許珊珊 李鑌 吳非

（廣東金融學(xué)院廣州區(qū)域金融政策重點(diǎn)研究基地 華南師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）

一、引言

中國財政分權(quán)的改革，旨在推進(jìn)地方政府成為一個權(quán)責(zé)對等的政治實(shí)體。然而，這種權(quán)利的下放，為地方政府間的經(jīng)濟(jì)“錦標(biāo)賽”競奪提供了便利，地方政府通過各種手段介入其轄內(nèi)經(jīng)濟(jì)，使其朝著自身期望方向運(yùn)行，而金融是最好的手段之一。因此，本文基于2008～2013年廣東省21市的經(jīng)驗(yàn)分析，試圖從地方政府對金融發(fā)展的干預(yù)行為入手，梳理金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長的交互關(guān)系。

二、文獻(xiàn)回顧

自Goldsmith（1969）[1]首次證實(shí)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系之后，探討金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的交互關(guān)系的理論和實(shí)證研究就層出不窮，而學(xué)者們的研究結(jié)果卻并未呈現(xiàn)一致性。一部分學(xué)者的研究成果為Goldsmith（1969）的研究進(jìn)行了有力支撐（Levine等，1996[2]；談儒勇，1999[3]；），其研究認(rèn)為，完善成熟的金融系統(tǒng)能夠合理分配社會資金并有效引導(dǎo)社會生產(chǎn)，進(jìn)而提高了全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)了合意的經(jīng)濟(jì)進(jìn)展。然而，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間的交互之謎仍未解開。如Lucas（1988）[4]的研究認(rèn)為，金融發(fā)展之于經(jīng)濟(jì)增長并不存在統(tǒng)計上的顯著意義，金融的發(fā)展呈現(xiàn)出“尾隨”策略，即金融的發(fā)展僅作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的被動回應(yīng)。

由于研究角度和實(shí)證模型的差異，帶來了檢驗(yàn)結(jié)果的不同，關(guān)于金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之因果邏輯和具體實(shí)施路徑，仍需進(jìn)一步探索其內(nèi)在的核心要素。其中一個重要的因子，是一個國家體制的變革對金融經(jīng)濟(jì)所產(chǎn)生的影響（豆曉利，2012）[5]。后危機(jī)時代下，政府之手納入經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)框架之中成為應(yīng)有之義，其支撐論點(diǎn)不外乎政府的調(diào)節(jié)有利于抵補(bǔ)市場機(jī)制的運(yùn)轉(zhuǎn)偏差。我國自1994年的分稅制改革以來，對中央和地方的縱向財政收入體系進(jìn)行了大規(guī)模的調(diào)節(jié)，然而，縱向政府機(jī)構(gòu)的財政支付的責(zé)任框架的調(diào)節(jié)和重構(gòu)卻似乎游離在改革的藍(lán)圖之外。這使得分稅制改革背景下，中央政府強(qiáng)化了對財政收入的虹吸能力，地方政府只能承接相應(yīng)的支出責(zé)任，這必然扭曲了地方政府的收支系統(tǒng)，對資源需求的強(qiáng)烈沖動成為了地方政府加強(qiáng)對銀行機(jī)構(gòu)信貸決策和信貸行為干預(yù)的主要原因。與此同時，地方政府官員為了自身政治晉升而使得地方政府的行為偏離了正常軌道（周黎安，2004）[6]。歷經(jīng)十年之后，這種政府干預(yù)的內(nèi)容和形式并無實(shí)質(zhì)上的革新，其對經(jīng)濟(jì)的負(fù)面作用猶在：劉文革等（2014）[7]基于1998~2008年省級動態(tài)面板數(shù)據(jù)計量模型的結(jié)果顯示，政府干預(yù)、實(shí)物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)價格的上升對金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量提高有一定的抑制作用，政府的干預(yù)鎖定了金融資源配置失效的困境。因此，推研政府行為偏好和干預(yù)邏輯鏈條并尋求合意的改革路徑，對于中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式上的重要性，不言而喻。

三、金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析

（一）指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)說明

本實(shí)證重點(diǎn)探索在加入政府干預(yù)這一變量之后，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)，為了消除異方差的影響，對變量取自然對數(shù)，采用各市人均地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)lnRJGDP表示經(jīng)濟(jì)增長；對于金融發(fā)展指標(biāo)，采用金融相關(guān)率（FIR）來表示，該指標(biāo)由各市中資金融機(jī)構(gòu)存貸款總額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比得到；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，即財政赤字愈加明顯時，地方政府對經(jīng)濟(jì)金融的干預(yù)愿望愈加強(qiáng)烈，反之亦然，因此本文中政府干預(yù)（ZFGY）采用各市地方公共財政預(yù)算支出與各市地方公共財政預(yù)算收入之比得到。

本文的面板數(shù)據(jù)中截面數(shù)據(jù)包含了廣東省21市，時間區(qū)間設(shè)定為2008～2013年。本文所涉及的所有變量數(shù)據(jù)包括地區(qū)生產(chǎn)總值、人均地區(qū)生產(chǎn)總值、中資金融機(jī)構(gòu)存貸款以及地方公共財政預(yù)算收支均來源于《廣東省統(tǒng)計年鑒2013~2014》。

（二）模型設(shè)定

為了研究財政分權(quán)下金融發(fā)展、政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，本文分別以代表金融發(fā)展與政府干預(yù)的指標(biāo)FIR和ZFGY作為解釋變量，以代表經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)lnRJGDP為被解釋變量，構(gòu)建模型。由于本文樣本數(shù)據(jù)截面成員個數(shù)較時間成員個數(shù)多，且時間跨度僅6期，因此可以忽略時間差異，從而樣本數(shù)據(jù)的個體差異主要表現(xiàn)在截面成員上。因此模型可以簡化如下：

模型（一）中，i=1，2，…，N為截面單元；t=1,2…，T為時序期數(shù)。參數(shù)αit表示模型的常數(shù)項(xiàng)；βit和γit分別對應(yīng)為解釋變量FIR和ZFGY的系數(shù)；隨機(jī)誤差項(xiàng)υit相互獨(dú)立，且均值為零，方差為

（三）實(shí)證分析與結(jié)果

首先采用協(xié)方差分析檢驗(yàn)，在變系數(shù)模型、固定效應(yīng)變截距模型和混合回歸模型中進(jìn)行選擇。協(xié)方差分析檢驗(yàn)主要檢驗(yàn)如下兩個假設(shè)：

H1：斜率在不同的橫截面樣本點(diǎn)上都相同，但截距不相同，即:

H2：斜率和截距在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時間上都相同，即:

顯然，如果接受假設(shè)2，則樣本數(shù)據(jù)符合模型（3），為混合回歸模型，且無需進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)。如果拒絕假設(shè)2，則需檢驗(yàn)假設(shè)1。如果接受假設(shè)1，則樣本數(shù)據(jù)符合模型（2），為變截距模型，反之，則樣本數(shù)據(jù)符合模型（1），為變系數(shù)模型。

為了檢驗(yàn)以上兩個假設(shè)，需要構(gòu)建兩個統(tǒng)計量F1和F2。

檢驗(yàn)假設(shè)2的統(tǒng)計量F2：

檢驗(yàn)假設(shè)1的統(tǒng)計量F1：

其中 S1，S2，S3分別為模型（2），（3），（4）的殘差平方和，k為解釋變量的個數(shù)。對于給定顯著性水平，可以通過查F統(tǒng)計分布表或者在Eviews中運(yùn)用相關(guān)函數(shù)得到相應(yīng)的臨界值。如果F2小于臨界值，則接受假設(shè)2，模型確定為（4）；反之，再利用F1統(tǒng)計量檢驗(yàn)假設(shè)1。如果F1小于臨界值，則接受假設(shè)1，模型確定為（3）；反之，模型為（2）。

運(yùn)用Eviews6.0軟件，在每個模型的回歸統(tǒng)計量里可以得到相應(yīng)的殘差平方和S1=1.726273、S2=3.454996和S3=10.0896。

按模型（4）和模型（5）計算F統(tǒng)計量，其中N=21、k=2、T=6，得到的兩個F統(tǒng)計量分別為

利用函數(shù) @qfdist(d，k1，k2)得到F分布的臨界值，其中d是臨界點(diǎn)，k1和k2是自由度。在給定5%的顯著性水平下(d=0.95)，得到相應(yīng)的臨界值為：

由于F2>1.524，所以拒絕H2；又由于F1<1.585，所以接受H1。因此，模型應(yīng)采用變截距的形式。

變截距模型又分為固定效應(yīng)變截距模型和隨機(jī)效應(yīng)變截距模型，需要Hausman檢驗(yàn)對兩者進(jìn)行判斷。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示，卡方檢驗(yàn)值為1.47，對應(yīng)的概率為0.4794，這表明檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著性水平下接受隨機(jī)效應(yīng)模型原假設(shè)，因此應(yīng)選擇隨機(jī)效應(yīng)變截距模型。

最后，對21市6年期面板數(shù)據(jù)采用隨機(jī)效應(yīng)變截距模型進(jìn)行回歸，得到各個變量前的系數(shù)回歸估計值，如下表1所示：

表1 個體隨機(jī)效應(yīng)變截距模型回歸估計結(jié)果

兩個模型的R2和調(diào)整后的R2分別為0.537976和0.530463，均大于50%，F(xiàn) 統(tǒng)計值為71.60999，在1%的顯著性水平顯著，因此，表明模型整體顯著。模型估計結(jié)果為：

lnRJGDPi=10.35059+0.498916FIR-0.457911ZFGYi+υi

由上表，根據(jù)隨機(jī)效應(yīng)變截距模型的回歸結(jié)果，廣東省金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的正相關(guān)關(guān)系，表明金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長具有積極的推動作用。FIR對lnRJGDP作用的回歸系數(shù)為0.498916，且在1%的顯著性水平下顯著，意味著代表金融發(fā)展的FIR每增加一個單位，代表經(jīng)濟(jì)增長的lnRJGDP增加0.498916%。然而，政府干預(yù)對經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的負(fù)向作用。ZFGY對lnRJGDP作用的回歸系數(shù)為-0.457911，同樣在1%的顯著性水平下顯著，意味著代表政府干預(yù)的ZFGY每增加一個單位，代表經(jīng)濟(jì)增長的lnRJGDP減少0.457911%。易得知，對經(jīng)濟(jì)增長而言，金融發(fā)展的正向作用可抵補(bǔ)政府干預(yù)的消極影響。雖然政府干預(yù)一定程度上擾亂了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的正向共生關(guān)系，但由于廣東省金融深化程度較高，在同一單位水平下，其自身金融體系可以抵消干擾作用，可帶動經(jīng)濟(jì)體進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的增長。

四、結(jié)論及政策建議

通過對廣東省21市2008～2013年的面板數(shù)據(jù)的回歸分析，本文得出了以下結(jié)論：廣東省轄內(nèi)的金融結(jié)構(gòu)和體系的優(yōu)化，帶來了廣東省內(nèi)全要素生產(chǎn)率的提高，并且隨著金融體制改革的進(jìn)一步深化，很大程度上緩解了轄內(nèi)的經(jīng)濟(jì)增長瓶頸遏制，金融體系對資源配置的合理性和效率的提升，有利于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長的方式和內(nèi)容。但是，在后危機(jī)時代背景下，政府干預(yù)理論的盛行，在實(shí)踐中地方政府的政治性的經(jīng)濟(jì)行為受到省際的錦標(biāo)賽競爭和自身財政壓力驅(qū)動，擾動了原有金融體制的優(yōu)化路徑。值得肯定的是，雖然政府之手過多的擾動了金融體系，使得市場化進(jìn)程面臨阻礙，但廣東省的經(jīng)濟(jì)增長方式確是向著一個更高階層的方向運(yùn)動。盡管就目前階段來說，政府干預(yù)行為降低了金融效率，但從側(cè)面看，這也意味著廣東省的金融體制和財稅體制的協(xié)同優(yōu)化所能引致的經(jīng)濟(jì)增長潛力十分巨大。因此，實(shí)現(xiàn)政府之手的優(yōu)化有利于金融結(jié)構(gòu)的合理變遷，對于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長而言，重要性不言而喻。

因此筆者提出如下政策建議：

其一，進(jìn)一步對中國的縱向財政體系的構(gòu)架進(jìn)行梳理，明確地方政府的收支邊界和權(quán)責(zé)對等程度，完善縱向政府間的財政轉(zhuǎn)移支付模式，是廣東省實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外部制度保障。這也有利于釋緩地方財政缺口所帶來的非理性沖動，進(jìn)一步實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長方式的轉(zhuǎn)型優(yōu)化。

其二，區(qū)際政府間的“錦標(biāo)賽”式的競爭模式若得不到改善，則無法實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)、政治和文化的協(xié)同優(yōu)化，建立一個科學(xué)的地方政府官員的核評體系，對于優(yōu)化政府之手而言，意義重大。

其三，進(jìn)一步優(yōu)化地區(qū)的金融結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步推進(jìn)銀行機(jī)構(gòu)的市場化進(jìn)程，并逐步優(yōu)化地區(qū)的金融生態(tài)圈，恰當(dāng)運(yùn)用政府之手對銀行機(jī)構(gòu)特別是大銀行機(jī)構(gòu)進(jìn)行行為糾偏，以求打破原有國有金融體系的縱向鏈條邏輯。在市場壓力下，國有大型銀行機(jī)構(gòu)必將借此機(jī)會走下神壇，其冗余資金勢必會突破到市場層面上循環(huán)，從而建立一個有形有神的金融資源運(yùn)行體制。

其四，政府之手的不恰當(dāng)介入，帶來了市場運(yùn)作的條條框框，已經(jīng)干擾到了企業(yè)和個人特別是金融系統(tǒng)的創(chuàng)新決策，其效率和效果，是難盡初衷的，必將飽受私人部門的詬病。政府之手應(yīng)當(dāng)在有利金融經(jīng)濟(jì)發(fā)展的制度和社會環(huán)境上有所為，在市場經(jīng)濟(jì)行為的直接介入上有所不為。

[1]Goldsmith,R.W.,1969,Financial Structure and Development,[M]New Haven Yale University Press.

[2]Levine Ross,Zervos Sara,1996.Stock Market,Banks,and Economic Growth.World Bank Policy Research Working Paper.

[3]談儒勇.中國金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，1999.

[4]Lucas,R.,1988,“On the Mechanics of Economic Development”,Journal of Monetary Economics,vol.22,pp.3—42.

[5]豆曉利.河南金融發(fā)展、地方政府干預(yù)與經(jīng)濟(jì)增長——基于財政分權(quán)的實(shí)證研究[J].問題探討，2012.

[6]周黎安.晉升博弈中政府官員的激勵與合作——兼論我國地方保護(hù)主義和重復(fù)建設(shè)問題長期存在的原因[J]經(jīng)濟(jì)研究，2004.

[7]劉文革，周文召，仲深，李峰.金融發(fā)展中的政府干預(yù)、資本化進(jìn)程與經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2004.