李俊奇，張紅偉

（四川大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，成都 610065）

0 引言

我國的經(jīng)濟增長雖取得巨大成績但存在著諸如環(huán)境污染、單位GDP能耗過高和增長可持續(xù)性差等問題。整體而言，經(jīng)濟增長過程中存在效率低下的問題，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的任務(wù)極為迫切，經(jīng)濟增長的效率問題日益得到重視。金融機構(gòu)效率提升亦是學(xué)術(shù)界的重要研究課題。我國金融機構(gòu)體系屬于銀行主導(dǎo)型，銀行業(yè)金融機構(gòu)效率對整個金融體系的運行效率發(fā)揮決定性作用并進(jìn)而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生重大影響。金融在經(jīng)濟增長中的作用不言而喻，經(jīng)濟增長對金融的反作用也值得關(guān)注?；雨P(guān)系研究有助于對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率和經(jīng)濟增長效率的提升路徑形成更深層次的認(rèn)識，具有較強的現(xiàn)實意義?；谙嚓P(guān)文獻(xiàn)的分析，本文依托省際面板數(shù)據(jù)，將30個省份作為決策單元對我國銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率進(jìn)行評估，從而使研究對象覆蓋所有銀行業(yè)金融機構(gòu)，在范圍擴大基礎(chǔ)上使結(jié)論更有說服力。本文使用基于DEA-Tobit模型的面板數(shù)據(jù)聯(lián)立方程研究我國銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率的互動關(guān)系。聯(lián)立方程適用于系統(tǒng)內(nèi)變量間相互關(guān)系的研究，能夠較好地解決單方程模型難以研究雙向互動關(guān)系的問題，從而使互動關(guān)系結(jié)論更為貼合實際。

1 銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率評估

1.1 模型選擇

為了對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率（YHXL）與經(jīng)濟增長效率（HGJJ）的互動關(guān)系進(jìn)行分析，首先需對兩個效率進(jìn)行評估。本文使用DEA-BC2模型進(jìn)行效率評估。Banker、Charnes和Cooper于1984年提出了基于規(guī)模報酬可變假設(shè)的DEA-BC2模型（魏權(quán)齡，2004）。該模型將效率值（技術(shù)效率，TE）分解為純技術(shù)效率（PTE）和規(guī)模效率（SE）之積：TE=PTE×SE。純技術(shù)效率反映決策單元在規(guī)模一定情況下由自身管理和技術(shù)水平?jīng)Q定的生產(chǎn)效率；規(guī)模效率反映規(guī)模因素決定的生產(chǎn)效率，體現(xiàn)實際規(guī)模與最優(yōu)規(guī)模的差距。技術(shù)效率（TE）又稱綜合技術(shù)效率，是對決策單元資源使用效率、資源配置能力等多種能力的綜合評價，反映決策單元的綜合經(jīng)營管理能力。本文以技術(shù)效率來表示銀行業(yè)金融機構(gòu)效率和經(jīng)濟增長效率。

1.2 指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

1.2.1 指標(biāo)選取

本文按照生產(chǎn)法的思路選取銀行業(yè)金融機構(gòu)效率投入產(chǎn)出指標(biāo)。產(chǎn)出指標(biāo)選取本外幣各項存款余額與本外幣各項貸款余額，出于三個方面原因的考慮：一是傳統(tǒng)的存貸款業(yè)務(wù)仍是銀行的主要業(yè)務(wù)；二是存款和貸款是銀行服務(wù)客戶、提供金融中介業(yè)務(wù)的勞動成果；三是數(shù)據(jù)的可得性。投入指標(biāo)選取銀行網(wǎng)點從業(yè)人數(shù)和銀行網(wǎng)點凈資產(chǎn)，在這里需要明確三點：這里的銀行指銀行業(yè)金融機構(gòu)，它的范圍不僅限于傳統(tǒng)的全國性大銀行或上市銀行；銀行網(wǎng)點凈資產(chǎn)=銀行網(wǎng)點資產(chǎn)總額-存款，因為存款是銀行最主要的負(fù)債，以規(guī)模最大的銀行工商銀行為例，2013年底客戶存款占負(fù)債總額的82.89%，故用存款近似代替負(fù)債總額，用銀行網(wǎng)點凈資產(chǎn)近似代替所有者權(quán)益；銀行業(yè)金融機構(gòu)的員工和資產(chǎn)主要分布在營業(yè)網(wǎng)點，這是選取它們作為投入指標(biāo)的重要依據(jù)。

在經(jīng)濟增長效率投入產(chǎn)出指標(biāo)選取方面，產(chǎn)出指標(biāo)選取以2004年價格計算的GDP，原因有二：一是可以剔除價格因素的干擾；二是GDP為衡量省份最終產(chǎn)出的關(guān)鍵指標(biāo)，且易于量化。選取就業(yè)人數(shù)、能源消費總量和固定資本余額作為投入指標(biāo)。其中就業(yè)人數(shù)體現(xiàn)省份人力資源的投入量；能源消費總量體現(xiàn)省份經(jīng)濟增長的能源消耗；固定資本體現(xiàn)省份建筑工程、安裝工程和設(shè)備工器具等固定資產(chǎn)的投入量，為保持口徑一致，同樣以2004年價格來計算歷年固定資本余額。

1.2.2 數(shù)據(jù)說明

從經(jīng)濟增長率角度來看，2004～2013年我國經(jīng)濟經(jīng)歷了穩(wěn)步增長到高速增長再到增速回落的過程，近似形成了一個經(jīng)濟周期，因此選取這十年作為研究區(qū)間。銀行業(yè)金融機構(gòu)效率投入產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于歷年各省份金融運行報告和統(tǒng)計年鑒，個別數(shù)據(jù)經(jīng)過調(diào)整或推算。經(jīng)濟增長效率投入產(chǎn)出指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于歷年中國統(tǒng)計年鑒、中國能源統(tǒng)計年鑒和各省份統(tǒng)計年鑒。

基于DEA模型對投入產(chǎn)出指標(biāo)間的同向性要求，且尚未確定各指標(biāo)是否服從正態(tài)分布，故借助SPSS19.0軟件，使用非參數(shù)的“Kendall’s tau_b”秩方法，對10年投入產(chǎn)出指標(biāo)做相關(guān)性檢驗。檢驗結(jié)果表明銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的投入產(chǎn)出指標(biāo)間滿足同向性要求且通過顯著性檢驗；經(jīng)濟增長效率的投入產(chǎn)出指標(biāo)間亦是如此，故可以運用DEA模型展開效率評價。

1.3 以2004年為基期的銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率

運用DEA模型分析決策單元的效率時，只有處于同一生產(chǎn)可能集、面臨同一生產(chǎn)前沿面的決策單元DEA效率值才具有可比性。不同時間上的決策單元所處的技術(shù)、制度環(huán)境是不同的，因此生產(chǎn)可能集不同，對應(yīng)的生產(chǎn)前沿面也不同，故不可對不同時間上的DEA效率值進(jìn)行直接對比或運算。為了解決可比性問題，本文首先對2004～2013年的各省份銀行業(yè)金融機構(gòu)效率Malmquist指數(shù)進(jìn)行評價。

Malmquist指數(shù)法可以對不同時期生產(chǎn)前沿面的變動情況進(jìn)行考察，從而解決了決策單元DEA效率值的縱向?qū)Ρ葐栴}。該指數(shù)定義如式（1）所示。

TFPCH、TECHCH、EFFCH、PECH和SECH分別表示全要素生產(chǎn)率變動指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步變動指數(shù)、技術(shù)效率變動指數(shù)、純技術(shù)效率變動指數(shù)和規(guī)模效率變動指數(shù)。重點關(guān)注EFFCH，它反映生產(chǎn)前沿面不變前提下，由管理、技術(shù)以及規(guī)模等內(nèi)部因素變化導(dǎo)致的相鄰兩年間技術(shù)效率變動情況，表現(xiàn)為綜合經(jīng)營管理能力變化對決策單元效率變動的影響。由于Malmquist指數(shù)法可以同時反映技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的變動情況，故它可以對DEA效率進(jìn)行動態(tài)考察。上述各指數(shù)大于1表示相應(yīng)指標(biāo)高于上一年，等于1表示相等，小于1表示低于。運用DEAP2.1軟件計算2004～2013年我國各省份銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率Malmquist指數(shù)。

求得Malmquist指數(shù)后進(jìn)一步求取2004年各省份銀行業(yè)金融機構(gòu)效率。在此基礎(chǔ)上以2004年為基期，將基期各省份銀行業(yè)金融機構(gòu)效率（技術(shù)效率）乘以2004～2005年技術(shù)效率變動指數(shù)（EFFCH）得到2005年各省份銀行業(yè)金融機構(gòu)效率，并以此類推得到其余年份各省份銀行業(yè)金融機構(gòu)效率。采用同樣方法得到歷年各省份經(jīng)濟增長效率。上述做法引入了Malmquist指數(shù)，在反映歷年效率變動情況的基礎(chǔ)上，因基期一致而使統(tǒng)計口徑保持一致從而保證了歷年效率的可比性?；谏鲜龇椒ㄇ蟮靡?004年為基期的2004～2013年銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率，為兩者的互動關(guān)系分析做鋪墊。

2 銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率互動關(guān)系分析

2.1 模型構(gòu)建與指標(biāo)選取

2.1.1 DEA-Tobit模型

DEA-Tobit模型分兩步完成，第一步使用DEA-BC2模型評價決策單元的效率，得出DEA效率值；第二步以第一步得到的DEA效率值為因變量，以影響因素作為自變量進(jìn)行回歸分析，以研究影響因素對效率的作用。由于DEA效率值介于0和1之間，在此情況下若用普通最小二乘法（OLS）會產(chǎn)生有偏且不一致的參數(shù)估計結(jié)果，故用Tobit模型進(jìn)行估計；它是因變量受限模型的一種，其標(biāo)準(zhǔn)形式表示如下：

2.1.2 指標(biāo)的選取

本文選取銀行業(yè)金融機構(gòu)效率（YHXL）、GDP增長率（GDPZ）、地方財政支出/收入（DFCZ）、居民儲蓄傾向（JMCX）、經(jīng)濟增長效率（HGJJ）作為分析指標(biāo)。

YHXL和HGJJ分別反映銀行業(yè)金融機構(gòu)效率和經(jīng)濟增長效率，體現(xiàn)銀行業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的質(zhì)量。一方面，宏觀經(jīng)濟環(huán)境是銀行業(yè)金融機構(gòu)運行中的重要影響因素，經(jīng)濟增長效率的變動意味著銀行業(yè)金融機構(gòu)經(jīng)營環(huán)境的變化，可能對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率產(chǎn)生直接作用，同時經(jīng)濟增長情況變化引發(fā)的宏觀調(diào)控政策調(diào)整可能會間接影響銀行業(yè)金融機構(gòu)效率；另一方面，作為金融資源重要流通和配置渠道的銀行業(yè)金融機構(gòu)，它的效率變動必然影響金融資源的流量與流向，從而可能對經(jīng)濟增長效率產(chǎn)生作用。

GDPZ反映經(jīng)濟增長的速度，體現(xiàn)宏觀經(jīng)濟的活躍程度。一方面，較高的經(jīng)濟增長速度意味著較多的資金流動，從而對銀行業(yè)金融機構(gòu)的經(jīng)營活動產(chǎn)生影響，可能對其經(jīng)營效率施加作用；另一方面，經(jīng)濟增長速度只能反映經(jīng)濟產(chǎn)出的增長速度，它對經(jīng)濟增長質(zhì)量——經(jīng)濟增長效率的作用值得分析。

DFCZ反映地方政府干預(yù)宏觀經(jīng)濟的積極程度。一方面，我國各級政府在社會經(jīng)濟生活中發(fā)揮重要作用，銀行業(yè)金融機構(gòu)是其重要的融資來源，積極的財政措施意味著政府對銀行業(yè)金融機構(gòu)資金較高的依賴性，勢必帶動大量資金流經(jīng)銀行體系，影響銀行業(yè)金融機構(gòu)的經(jīng)營情況進(jìn)而可能對其經(jīng)營效率產(chǎn)生影響；另一方面，政府在資源配置中發(fā)揮重大作用，它對經(jīng)濟的干預(yù)必然影響資源的配置方式和結(jié)果，從而可能影響經(jīng)濟增長效率。

JMCX反映各省份居民的儲蓄傾向。一方面，居民儲蓄是銀行重要的資金來源，較高的居民儲蓄傾向意味著較低的吸存成本，因此它有可能與銀行業(yè)金融機構(gòu)效率存在正向關(guān)系；另一方面，居民儲蓄傾向的提高意味著消費的減少，可能對經(jīng)濟增長效率產(chǎn)生直接不利的影響，同時較高的居民儲蓄傾向意味著較高的儲蓄率，為投資提供了強大支持，從而可能間接地推動經(jīng)濟增長效率提升。

2.1.3 數(shù)據(jù)的說明

為了保證統(tǒng)計口徑的一致性，YHXL和HGJJ均以2004年為基期乘以相應(yīng)的歷年Malmquist指數(shù)求得。其他指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于2005～2014年中國統(tǒng)計年鑒。另外，GDPZ為剔除了價格因素的GDP增長率，以保證不同年份數(shù)據(jù)的口徑一致。各變量間的相關(guān)系數(shù)處在（-0.37，0.45）范圍內(nèi)，判定模型存在多重共線性的可能性較小。

2.1.4 聯(lián)立方程的設(shè)定

根據(jù)上述假設(shè)與理論模型，構(gòu)建反映銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率雙向關(guān)系的聯(lián)立方程組。該方程組基于DEA-Tobit模型，是兩個因變量取值均受限的兩方程聯(lián)立方程組，其基本形式如下所示：

式（2）和（3）中i代表省份，t代表年份，t-1代表滯后一期，α0和β0分別為各方程的固定效應(yīng)，uit和εit為隨機誤差項。

2.2 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗

本章的研究內(nèi)容為2004～2013年10年間30個省份的銀行業(yè)金融機構(gòu)效率與經(jīng)濟增長效率的互動關(guān)系，存在時間和截面兩個維度，因此有必要對各面板序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，以避免可能存在的“偽回歸”問題。為了保證檢驗結(jié)果的可靠性，同時選取相同單位根檢驗的LLC法和不同單位根檢驗的Fisher-ADF法。當(dāng)兩種方法檢驗結(jié)果均為序列通過平穩(wěn)性檢驗時方可將序列視作平穩(wěn)序列，否則為不平穩(wěn)序列。使用Eviews7.2軟件，面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

根據(jù)表1，可以發(fā)現(xiàn)各序列的原序列均通過兩種方法的平穩(wěn)性檢驗，均為平穩(wěn)序列，可以直接進(jìn)行聯(lián)立方程分析。

2.3 實證結(jié)果分析

通過檢驗式（2）和式（3）的秩條件和階條件，發(fā)現(xiàn)兩者均為過度識別。使用三階段最小二乘法，借助Eviews7.2軟件進(jìn)行聯(lián)立方程組模型分析，結(jié)果如表2所示。

表2 聯(lián)立方程估計結(jié)果

（1）銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的影響因素分析

根據(jù)表2，全國、中部和西部的YHXL方程中GDPZ的系數(shù)顯著為負(fù)，東部YHXL方程中GDPZ系數(shù)不顯著。全國經(jīng)濟增長速度提高0.01則銀行業(yè)金融機構(gòu)效率總體下降0.01113，說明經(jīng)濟增長速度的提高不利于銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的提升。伴隨著經(jīng)濟增長，銀行業(yè)金融機構(gòu)會擴大其規(guī)模，經(jīng)濟增長速度越快，銀行業(yè)務(wù)量增長的速度也會隨之提高，作為應(yīng)對，銀行的規(guī)模也會加速擴張。一方面，在當(dāng)前銀行業(yè)金融機構(gòu)規(guī)模普遍不足的背景下，規(guī)模的快速擴張加速了銀行業(yè)金融機構(gòu)規(guī)模向最優(yōu)規(guī)?？拷?，從而有利于規(guī)模效率的提升；另一方面，規(guī)模過快擴張帶來的大量人才培養(yǎng)問題和管理問題不利于管理和技術(shù)水平的提高進(jìn)而不利于銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的提升。經(jīng)濟增長速度對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的不利作用主要表現(xiàn)在中部和西部地區(qū)，在東部地區(qū)的作用不顯著。這應(yīng)該與東部地區(qū)的人力資源優(yōu)勢有關(guān)，而中、西部地區(qū)銀行業(yè)金融機構(gòu)應(yīng)在規(guī)模擴張時更加注重人才培養(yǎng)工作與管理水平的提升。

YHXL方程中DFCZ的系數(shù)在全國、東部顯著為負(fù)，在中部和西部不顯著。說明從全國范圍來看，地方政府財政措施越積極越不利于銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的提升，當(dāng)?shù)胤秸斦С?收入增加1時銀行業(yè)金融機構(gòu)效率總體下降0.028。政府對宏觀經(jīng)濟的過多干預(yù)意味著民間經(jīng)濟主體的經(jīng)濟活動受到更多排擠，意味著更多的資源由政府配置，這必然抑制全社會范圍內(nèi)資源的使用效率，進(jìn)而間接對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率產(chǎn)生不利影響。另外，地方政府財政措施積極程度的提高需要銀行更多的貸款支持，在當(dāng)前地方債數(shù)額龐大的背景下為銀行業(yè)金融機構(gòu)帶來了巨大資金壓力，不利于銀行資金的周轉(zhuǎn)從而抑制了銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的提升。地方政府財政措施對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的抑制主要表現(xiàn)在東部地區(qū)，在中、西部表現(xiàn)不顯著。這應(yīng)該與東部地區(qū)較高的經(jīng)濟金融化程度有關(guān)。東部地區(qū)經(jīng)濟最為發(fā)達(dá)，金融活動最為頻繁，經(jīng)濟金融化程度最高，銀行業(yè)金融機構(gòu)表現(xiàn)自然易受政府作用的影響。

全國和各地區(qū)YHXL方程中JMCX的系數(shù)均不顯著，說明居民儲蓄傾向?qū)︺y行業(yè)金融機構(gòu)效率的作用并不顯著。由于本文將銀行業(yè)金融機構(gòu)的產(chǎn)出指標(biāo)設(shè)置為存款余額和貸款余額，居民儲蓄傾向提高有利于居民存款增加的同時卻會導(dǎo)致居民貸款的減少，從而對效率產(chǎn)生一正一負(fù)兩個作用。另外，本文的居民儲蓄傾向=1-居民消費傾向，居民收入中除去消費之外的部分并非全部表現(xiàn)為銀行存款。事實上，在居民投資理財意識不斷加強、通貨膨脹率高企以及銀行存款利率低下的背景下，銀行存款只占居民總儲蓄中的極小比例，因此高居民儲蓄傾向并不意味著大比例的資金流入銀行。這應(yīng)該是居民儲蓄傾向?qū)︺y行業(yè)金融機構(gòu)效率作用不顯著的主要原因。

全國和各地區(qū)YHXL方程中HGJJ的系數(shù)均不顯著，說明經(jīng)濟增長效率對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的作用不顯著。經(jīng)濟增長效率的提升意味著資源集約使用程度提高，意味著投入的相對減少和產(chǎn)出的相對增多。從產(chǎn)出端來看，實證結(jié)果已經(jīng)表明GDPZ對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的作用顯著為負(fù)，產(chǎn)出端的快速增長不利于銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的提升；從投入端來看，投入相對減少意味著固定資本等資源投入相對減少進(jìn)而不利于銀行貸款的增加，從而可能不利于銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的提升。因此總體來看經(jīng)濟增長效率對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的作用應(yīng)該為負(fù)向。實證結(jié)果中的系數(shù)為負(fù)也表明了這種關(guān)系，但系數(shù)不顯著說明作用不顯著，這可能與前者對后者作用的傳導(dǎo)路徑過長有關(guān)。

（2）經(jīng)濟增長效率的影響因素分析

GDPZ在HGJJ各方程中的系數(shù)均不顯著，說明經(jīng)濟增長速度對經(jīng)濟增長效率的作用不顯著。經(jīng)濟增長效率體現(xiàn)投入和產(chǎn)出的對比關(guān)系，由投入和產(chǎn)出兩端的情況決定。經(jīng)濟增長速度僅反映產(chǎn)出端的增長情況，不能體現(xiàn)投入端的變化，故經(jīng)濟增長速度不能對經(jīng)濟增長效率施加明顯作用。

DFCZ在HGJJ各方程中的系數(shù)均未通過顯著性檢驗，說明地方政府財政措施的積極程度對經(jīng)濟增長效率的作用不顯著。這應(yīng)該與地方政府在經(jīng)濟增長效率上同時存在著相反方向的兩個作用有關(guān)：一方面，地方政府財政措施越積極意味著更多的政府投資和消費，從而正向影響GDP的增長進(jìn)而有利于經(jīng)濟增長效率的提升；另一方面，政府投資和消費會對民間投資與消費形成擠占，考慮到政府在投資和消費方面相對于民間的低效率，地方政府財政措施積極程度的提高反而不利于經(jīng)濟增長效率的提升。因此，從經(jīng)濟增長效率角度來說政府不必過多地干預(yù)經(jīng)濟。

從JMCX在HGJJ各方程中的系數(shù)來看，全國范圍、東部和中部的系數(shù)顯著為負(fù)，西部的系數(shù)不顯著。說明居民儲蓄傾向的提升不利于全國范圍、東部和中部經(jīng)濟增長效率的提高，對西部經(jīng)濟增長效率的作用不顯著。全國居民儲蓄傾向每提高0.01，經(jīng)濟增長效率會降低0.00108。較高的居民儲蓄傾向意味著較高的儲蓄率，而高儲蓄率為經(jīng)濟增長提供了充足的資金，構(gòu)成了高投資率的必要條件。改革開放后我國的經(jīng)濟增長呈現(xiàn)鮮明的高儲蓄率、高投資率特征，投資在經(jīng)濟增長中的地位極為重要，是我國經(jīng)濟高速增長的主要動力，這以我國居民較高的儲蓄傾向為前提。一方面，較高的居民儲蓄傾向不利于消費的增加，一定程度上抑制了GDP的增長；另一方面，高居民儲蓄傾向帶來的高儲蓄率對我國投資拉動型的經(jīng)濟增長模式貢獻(xiàn)巨大，帶來了經(jīng)濟的快速增長，但是投資拉動的經(jīng)濟增長過程中資源浪費問題大量出現(xiàn)，資源使用效率不高問題嚴(yán)重掣肘經(jīng)濟增長效率的提升。因此，根據(jù)實證結(jié)果，高居民儲蓄傾向背景下的投資拉動型經(jīng)濟增長模式是一種效率低下的增長模式，應(yīng)盡快轉(zhuǎn)變我國的經(jīng)濟增長模式，即從投資拉動型經(jīng)濟增長模式向消費拉動型經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)變。從系數(shù)來看，這一轉(zhuǎn)變應(yīng)盡快在東部和中部完成，西部雖然系數(shù)也為負(fù)數(shù)但并不顯著，考慮到西部經(jīng)濟整體最為落后的現(xiàn)實，投資拉動型經(jīng)濟增長在西部經(jīng)濟增長中還有較大的意義。

HGJJ各方程中YHXL的系數(shù)均顯著為正，說明2004～2013年間我國銀行業(yè)金融機構(gòu)效率對經(jīng)濟增長效率在全國范圍、東部、中部和西部的作用是顯著正向促進(jìn)的。全國銀行業(yè)金融機構(gòu)效率每提升0.01，經(jīng)濟增長效率會提高0.00048。原因應(yīng)該在于銀行業(yè)金融機構(gòu)效率提升意味著銀行職能更高效率地發(fā)揮，從而為經(jīng)濟增長提供了更好的金融支持。銀行業(yè)金融機構(gòu)是我國最重要的金融機構(gòu)，發(fā)揮信用中介、支付中介、信用創(chuàng)造和金融服務(wù)的職能。銀行業(yè)金融機構(gòu)將社會上分散的資金通過信用中介職能集中起來并投放到各個經(jīng)濟領(lǐng)域，效率的提高意味著信用中介職能的高效運行，意味著存量資金的高效流動，從而有利于經(jīng)濟增長效率的提升。支付中介職能的高效運行給各領(lǐng)域經(jīng)濟業(yè)務(wù)往來提供了極大便利，加速了資金的流動從而有利于經(jīng)濟的繁榮。信用創(chuàng)造職能實現(xiàn)了貨幣流通量的放大，該職能的高效運行有利于實體經(jīng)濟更加高效地、低成本地獲取資金，從而有利于經(jīng)濟增長。金融服務(wù)職能的高效率運行有利于經(jīng)濟體的高效決策與成本節(jié)約進(jìn)而有利于經(jīng)濟的高效增長。結(jié)合我國銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的變動情況分析，10年間我國銀行業(yè)金融機構(gòu)效率年均提升3.5%，這一提升有利于我國經(jīng)濟增長效率的提高。

3 結(jié)論

就全國來看，10年間經(jīng)濟增長速度和地方政府財政措施積極程度均對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率存在顯著負(fù)向作用，居民儲蓄傾向則對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率作用不顯著。經(jīng)濟增長速度提高對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的不利作用主要表現(xiàn)在中部和西部地區(qū)，在東部地區(qū)的作用不顯著。這應(yīng)該與東部地區(qū)的人力資源優(yōu)勢有關(guān)，而中、西部地區(qū)銀行業(yè)金融機構(gòu)應(yīng)在規(guī)模擴張時更加注重人才培養(yǎng)工作與管理水平的提升。地方政府財政措施積極程度對銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的抑制作用主要表現(xiàn)在東部地區(qū)，在中、西部表現(xiàn)不顯著。這應(yīng)該與東部地區(qū)較高的經(jīng)濟金融化程度有關(guān)。東部地區(qū)經(jīng)濟最為發(fā)達(dá)，金融活動最為頻繁，經(jīng)濟金融化程度最高，銀行業(yè)金融機構(gòu)表現(xiàn)自然易受政府作用的影響。

經(jīng)濟增長速度和地方政府財政措施積極程度均未對經(jīng)濟增長效率產(chǎn)生顯著影響。居民儲蓄傾向?qū)?jīng)濟增長效率存在顯著負(fù)向作用，一方面高居民儲蓄傾向不利于消費增加從而抑制經(jīng)濟增長；另一方面高居民儲蓄傾向下的投資拉動型經(jīng)濟增長模式效率低下。

從經(jīng)濟增長效率和銀行業(yè)金融機構(gòu)效率的關(guān)系來看，10年間兩者存在單向關(guān)系，前者對后者影響不顯著，原因可能在于前者對后者作用的傳導(dǎo)路徑過長；而銀行業(yè)金融機構(gòu)效率對經(jīng)濟增長效率存在顯著的正向作用，原因應(yīng)該在于效率提升意味著銀行業(yè)金融機構(gòu)的信用中介、支付中介、信用創(chuàng)造和金融服務(wù)等職能更高效率地發(fā)揮，從而為經(jīng)濟增長提供了更好的金融支持。

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