提出如下政策建議：

首先，不同的省市地區(qū)應該結合本地區(qū)經(jīng)濟實際、經(jīng)濟發(fā)展水平以及民間金融的特有發(fā)展特點，來因地制宜地制定合理的民間金融監(jiān)管力度和范圍。具體地，一方面，不能為了降低金融系統(tǒng)性風險而對于民間金融過度管束，使其失去了成本和信息方面的優(yōu)勢，從而使得經(jīng)濟發(fā)展的活力受到打擊，新產(chǎn)業(yè)的萌芽和產(chǎn)業(yè)轉型的機遇被扼殺，另一方面，也不能為了促進經(jīng)濟發(fā)展活力而對民間金融管束過于寬松，否則會加大金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定性與風險，擾亂市場發(fā)展的秩序，甚至還有可能引起社會動蕩。詳細地來說，在東中部地區(qū)，民間金融的規(guī)模較大，并且發(fā)展相對較為規(guī)范，所以東部地區(qū)應該將主要的精力集中在鼓勵民間金融的擴張發(fā)展，提高民間金融的效率，鼓勵民間金融與正規(guī)金融合作以及提供良好的征信服務上。在西部地區(qū)，民間金融的規(guī)模較小，規(guī)范性較差，從實證結果上顯示目前西部地區(qū)民間金融對于經(jīng)濟高質量發(fā)展是非顯著的負向影響，所以西部地區(qū)的政策應該偏向于規(guī)范民間金融的發(fā)展，加大監(jiān)管的力度，使其“陽光化”與“機構化”。

同時，鼓勵民間金融與正規(guī)金融機構的競爭合作，提升金融市場效率。民間金融與正規(guī)金融二者是此消彼長的關系，因而要鼓勵民間金融與正規(guī)金融機構的競爭合作。民間金融的產(chǎn)生本質是信息不對稱等成本因素導致的，可以說民間金融是正規(guī)金融服務經(jīng)濟發(fā)展的有效補充。由于其信息優(yōu)勢，民間金融可以服務于中小企業(yè)；由于其成本優(yōu)勢，民間金融也可覆蓋到偏遠的農村地區(qū)等；由于民間金融的逐利性，可以使得在追求高回報的動機下，投資者將資金投向高風險高回報的項目，其中包含了很多新興的高科技行業(yè)，這些高科技初創(chuàng)公司都是潛在的重要經(jīng)濟增長點，也是目前中國經(jīng)濟發(fā)展轉型的重點，而正規(guī)金融由于受到監(jiān)管和規(guī)模的限制，不能投資于這些高風險的產(chǎn)業(yè)。民間金融和正規(guī)金融的服務目的不同，服務對象也不同，可以說是互補的關系，而并非純粹競爭的關系，因此不能否認，二者之間應該相互借鑒，相互促進，目前民間金融的存在和發(fā)展對于正規(guī)金融的業(yè)務存在一定的擠壓，這將會促進正規(guī)金融針對自身問題進行提高和改善，不斷優(yōu)化發(fā)展。