王 慧，王 軍

（西南財經(jīng)大學(xué)a.工商管理學(xué)院；b.經(jīng)濟學(xué)院，成都 611130）

0 引言

近年來，影子銀行作為金融理論研究的重大問題，得到了學(xué)術(shù)界的廣泛重視。目前，我國影子銀行規(guī)模的年增長率均在15%以上[1]，這必然會對經(jīng)濟“新常態(tài)”下我國的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生顯著的影響。在金融抑制環(huán)境下，影子銀行被認為可以通過彌補正規(guī)金融的不足來實現(xiàn)我國的經(jīng)濟增長。然而，金融發(fā)展理論認為，影子銀行等非正規(guī)金融的效率相對正規(guī)金融來說是低下的。事實上，二者并不存在必然的矛盾，這是因為：一方面，影子銀行可以實現(xiàn)從儲蓄到投資的轉(zhuǎn)化，進而為經(jīng)濟增長提供金融支持；另一方面，影子銀行帶來的“投資增量”在很大程度上會弱于正規(guī)金融的資本配置效率。那么影子銀行到底對我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生了什么樣的影響？何種影響力度更大？又是否存在“閾值效應(yīng)”？

目前國內(nèi)針對影子銀行對實體經(jīng)濟影響的研究呈現(xiàn)出兩個主要特征：一是研究發(fā)現(xiàn)影子銀行客觀上對提升實體經(jīng)濟起到了一定的積極作用，但這種影響并不穩(wěn)定，且沒有指出影子銀行的閾值效應(yīng)[2,3]；二是研究經(jīng)濟增長的效應(yīng)時，僅以經(jīng)濟增長速度來進行度量，沒有給予質(zhì)量問題足夠的關(guān)注[4]，且形成了較為一致的結(jié)論，即影子銀行的發(fā)展有利于中國的經(jīng)濟增長[5]。但也存在其他不同的觀點，比如Ayyagari等（2008）[6]、許付常和王傳東（2015）[7]分別使用中國的微觀和宏觀數(shù)據(jù)對這一問題進行了實證檢驗，結(jié)果顯示影子銀行等非正規(guī)金融并不是中國經(jīng)濟增長的原因。

上述研究均是對經(jīng)濟增長速度的檢驗，較少涉及對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的考察。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，站在五大發(fā)展理念的角度，進一步研究影子銀行規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。

1 經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指數(shù)：“五大發(fā)展理念”視角的估算

根據(jù)理論與實踐的現(xiàn)實需要，并結(jié)合“五大發(fā)展理念”的深刻內(nèi)涵，本文在此建立一個用于評價經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平的綜合指標(biāo)體系，具體見表1。

表1 基于“五大發(fā)展理念”經(jīng)濟發(fā)展指標(biāo)體系

本文選用主成分分析法作為指標(biāo)體系計算的工具[8]，以我國2007—2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究對象。在運算過程中，對于PCA中存在的量綱不同的問題，對相關(guān)指標(biāo)進行無量綱化處理，并以基礎(chǔ)指標(biāo)的協(xié)方差矩陣作為主成分分析的輸入變量。此外，對指標(biāo)體系中的逆指標(biāo)進行倒數(shù)化處理。

除此之外，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取30個省份（不含西藏和港澳臺地區(qū)），其中，東部地區(qū)包括粵、閩、桂、蘇、滬、京、遼、瓊、津、桂、浙、豫；中部地區(qū)包括豫、吉、贛、蒙、皖、晉、鄂、湘、黑；西部地區(qū)包括黔、滇、陜、青、渝、蜀、寧、甘、新。使用的數(shù)據(jù)來源于2015年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報、2006—2015年的《中國統(tǒng)計年鑒》和萬德數(shù)據(jù)庫。

運用主成分分析法得到基于五大發(fā)展理念的我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指數(shù)如表2所示。

表2 經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)估算結(jié)果

通過表2可以發(fā)現(xiàn)，在研究的樣本期內(nèi)，我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的總體水平得到了快速提升，共提升了26.1%，但是由于客觀經(jīng)濟發(fā)展階段“唯GDP”等粗放型經(jīng)濟增長方式的存在，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的總體發(fā)展水平尚不夠高，還需要進一步提升我國的經(jīng)濟增長質(zhì)量水平。從五個內(nèi)在維度來看：第一，在創(chuàng)新向度方面，我國起點較低，2007年的創(chuàng)新發(fā)展指數(shù)為0.22546，但年均增長速度達到了3.70%。一個更為顯著的體現(xiàn)是“十二五”以來，這種加速變得更為明顯。這說明在我國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”、中國特色社會主義進入新時代后，隨著我國各項改革進入深水期，黨的十八屆三中全會發(fā)布了《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》，促使我國經(jīng)濟社會的各項改革得到了進一步深化，我國經(jīng)濟增長的動能實現(xiàn)了有效的轉(zhuǎn)換，消費成為拉動經(jīng)濟增長的最大動力，經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)得到了進一步升級。第二，從協(xié)調(diào)發(fā)展方面來看，我國協(xié)調(diào)發(fā)展水平處于不斷提升中，但是由于改革開放以來，受到我國漸進性和分步推進式改革的影響，協(xié)調(diào)發(fā)展水平的提升速度相對較低，年均增速不足百分之一。隨著市場化程度不斷深化，資本的逐利性決定市場很難在短期內(nèi)解決我國的發(fā)展不協(xié)調(diào)問題，這也說明了經(jīng)濟發(fā)展中政府宏觀調(diào)控的重要性。第三，綠色向度。我國綠色發(fā)展方面起點相對較高，2007年的綠色發(fā)展指數(shù)為0.71854，但是綠色方向平均發(fā)展速度并不高，且還在不斷地降低，在研究樣本期內(nèi)，逐步由1.28%降至0.68%。2011年以來，隨著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的不斷深入和各項社會經(jīng)濟改革進入深水期，為實現(xiàn)經(jīng)濟的綠色發(fā)展所要付出的代價不斷增加，推進起來也日益艱難。第四，站在開放發(fā)展的研究視角來看，我國的起點相對較低，2007年開放發(fā)展指數(shù)為0.13534，并且在2008年之后的4年連續(xù)低于2008年的水平，這與國際金融危機的影響有著重要的聯(lián)系。第五，站在開放發(fā)展的研究視角來看，在研究的樣本期內(nèi)，我國的共享發(fā)展水平一直處于穩(wěn)步提升的發(fā)展態(tài)勢，并且發(fā)展速度也相對較高，達到了均速5.36%的水平。這充分說明了隨著我國經(jīng)濟社會發(fā)展進入新時代中國特色社會主義這一階段，黨和政府越來越重視在社會公平方面發(fā)力，逐步擴大惠及全民的民生投入，從而提高經(jīng)濟發(fā)展中的公平與共享水平。

2 研究設(shè)計

2.1 模型構(gòu)建

我國不同地區(qū)有著不同的資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展水平，影子銀行對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響也必然存在顯著差異。故而，本文進一步考察影子銀行對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生的影響在我國東、中、西部地區(qū)存在的差異性。具體的研究模型見式（1）：

其中，QED為表示經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的因變量；SHB、SHBQ、CD、FD和RGDP依次代表影子銀行規(guī)模、影子銀行規(guī)模的二次項、危機虛擬變量、金融市場發(fā)展水平和人均GDP增長率，α和βi分別表征常數(shù)項和待估計參數(shù)，樣本個體i=1,2,…,30，研究時間t為 2007—2015年。

此外，進一步使用Chow檢驗來考察影子銀行對我國東、中、西部不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響是否會存在明顯的差異性。

2.2 指標(biāo)選取與說明

（1）因變量：使用基于“五大發(fā)展理念”構(gòu)建的指數(shù)來表示經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平。

（2）自變量：本文使用影子銀行規(guī)模（SHB）這一指標(biāo)作為實證分析的自變量，考察其對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。在此，根據(jù)王慧和王軍（2017）[9]的計算方法來估算影子銀行的規(guī)模。

（3）控制變量：為了控制其他影響因素，選用金融危機虛擬變量（表征為CD，2008—2010年的虛擬變量取1）、金融市場發(fā)展水平（使用金融相關(guān)率來作為替代變量，表征為FD）和人均GDP增長率（表征為RGDP）為控制變量。

本文使用的數(shù)據(jù)來源于2015年國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報、2006—2015年的全國和各省份的統(tǒng)計年鑒、萬德數(shù)據(jù)庫。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 面板單位根檢驗

為了提高實證分析的準(zhǔn)確性，先對變量進行ADF平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果如下頁表3所示。

表3 單位根檢驗結(jié)果

由表3可知，變量QED、SHB、SHBQ、RGDP和FD在5%的置信水平上是一階單整的，滿足實證分析的前置條件。

3.2 全國層面的結(jié)果分析

在模型（1）的基礎(chǔ)上，運用全國層面面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，并在Hausman和LM檢驗的基礎(chǔ)上，選用固定效應(yīng)變系數(shù)模型來進行回歸分析。結(jié)果見表4。

表4 影子銀行對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響分析

從表4的結(jié)果可以看出，模型的F統(tǒng)計量在1%的顯著性水平上顯著，且多數(shù)變量的系數(shù)在10%的置信區(qū)間上顯著，說明模型的解釋能力較強。影子銀行規(guī)模及其二次項的回歸系數(shù)分別為正值和負值，且在5%的置信區(qū)間上顯著，這說明模型的因變量和自變量之間存在倒“U”型關(guān)系。這表明我國的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量與影子銀行規(guī)模之間存在閾值效應(yīng)，閾值點為2.8399萬億元，其中閾值點（拐點）可以看作從經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的視角來看，各省份影子銀行規(guī)模所應(yīng)該達到或處于的最優(yōu)水平。這表明各樣本省份的影子銀行規(guī)模小于2.8399萬億元時，影子銀行規(guī)模還有一定的提升空間，其積極影響還沒有得到充分發(fā)揮；當(dāng)影子銀行的規(guī)模小于2.8399萬億元時，將會阻礙經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。

從模型中的閾值效應(yīng)可以看出，我國影子銀行的發(fā)展對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升是一把“雙刃劍”，即會引起積極影響和消極影響。從積極的方面來看，1978年以來我國金融市場發(fā)展水平相對滯后，且總體處于低水平，作為市場經(jīng)濟主體的企業(yè)尤其是非國有企業(yè)的融資渠道相對單一，主要來自于銀行貸款。在這種背景下，影子銀行的發(fā)展可以逐步彌補各類中小經(jīng)濟主體的資金缺口，有助于提升我國的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。與此相對的是，影子銀行規(guī)模的擴大也會不斷地積聚其自身的潛風(fēng)險，尤其是在突破某一最優(yōu)閾值以后，其不利影響會急劇放大，增加政府宏觀調(diào)控的難度和金融體系的不穩(wěn)定性，進而不利于我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量和效率的提升。

在控制變量方面，經(jīng)濟增長指標(biāo)的系數(shù)為正，說明經(jīng)濟保持一定速度的增長有利于一國經(jīng)濟質(zhì)量的整體改善。金融危機虛擬變量的系數(shù)顯著為正，表明國際金融危機雖然會影響經(jīng)濟增長的速度，但有利于我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。這是因為金融危機帶來了經(jīng)濟增長的下行，但是為我國經(jīng)濟增長質(zhì)量的改善提供了一個良好的契機，它促使了我國經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化，客觀上促進了我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。金融市場發(fā)展水平會對我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量水平產(chǎn)生積極影響，這說明在我國金融抑制的宏觀經(jīng)濟背景下，可以把金融發(fā)展水平作為提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的一個重要路徑。

從“五大發(fā)展理念”分解的角度來看：第一，從創(chuàng)新發(fā)展來看，回歸系數(shù)不顯著，說明影子銀行對創(chuàng)新發(fā)展并沒有產(chǎn)生什么顯著影響。這是因為創(chuàng)新投入具有資金需求巨大和投資周期較長的特點，我國的創(chuàng)新大部分依靠的是正規(guī)金融來進行支持，影子銀行所起到的作用非常微弱。第二，從協(xié)調(diào)發(fā)展來看，影子銀行不利于協(xié)調(diào)發(fā)展，因為資本具有逐利性，會流向收益高的地區(qū)，從而加劇城鄉(xiāng)和區(qū)域的金融資源差距，進而影響其經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。第三，從綠色發(fā)展來看，影子銀行不利于綠色發(fā)展，因為其會加快資金流向收益高的領(lǐng)域，從而造成正規(guī)金融資金來源不足，不能為綠色發(fā)展提供必要的資金支持。第四，從開放發(fā)展來看，影子銀行有利于開放發(fā)展，在后金融危機時代，外貿(mào)企業(yè)經(jīng)營困難，需要影子銀行來滿足其融資需求。第五，從共享發(fā)展來看，影子銀行有利于共享發(fā)展，因為我國存在金融抑制，影子銀行可以通過提高金融資源的通達性來助推經(jīng)濟效率的提高，進而帶來國民收入水平的提升。

3.3 我國分地區(qū)的差異分析

在全國數(shù)據(jù)分析的基礎(chǔ)上，本文進一步分別考察東、中、西部地區(qū)影子銀行規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。結(jié)果如下頁表5所示。

從表5可知：分地區(qū)來看，影子銀行對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響力度最大的為中部地區(qū)，其次為東部地區(qū)，影響力度最小的為西部地區(qū)。究其原因可以發(fā)現(xiàn)：我國中部各省份不僅在經(jīng)濟社會等各方面協(xié)調(diào)發(fā)展的較好，而且影子銀行的規(guī)模相對適宜，既起到了作用，又沒有積聚過多的風(fēng)險；西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平比較低，經(jīng)濟體量相對較小，對非正規(guī)金融的需求相對較弱，造成影子銀行的規(guī)模相對較小，但是具有較大的發(fā)展空間；東部地區(qū)金融市場較為發(fā)達和完善，影子銀行等非正規(guī)金融的發(fā)展空間相對來說比中西部地區(qū)要小一些。

此外，Chow檢驗結(jié)果表明：模型在1%的置信區(qū)間內(nèi)拒絕原假設(shè)，這表明模型運用我國東、中、西部地區(qū)樣本估算出的回歸系數(shù)具有顯著的差異。在不同區(qū)域的回歸結(jié)果中，影子銀行規(guī)模及其平方項的系數(shù)分別為正數(shù)和負數(shù)，且在10%的顯著性水平上顯著，表明影子銀行規(guī)模與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間在不同的地區(qū)也存在著倒“U”型關(guān)系。影子銀行規(guī)模對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的閾值在我國東、中、西部地區(qū)依次為3.0856萬億元、2.2193萬億元、1.0201萬億元。這表明東部地區(qū)很多省份的影子銀行規(guī)模已經(jīng)超過了最優(yōu)值，而中西部地區(qū)的影子銀行還有較大的發(fā)展空間。此外，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量對影子銀行具有更強的承受能力，即東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展需要相對中西部地區(qū)更大規(guī)模影子銀行的存在。其原因是我國東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平較高，資源稟賦條件好，擁有大量資金需求的中小經(jīng)濟主體，且此類經(jīng)濟主體由于自身實力受限，難以獲得發(fā)展所需資金，會存在較大的融資缺口。

表5 我國東、中、西部地區(qū)實證回歸結(jié)果

4 結(jié)論

通過本文的分析，得到如下結(jié)論：第一，樣本期內(nèi)，我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量和“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五個方面均得到了穩(wěn)步提升，但是五個維度內(nèi)部差異明顯。第二，影子銀行對我國經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量會產(chǎn)生顯著的正面影響，影子銀行規(guī)模與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量之間存在倒“U”型關(guān)系，且其對創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放和共享的影響力度存在明顯差異，具體為對協(xié)調(diào)和綠色發(fā)展會產(chǎn)生負面影響，對創(chuàng)新發(fā)展的影響并不顯著，但是對我國的開放和共享發(fā)展會產(chǎn)生積極影響。第三，影子銀行發(fā)展對東、中、西部經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升大有裨益，影響力度由大到小依次為：中部、東部和西部地區(qū)，且影子銀行規(guī)模在東部地區(qū)的許多省份已經(jīng)超過了最優(yōu)值，而中西部地區(qū)的影子銀行距離最優(yōu)規(guī)模還有一定的差距。