趙丹妮等

摘 要：本文采用1978—2013年廣東省的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，探討財(cái)政分權(quán)背景下地方政府干預(yù)和金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響。研究發(fā)現(xiàn)：三者之間存在著長期均衡關(guān)系，金融進(jìn)程的推進(jìn)有利于提高地區(qū)的全要素生產(chǎn)率。但在財(cái)政分權(quán)的框架內(nèi)，“錦標(biāo)賽”式的區(qū)際競爭會(huì)促使地方政府對金融機(jī)構(gòu)的微觀資源配置進(jìn)行干預(yù)，這種干預(yù)脫離了市場形成的內(nèi)在機(jī)理，降低了金融資源的配置效率，加之金融結(jié)構(gòu)較大的波動(dòng)性，對經(jīng)濟(jì)增長而言，損害頗多。這些論據(jù)都隱含了合理框定政府的金融控制邊界有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但這種金融體系革新應(yīng)和財(cái)稅體系及政府體制變革協(xié)同進(jìn)行。

關(guān)鍵詞：財(cái)政分權(quán)；金融發(fā)展；政府干預(yù)；經(jīng)濟(jì)增長

中圖分類號：F812.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2015）10-0021-06

一、引言

改革開放伊始，我國的財(cái)政體系依舊慣性地鎖定在高度計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制之中，為了更好地與市場經(jīng)濟(jì)對接并脫離原有的路徑依賴，我國的財(cái)政體制進(jìn)行了兩次重大革新：一是1980年推行的“分灶吃飯”體制；二是1994年之后實(shí)施的“分稅體制”。這兩次改革實(shí)質(zhì)性地推動(dòng)了中國的財(cái)政分權(quán)進(jìn)程。30年的經(jīng)濟(jì)改革把中國經(jīng)濟(jì)擱置于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整、政府職能轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)大環(huán)境異變并存的三大歷史性變遷的融合點(diǎn)中，這種交匯引致了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特別是金融結(jié)構(gòu)的蝶變和政府財(cái)政自主權(quán)的提升，為中國擺脫計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制的禁錮并跳出該態(tài)勢下的低產(chǎn)出泥潭提供了良好機(jī)遇。金融業(yè)作為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)，隨著政府財(cái)政自主權(quán)的進(jìn)一步強(qiáng)化，必將成為經(jīng)濟(jì)調(diào)整的主要標(biāo)靶。以廣東省為例，為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展和緩解財(cái)政赤字壓力，廣東省強(qiáng)化了對金融產(chǎn)業(yè)的干預(yù)力度①，這種措施的推行使得廣東省的財(cái)政收支差額在時(shí)間序列上表現(xiàn)出了顯著性的分異。從改革開放至1994年，廣東省的財(cái)政收支大部分年度處于盈余狀態(tài)，但自1994年分稅制改革之后，赤字出現(xiàn)并有進(jìn)一步拉大的趨勢（見圖1）。

這種行政性的經(jīng)濟(jì)治理行為在財(cái)政分權(quán)和政治集中的體系下，有著強(qiáng)化區(qū)際政府“錦標(biāo)賽”式的經(jīng)濟(jì)競奪傾向，其不可避免地抑制了金融結(jié)構(gòu)的良性生長進(jìn)而擾動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長路徑，易受私人部門的詬病。然而，無可辯駁的經(jīng)濟(jì)超常規(guī)進(jìn)展似乎為這種行為提供了實(shí)踐支撐，其中的交互關(guān)系亟待事實(shí)證據(jù)的說明。

本文意在通過廣東省的實(shí)證經(jīng)驗(yàn)，探討金融發(fā)展、政府干預(yù)和經(jīng)濟(jì)增長之間的真實(shí)關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上為未來的財(cái)政體制和金融結(jié)構(gòu)變革提供相應(yīng)的政策建議。

二、政府干預(yù)、金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的理論軌跡

時(shí)下主流觀點(diǎn)認(rèn)為，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有推動(dòng)作用。如戈德史密斯（Goldsmith，1969）從金融結(jié)構(gòu)觀的視角來剖析金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的演化規(guī)律，即金融的逐步深化促成了合意的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。但是金融結(jié)構(gòu)的差異所內(nèi)生出的資源配置方式則分化明顯②，這為學(xué)者們進(jìn)一步分析原有的金融結(jié)構(gòu)提供了現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。在這些理論當(dāng)中，較為典型的當(dāng)屬銀行主導(dǎo)和市場主導(dǎo)兩個(gè)派系。在討論適配經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最優(yōu)金融結(jié)構(gòu)的問題上，銀行主導(dǎo)論者認(rèn)為銀行的信息處理便捷性和規(guī)模經(jīng)濟(jì)能夠合理地跨期配置風(fēng)險(xiǎn)，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長（戴蒙德，1984；西里和圖法諾，1995；艾倫和蓋爾，1999）。進(jìn)一步地，李華民和吳非（2015）確認(rèn)了大型銀行機(jī)構(gòu)在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展上的重要作用。而市場主導(dǎo)觀強(qiáng)調(diào)證券市場在傳遞信息、金融資產(chǎn)的流動(dòng)性上以及鼓勵(lì)創(chuàng)新方面強(qiáng)于銀行，更有利于經(jīng)濟(jì)增長（莫克和中村，1999）。

然而，由于存在信息不對稱和市場機(jī)制缺失等問題，金融深化的帕累托均衡往往難以達(dá)成。對此，斯蒂格利茨（Stiglitz，1997）認(rèn)為政府若制定一系列的規(guī)范制度來約束金融市場的不穩(wěn)定性，則能有效地促進(jìn)資本形成。在此基礎(chǔ)上，在《金融約束：一個(gè)新的分析框架》一文中，赫爾曼、默多克和斯蒂格利茨（Hellman、Murdock和Stiglitz，1997）闡述道：對于制度結(jié)構(gòu)薄弱的發(fā)展中國家和轉(zhuǎn)軌國家而言，采取相關(guān)的“溫和的金融約束”政策是必要的。本文認(rèn)為，這種手段不外乎是金融深化過程中的過渡性需要，而且過渡的約束也有著風(fēng)險(xiǎn)積淀和資產(chǎn)泡沫化的隱征。隨著市場成熟度的進(jìn)一步提高，金融約束政策的力度會(huì)逐步削弱，最終市場機(jī)制將占據(jù)主導(dǎo)地位。

對于地方政府行為干預(yù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的論證方面，學(xué)者們提出了種種解釋，大致可區(qū)分為兩個(gè)陣營。賈康（2000）和高培勇（2001）的研究結(jié)論基本契合：中國的財(cái)政分權(quán)革新實(shí)質(zhì)上賦予了地方政府更多的權(quán)利和責(zé)任，提升了地方政府對轄內(nèi)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)福利關(guān)注度，為提高經(jīng)濟(jì)增長拓寬了相應(yīng)的操作空間。財(cái)政權(quán)的下移，引起了中國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的巨大變化，大大改變了原有高投低產(chǎn)的舊況。然而，劉華和郭凱（2009）卻對此表現(xiàn)出適度的憂慮，其研究認(rèn)為，政府部門的財(cái)稅分權(quán)改革可能會(huì)強(qiáng)化政府對經(jīng)濟(jì)資源的“攝取之手”，從而干擾了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的合意路徑，降低了地區(qū)的全要素生產(chǎn)率。但不可否認(rèn)的是，基建支出確實(shí)有利于地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長，而行政管理費(fèi)用所起到的作用恰好相反?？萍纪度霃?qiáng)度越大，越能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，應(yīng)當(dāng)特別指出的是，這種科技投入的經(jīng)濟(jì)效果在區(qū)際展現(xiàn)出了較大的方差?？陀^地看，在現(xiàn)今經(jīng)濟(jì)全球化和政府干預(yù)盛行的背景下，過度強(qiáng)調(diào)政府干預(yù)所引致的經(jīng)濟(jì)效率折損，雖具一定邏輯性，但其思維理念依舊回避不了某些行政文化的根深蒂固③，值得進(jìn)一步商榷和檢驗(yàn)?？傮w而言，政府干預(yù)引致的效率折損，若能帶來經(jīng)濟(jì)福利的抵補(bǔ)，則可考慮將其納入推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的增長手段。

對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)而言，政府有限度地實(shí)行“政治化”的經(jīng)濟(jì)手段，即采用特定和有差異的政策制度（實(shí)質(zhì)上是一種政策的區(qū)域性落差）來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)發(fā)展，比傳統(tǒng)性的政策、制度安排更具推進(jìn)和向?qū)ё饔?。在?cái)政分權(quán)背景下，中國區(qū)域金融結(jié)構(gòu)的發(fā)展呈現(xiàn)出了“地方政府對金融結(jié)構(gòu)的行政性經(jīng)濟(jì)干預(yù)和金融機(jī)構(gòu)資源配置的市場化偏好兩股力量相反相成”的格局。針對該博弈格局下的經(jīng)濟(jì)福利狀況，喻微鋒（2010）的研究頗具代表性，他對廣西與江蘇的有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了時(shí)間序列上的比對后發(fā)現(xiàn)：在無政府干預(yù)條件下，兩省的金融發(fā)展僅對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長有微弱促進(jìn)作用，當(dāng)兩省政府干預(yù)存在分化時(shí)，存在干預(yù)的地區(qū)（江蘇）相比無干預(yù)地區(qū)（廣西）而言，其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)更為顯著。由此衍生出的地方政府干預(yù)和區(qū)域金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顟B(tài)的真實(shí)機(jī)理，值得進(jìn)一步的探討和確認(rèn)。

本項(xiàng)研究的意義在于梳理前期研究脈絡(luò)，立足客觀復(fù)雜的環(huán)境，抓住發(fā)展的實(shí)質(zhì)要件，在借鑒國內(nèi)外協(xié)調(diào)金融發(fā)展與政府行為的成功經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)上，結(jié)合現(xiàn)實(shí)背景，重新架構(gòu)出“經(jīng)濟(jì)—金融—政府干預(yù)”發(fā)展的模式。研究所蘊(yùn)含的金融發(fā)展與地方政府行為互動(dòng)分析、財(cái)政分權(quán)與金融結(jié)構(gòu)深化對促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的政策導(dǎo)向理論，值得金融決策者和監(jiān)管層面關(guān)注。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源及處理手段

本文選取的數(shù)據(jù)區(qū)間是1978—2013年，地區(qū)生產(chǎn)總值及人均地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于《廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒2014》；廣東省金融機(jī)構(gòu)存貸款數(shù)據(jù)1978—2008年來源于《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2009—2013出自《廣東省統(tǒng)計(jì)年鑒2010—2014》；廣東省地方政府決算收入和地方?jīng)Q算支出數(shù)據(jù)均來源于《中經(jīng)網(wǎng)》。

本文重點(diǎn)探索在加入政府干預(yù)這一變量后，金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響。對于經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，采用廣東省人均地區(qū)生產(chǎn)總值（RJGDP）表示；對于金融發(fā)展指標(biāo)，采用金融相關(guān)率（FIR）來表示，由廣東省中資金融機(jī)構(gòu)存貸款總額比地區(qū)生產(chǎn)總值得到；對于政府干預(yù)指標(biāo)，當(dāng)?shù)胤秸С鲋饾u大于地方政府收入，即財(cái)政赤字愈加明顯時(shí)，地方政府對經(jīng)濟(jì)金融的干預(yù)愿望愈加強(qiáng)烈，文中廣東省政府干預(yù)（ZFGY）由廣東省地方?jīng)Q算支出比廣東省地方?jīng)Q算收入得到。

（二）模型構(gòu)建

本文采用廣東省年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過VAR模型確定各變量間的協(xié)整關(guān)系，從而基于財(cái)政分權(quán)視角，研究金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的長期均衡關(guān)系。首先，分別對RJGDP、FIR和ZFGY取自然對數(shù)，用lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY表示，旨在消除由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)波動(dòng)而產(chǎn)生的異方差。其次，定義[yt=（lnRJGDPt，lnFIRt，lnZFGYt）']，可得到變量滯后期為p的VAR模型：

[yt=α+i=1pφiyt-i+ut] （1）

式（1）中，[α=（α1，α2，α3）']，[ut=（u1t，u2t，u3t）']，[yt]為三維內(nèi)生變量列向量，[φi]（i=1，2，…，p）為第i個(gè)待估參數(shù)3[×]3階矩陣，[ut]為3×1階的隨機(jī)誤差列向量，且均值為零的白噪音。

（三）變量的單位根檢驗(yàn)

本文采用了ADF單位根檢驗(yàn)法來對時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY在水平值下的ADF檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值比在5%的顯著性水平下的臨界值大，因此不能拒絕原假設(shè)，即序列存在單位根，為非平穩(wěn)序列。然而，在5%的顯著性水平下，各變量的一階差分序列的ADF檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值均小于臨界值，特別地，DlnFIR和DlnZFGY在99%的置信區(qū)間下，其ADF檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值均小于臨界值，因此各變量的一階差分序列都拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)序列。

注：表中檢驗(yàn)形式（C，T，K）分別表示ADF檢驗(yàn)方程中包括常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后差分階數(shù)（由赤池信息準(zhǔn)則確定），N代表無常數(shù)項(xiàng)或趨勢項(xiàng)；D表示變量的一階差分；***表示在1%的顯著性水平下顯著。**表示在5%的顯著性水平下顯著；*表示在10%的顯著性水平下顯著，下同。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)

為了確定lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY之間是否存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系，本文采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對三者的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。為了使模型的參數(shù)估計(jì)更加準(zhǔn)確有效，必須先確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，本文綜合采用LR、FPE、AIC、SC和HQ等5個(gè)判斷準(zhǔn)則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)?？紤]到樣本空間的限制，本文首先選擇從盡可能大的滯后階數(shù)開始并逐個(gè)檢驗(yàn)，5個(gè)判斷標(biāo)準(zhǔn)都對應(yīng)著滯后階數(shù)為2，特別是AIC和SC準(zhǔn)則判斷的滯后期的對應(yīng)數(shù)值同時(shí)達(dá)到最小，因此確定無約束VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，協(xié)整檢驗(yàn)的VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)應(yīng)為1，即VAR（1）。

根據(jù)圖2，被估計(jì)的VAR模型所有根模的倒數(shù)值都小于1，即均落在單位圓內(nèi)，表明所估計(jì)的VAR模型是穩(wěn)定的。

[圖2：平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果]

在確定協(xié)整檢驗(yàn)的最優(yōu)滯后階數(shù)后，還需要進(jìn)一步確定協(xié)整方程的形式。在Eviews中協(xié)整方程主要存在5種形式：（1）序列[yt]無確定性趨勢且協(xié)整方程無截距。（2）序列[yt]無確定性趨勢且協(xié)整方程只有截距。（3）序列[yt]有線性趨勢但協(xié)整方程只有截距。（4）序列[yt]有線性趨勢但協(xié)整方程有截距和趨勢。（5）序列[yt]有二次趨勢但協(xié)整方程有截距和線性趨勢。根據(jù)表1，3個(gè)變量都含有截距項(xiàng)但未有線性趨勢，因此初步判定是第3種方程形式。通過檢驗(yàn)，本文確定方程形式也是（3）。基于VAR（1）模型的JJ檢驗(yàn)法檢驗(yàn)結(jié)果如表2。

根據(jù)表3可知，廣東省的金融相關(guān)率對其人均GDP影響的彈性系數(shù)為20.00962，表明在長期內(nèi)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長呈明顯的正相關(guān)關(guān)系，即金融相關(guān)率（對數(shù)）每增加1%，人均GDP（對數(shù)）將上升20.00962%。而廣東省政府干預(yù)對其人均GDP影響的彈性系數(shù)為-25.26865，表明在長期內(nèi)，財(cái)政分權(quán)與經(jīng)濟(jì)增長呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，具體的協(xié)整方程如下：

[lnRJGDPt=20.00962lnFIRt-25.26865lnZFGYt+μt]

（2）

（2）式中，[ut]表示殘差序列。

對序列[ut]進(jìn)行單位根檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，在95%的置信度水平下，ADF檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值為-2.457392，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.950687，所以殘差序列[ut]是一個(gè)平穩(wěn)序列，從而驗(yàn)證了以上序列間的協(xié)整關(guān)系是正確的。

（五）向量誤差修正模型（VECM）

向量誤差修正模型是將協(xié)整理論與誤差修正模型相結(jié)合所建立的模型，只要變量之間存在協(xié)整關(guān)系，誤差修正模型就可以由自回歸分布滯后模型導(dǎo)出。而在VAR模型中每一個(gè)方程都是一個(gè)自回歸分布滯后模型，因此可以認(rèn)為VECM模型是含有協(xié)整約束的VAR模型。由于協(xié)整檢驗(yàn)是對原數(shù)據(jù)的一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)，因此VECM的滯后階數(shù)是無約束VAR模型的滯后階數(shù)減1，而VAR模型最佳滯后階數(shù)為2，因此本文指定其滯后的形式為（1，1）。確定VECM的具體形式如下：

[?lnRJGDPt=-0.003388 ecmt-1+0.634020lnRJGDPt-1+0.052386lnFIRt-1+0.079386lnZFGYt-1+0.050173]

式中：

[ecmt-1=lnRJGDPt-1-20.00962lnFIRt-1+25.26865lnZFGYt-1+ 2.144580]

[ecmt-1]是誤差修正項(xiàng)，反映變量之間的長期均衡關(guān)系，其系數(shù)則反映長期均衡關(guān)系對短期波動(dòng)的調(diào)整速度。VEC模型的決定系數(shù)為0.305965，AIC和SC值分別為-2.564830和-2.340365，都較小，說明模型的整體效果比較好。（3）項(xiàng)中誤差修正項(xiàng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下顯著，說明經(jīng)濟(jì)增長短期波動(dòng)受自身、金融發(fā)展及政府干預(yù)三者長期均衡關(guān)系的影響顯著。（3）項(xiàng)誤差修正系數(shù)等于-0.003388，符合反向修正機(jī)制，表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長受到干擾而偏離均衡狀態(tài)時(shí)，糾正該非均衡狀態(tài)的速度約為0.34%。（4）項(xiàng)和（5）項(xiàng)中誤差修正項(xiàng)的t統(tǒng)計(jì)量均在1%的顯著性水平下顯著，說明金融發(fā)展及政府干預(yù)均受到3種長期均衡關(guān)系的影響，且當(dāng)它們偏離均衡時(shí)，調(diào)整速度分別為3.33%和0.61%。

（六）Granger因果檢驗(yàn)

長期因果檢驗(yàn)基于滯后期為2的VAR模型進(jìn)行檢驗(yàn)，短期因果檢驗(yàn)基于滯后期為1的VECM模型進(jìn)行檢驗(yàn)（結(jié)果略）。結(jié)果顯示，無論在長期還是短期，金融發(fā)展和政府干預(yù)單獨(dú)或者同時(shí)都不是引起經(jīng)濟(jì)增長變化的Granger原因。但是，無論在長期還是短期，經(jīng)濟(jì)增長和政府干預(yù)同時(shí)是引起金融發(fā)展變化的Granger原因，而政府干預(yù)僅僅在長期是引起金融發(fā)展變化的Granger原因。在短期，經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展兩者單獨(dú)且同時(shí)都是引起政府干預(yù)變化的Granger原因，而在長期僅僅兩者同時(shí)是引起政府干預(yù)變化的Granger原因。因此經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展無論在長期還是短期僅為單向Granger因果關(guān)系，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長是引起金融發(fā)展Granger變化的原因。對于金融發(fā)展與政府干預(yù)，在短期表現(xiàn)為金融發(fā)展是引起政府干預(yù)Granger變化的原因，而在長期表現(xiàn)為政府干預(yù)是引起金融發(fā)展Granger變化的原因。經(jīng)濟(jì)增長與政府干預(yù)在短期呈現(xiàn)單向Granger因果關(guān)系，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長是引起政府干預(yù)變化的Granger原因。

（七）實(shí)證結(jié)果分析

通過以上的實(shí)證分析過程及結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

第一，1978—2013年間廣東省金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，在加入政府干預(yù)這一變量后，廣東省金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長仍然具有促進(jìn)作用，這也與田樹喜和白欽先（2012）的研究結(jié)論吻合。然而廣東省政府的干預(yù)本身并沒有對轄內(nèi)的經(jīng)濟(jì)及金融發(fā)展帶來預(yù)期的好處，這也進(jìn)一步豐富了陳剛、尹希果和陳華智（2006）的結(jié)論。本文認(rèn)為在財(cái)政分權(quán)體制下的政府無法滌除自身的逐利動(dòng)機(jī)，加之國有經(jīng)濟(jì)對政府主導(dǎo)的金融體系存在剛性依賴，這必然對民營經(jīng)濟(jì)的金融份額構(gòu)成擠出效應(yīng)，過多的金融控制影響資金流轉(zhuǎn)的市場機(jī)制，阻滯金融配置效果和經(jīng)濟(jì)效率。這也進(jìn)一步說明中國的金融體制改革不能同財(cái)稅體系和政府體制變革割裂開來，必須將其納入統(tǒng)一的分析范式之中。

第二，廣東省金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長的短期波動(dòng)均會(huì)受到三者長期穩(wěn)定均衡關(guān)系的影響，當(dāng)三者出現(xiàn)短期偏離時(shí)，其恢復(fù)到長期均衡狀態(tài)的調(diào)整速度分別為3.33%、0.61%和0.34%。由此可見，金融發(fā)展的調(diào)整力度最大，政府干預(yù)次之，而經(jīng)濟(jì)增長最小。由此可見，當(dāng)政府合理化自身的金融干預(yù)行為后，金融體系內(nèi)生的自我修復(fù)機(jī)制能夠以最快的速度恢復(fù)應(yīng)有的經(jīng)濟(jì)效能。然而，若政府的干預(yù)行為破壞了金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化趨勢，則造成的經(jīng)濟(jì)損耗也愈發(fā)明顯。這為政府合理明確行為邊界、重點(diǎn)維系金融體系的市場化進(jìn)程提供了一定的理論基礎(chǔ)。

第三，短期和長期的Granger因果檢驗(yàn)表明，金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長之間在某種程度上存在著單向因果關(guān)系。對于經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展，無論長期與短期經(jīng)濟(jì)增長都是引起金融發(fā)展的Granger原因。對于金融發(fā)展與政府干預(yù)，在短期，金融業(yè)作為政府之間競爭的手段，地方政府進(jìn)行干預(yù)；但是在長期，隨著干預(yù)所產(chǎn)生的效應(yīng)的凸顯，又對金融業(yè)的發(fā)展造成了影響。對于經(jīng)濟(jì)增長與政府干預(yù)，在短期地方政府的政策實(shí)施一般作用時(shí)間較短，在面對短期的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)，地方政府往往會(huì)采取干預(yù)措施來穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長。

四、結(jié)論及政策建議

在財(cái)政分權(quán)背景下，特別是在1994年的分稅制改革之后，廣東省政府財(cái)政收支逆差持續(xù)擴(kuò)大，造成了巨大的財(cái)政壓力。通過對本區(qū)域內(nèi)的銀行施加壓力，要求其為地方貸款，不僅能快速解決問題，還會(huì)受到納稅人的支持。但這種政府的金融干預(yù)，極容易使得金融資源流向具有政府背景的經(jīng)濟(jì)個(gè)體中，造成“驅(qū)逐良幣”效應(yīng)（李華民、吳非和陳哲詩，2014），這偏離了應(yīng)有的效率準(zhǔn)則?；诒疚牡姆治?，在財(cái)政分權(quán)下，政府的行為阻礙了金融的發(fā)展，然而金融發(fā)展仍對經(jīng)濟(jì)增長起促進(jìn)作用，這也從側(cè)面反映出了廣東省金融深化程度已達(dá)到了較高層次，但現(xiàn)有體系下的金融干預(yù)還是損害了經(jīng)濟(jì)效率。換言之，廣東省政府應(yīng)當(dāng)對自身的金融干預(yù)手段進(jìn)行細(xì)致甄別和篩除，通過切實(shí)手段減少現(xiàn)有金融體系資源錯(cuò)配的現(xiàn)象，加快金融市場化、利率市場化進(jìn)程，從而更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。基于此，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：

第一，政府應(yīng)該明確自身職責(zé)，減少對金融發(fā)展（特別是銀行信貸）的不良干預(yù)，銀行機(jī)構(gòu)授信與否應(yīng)由銀行自身根據(jù)信用風(fēng)險(xiǎn)以及相關(guān)收益決定，政府相應(yīng)地起指導(dǎo)作用。政府可以增加對金融發(fā)展的積極干預(yù)，發(fā)揮政府在金融服務(wù)中的功能，比如設(shè)立金融服務(wù)中心、開展金融論壇活動(dòng)等，為金融發(fā)展創(chuàng)造更好的外部制度氛圍。

第二，進(jìn)一步完善財(cái)政分權(quán)體制，提高地方政府的支出責(zé)任與收入權(quán)限的匹配程度。1994年以前，地方政府基本能夠?qū)崿F(xiàn)自給自足，而1994年的分稅制改革之后，地方政府普遍存在財(cái)政收支壓力，這種收支逆差扭曲了政府的經(jīng)濟(jì)治理行為，所以應(yīng)當(dāng)合理地框定財(cái)政收支的“四至范圍”和經(jīng)濟(jì)調(diào)節(jié)的合理邊界，以契合經(jīng)濟(jì)發(fā)展的要求。

第三，財(cái)政分權(quán)意味著地方政府擁有更多的自主權(quán)，在謀求晉升機(jī)遇和政績沖動(dòng)下的地方政府要想實(shí)現(xiàn)財(cái)政收支平衡甚至是盈余，具有一定難度。我們應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步提升地方政府收支的權(quán)責(zé)匹配度，完善縱向鏈條上的政府間轉(zhuǎn)移支付，既可降低地方政府的財(cái)政壓力，最大限度地壓制地方政府干預(yù)區(qū)域金融結(jié)構(gòu)的沖動(dòng)，除去必要的無補(bǔ)償性支出外，地方政府又可以利用多余的財(cái)政收入進(jìn)行相關(guān)的投資，比如對一些基建項(xiàng)目進(jìn)行投資等，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益的最大化。

注：

①譬如，加強(qiáng)稅收調(diào)節(jié)、強(qiáng)制性要求銀行對特定群體進(jìn)行靶向信貸投放，為拓寬企業(yè)融資渠道而進(jìn)行的授信補(bǔ)貼和擔(dān)保等。

②例如，在美國的金融體系下，有價(jià)證券市場是其資源配置的主導(dǎo)方式。對于中國而言，融資渠道大多由中介金融（銀行機(jī)構(gòu)體系）所提供。然而，并不能簡單地以經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平來劃分金融配置方式。在日本和德國的金融資源配置中，銀行機(jī)構(gòu)的地位十分突出。

③例如，慣性地將政府的干預(yù)行為歸結(jié)為官員的利己主義和政治晉升需求。

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