沙春枝，李富有

(西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061)

一、問題提出

當前，中國經(jīng)濟已邁入高質(zhì)量發(fā)展模式的新時代，但“三農(nóng)”問題、城鄉(xiāng)及區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展差異大、創(chuàng)新發(fā)展動力不足、環(huán)境污染嚴重和資源匱乏等仍然是制約中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要問題。發(fā)展民間金融可以為解決“三農(nóng)”問題提供重要的融資支持，為中小企業(yè)提供有效資源，推動綠色、創(chuàng)新科技產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，提高資源配置效率，且對中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和金融市場的完善也有重要作用。然而民間金融規(guī)模龐大且不受金融系統(tǒng)監(jiān)管控制，其存在會削弱央行和政府的宏觀調(diào)控能力和政策效果，如果管理控制不當，會大幅增加金融市場的風險，危害社會穩(wěn)定。高質(zhì)量發(fā)展背景下民間金融的經(jīng)濟效應(yīng)到底如何？作用渠道是什么？厘清民間金融與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，探明民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的作用機理，科學認識高質(zhì)量發(fā)展背景下民間金融的經(jīng)濟效應(yīng)就顯得尤為重要。

現(xiàn)有文獻主要聚焦于民間金融與經(jīng)濟發(fā)展之間關(guān)系的研究。多數(shù)學者研究認為，作為金融體系重要組成部分，民間金融的經(jīng)濟功能十分顯著。Xia Jiang在研究中國農(nóng)村非正規(guī)金融時指出，中國非正規(guī)金融有經(jīng)濟效益，機構(gòu)效益以及各類風險[1]；Sara Hsu認為中國的非正規(guī)金融對金融市場的深化有正向效應(yīng)，對促進經(jīng)濟增長不可或缺，在短期和長期之內(nèi)將繼續(xù)占有重要地位[2]；Shoubin和Peizhou提出非正規(guī)金融廣泛存在于發(fā)達和發(fā)展中國家，盡管形式多樣但運行的機理基本一致。非正規(guī)金融對于中國宏觀經(jīng)濟越來越重要，政府應(yīng)結(jié)合區(qū)域特點，選擇適合的非正規(guī)金融模式以及監(jiān)管體系[3]。Hans 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(guān)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(yīng)，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[4]；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[5]。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[6]。Franklin Allen等將非正規(guī)金融分為建設(shè)性非正規(guī)金融以及地下金融，通過實證分析得出建設(shè)性非正規(guī)金融與企業(yè)發(fā)展正相關(guān)，并且證明了非正規(guī)金融與正規(guī)金融之間的互補性[7]。Besley和Levenson通過研究臺灣地區(qū)家庭的耐用消費品的積累速度與家庭參與一種典型的民間金融組織輪會(Roscas，Rotating Savings and Credit Association)的關(guān)系，說明了非正規(guī)金融對于經(jīng)濟發(fā)展的重要作用[8]。Kellee Tsai通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)，1998年中國民營企業(yè)僅從正規(guī)金融機構(gòu)獲得的貸款僅占其使用資金的0.4%，所以Kellee Tsai提出民營企業(yè)在1994—2001年的快速發(fā)展主要是由于非正規(guī)金融的資金支持[9]。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(chǔ)。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(guān)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(chǔ)[10]。Jules Kounouwewa通過研究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[11]。楊濤認為民間金融的存在有其合理的基礎(chǔ)，在目前中國金融業(yè)的基本格局較為穩(wěn)定的背景下，民間金融作為一種次優(yōu)選擇，服務(wù)了中小民營企業(yè)的發(fā)展，支持了最具活力的民營經(jīng)濟發(fā)展。同時由于民間金融的效率和服務(wù)水平不斷提高，給整個金融行業(yè)創(chuàng)造新的活力，有效地促進中國金融體制改革與發(fā)展[12]。徐攀、潘煜雙研究說明了長三角地區(qū)中心企業(yè)的融資效率會因為中小企業(yè)集群、民間金融介入而提高，因此引導(dǎo)民間金融陽光化、規(guī)范化發(fā)展對于解決中小企業(yè)融資難題、促進中小企業(yè)發(fā)展具有重大實踐意義[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(guān)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(zhì)量發(fā)展的影響，也沒有學者關(guān)于民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的作用機理進行分析?；诖?，本文著重研究民間金融與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)系，探明民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)，對于中國制定相關(guān)民間金融和宏觀經(jīng)濟政策具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

二、民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響分析

(一)民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用機理分析

以民營中小企業(yè)為主的中國民營經(jīng)濟在改革開放以后得到快速的發(fā)展，為推動中國經(jīng)濟高速發(fā)展做出了重大的貢獻，但受到各種因素的限制，中小企業(yè)的主要融資渠道是民間金融，因此，民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量的發(fā)展必然具有重要作用。

第一，民間金融通過投資路徑實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)具有高投入、高風險、期限長的特征，一般情況下需要大量資本要素的投入以及金融服務(wù)的支持，然而目前許多處于初創(chuàng)期的高新技術(shù)企業(yè)規(guī)模較小、資金鏈薄弱、可抵押的資產(chǎn)少，正規(guī)金融機構(gòu)不愿面臨高風險對該類企業(yè)進行貸款，許多科創(chuàng)型中小企業(yè)缺乏科技研發(fā)和技術(shù)創(chuàng)新的投資資金，從而導(dǎo)致創(chuàng)新受阻，而民間金融可以依靠信息優(yōu)勢和密切關(guān)注追蹤等途徑較為全面的掌握中小企業(yè)創(chuàng)新的風險和可能的收益，向中小企業(yè)高新技術(shù)創(chuàng)新投資提供融資資金，從而使得中小企業(yè)融資進行技術(shù)革新的渠道更加通暢，進而促進科技開發(fā)、成果轉(zhuǎn)化和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)成長。更重要的是，高新技術(shù)產(chǎn)品存在的“網(wǎng)絡(luò)外部性”和“技術(shù)溢出效應(yīng)”會通過傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的投資帶動和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，實現(xiàn)推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級。在創(chuàng)新驅(qū)動下，中國經(jīng)濟可以進一步實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)鏈升級，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量進一步提升。

第二，民間金融通過消費路徑實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。在二元經(jīng)濟體制的影響下，中國農(nóng)村和城鎮(zhèn)的發(fā)展被長期割裂開來，居民收入差距的主要部分就是城鄉(xiāng)收入差距。阻礙經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的一個重要問題就是城鄉(xiāng)收入分配差距大、發(fā)展差距大[14]。城鄉(xiāng)經(jīng)濟發(fā)展不平衡已經(jīng)成為制約中國實現(xiàn)全面建成小康社會、提升經(jīng)濟發(fā)展效率與質(zhì)量的瓶頸問題。由于向低收入群體提供金融服務(wù)、在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)開展金融活動的成本和風險較高，正規(guī)金融傾向于將這部分人群和地區(qū)排斥在外。民間金融尤其是小額信貸則以低收入人群為主要服務(wù)對象。隨著中國政府對農(nóng)村以及貧困地區(qū)的各項補助政策和基建投資，農(nóng)村居民的人均可支配收入不斷地提高，個性化消費、信息消費以及綠色消費逐漸成為新的消費理念，民間金融可以滿足其不斷改善的消費結(jié)構(gòu)，主要體現(xiàn)在消費需求的變化以及商品供求的變化。人們對醫(yī)療衛(wèi)生、文化娛樂、教育旅游等方面的支出占比逐年提升，而對基本的生活物質(zhì)方面的需求占比不斷下降。新的消費結(jié)構(gòu)必然會使傳統(tǒng)的、落后的、過剩的產(chǎn)業(yè)被淘汰，加快高效率、高科技、綠色節(jié)能產(chǎn)業(yè)的孕育和發(fā)展，促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級、經(jīng)濟質(zhì)量提升。

第三，民間金融通過對外貿(mào)易路徑實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。根據(jù)商務(wù)部外資統(tǒng)計數(shù)據(jù)的顯示來看，從2004年開始，中國的出口企業(yè)中，民營企業(yè)日益成為出口的重要力量。自中國2001年加入世貿(mào)組織開始，中國民營企業(yè)出口所占比重逐年提高，并在2006年開始持續(xù)高于國有企業(yè)出口額?；谛沦Q(mào)易理論，從理論上看流動性充足的企業(yè)融資約束較少，能夠克服進入出口市場的沉沒成本，從而更容易出口。對于中國而言，世界銀行投資環(huán)境調(diào)查表明：在進行調(diào)查的80個樣本國家中，中國是融資約束最嚴重的國家，80%的民營企業(yè)將融資約束視為企業(yè)發(fā)展的主要障礙，因此，融資約束對于中國民營企業(yè)出口的發(fā)展尤為重要。但在中國存在所有制信貸歧視的情況下，正規(guī)金融機構(gòu)的貸款存在政治上的主從次序，中小企業(yè)難以獲得充足的貸款額度，有的甚至無法獲得貸款。作為正規(guī)金融輔助的民間金融可以彌補這一不足，將資金投入到高效率的中小企業(yè)，緩解由于信貸歧視造成的民營企業(yè)出口對外源融資的依賴性。同時，由于外源融資依賴程度較高的行業(yè)多為資本技術(shù)密集型行業(yè)，因此通過民間金融對所有制信貸歧視現(xiàn)狀的改變最終將可能進一步帶來民營企業(yè)出口商品結(jié)構(gòu)的升級，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[15]。

(二)民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響效應(yīng)的存在性檢驗

1.模型設(shè)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(zhì)量發(fā)展指標。在中介變量選擇方面，中介變量為民間金融對高質(zhì)量發(fā)展的影響路徑，本文從需求側(cè)出發(fā)予以分析，中介變量選擇消費、投資和對外貿(mào)易。

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

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，被解釋變量highit為高質(zhì)量發(fā)展指標；中介變量invrit、conrit、traderit分別為投資水平指標、消費水平指標以及貿(mào)易水平指標；核心解釋變量ifirit為民間金融發(fā)展水平；Xit為控制變量，包括正規(guī)金融發(fā)展水平(fir)、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)(market)以及地區(qū)真實經(jīng)濟增長率(grpr)；εit、uit、vit為隨機擾動項。

表1 中介效應(yīng)回歸變量說明表

2.變量選擇

(1)被解釋變量

為全面反映經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的諸多側(cè)面，力求做到全面、準確、客觀，本文從經(jīng)濟增長效率、經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長穩(wěn)定性、社會福利變化與成果分配、生態(tài)環(huán)境和社會發(fā)展6個子系統(tǒng)對各省(市、區(qū))高質(zhì)量發(fā)展進行測算，進而采用主成分分析法構(gòu)建高質(zhì)量發(fā)展指標highit。以下對于部分指標的計算方式和數(shù)據(jù)的統(tǒng)計進行說明。

首先，在經(jīng)濟增長效率指標中，采用隨機前沿分析方法(Stochastic Frontier Analysis)對全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率進行測定，與別的方法相比(如數(shù)據(jù)包絡(luò)分析DEA)，這種方法可以在一定程度上識別和排除中國不斷改革過程中的短暫沖擊，也可以弱化數(shù)據(jù)測量誤差對估計結(jié)果的影響。在具體估計中，產(chǎn)出變量為以2000年為基期的實際國民生產(chǎn)總值，并使用目前研究中普遍采用的永續(xù)盤存法對于物質(zhì)資本的存量進行估計。經(jīng)濟增長效率指標中的其他指標，資源配置率 = 投資增長率/GDP增長率，這個指標反映了經(jīng)濟增長過程中部門的協(xié)調(diào)程度以及對于投資的有效利用程度，此處投資數(shù)據(jù)使用的是全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)。資本生產(chǎn)率是一定時期內(nèi)(一年內(nèi))單位資本存量的產(chǎn)出，計算公式為資本生產(chǎn)率=GDP/資本存量，公式中的資本存量為實際資本存量(以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對于名義固定資本形成總額進行調(diào)整得到)。勞動生產(chǎn)率=GDP/就業(yè)總?cè)藬?shù)，用來衡量勞動生產(chǎn)能力和效率的指標。

第二，在經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)指數(shù)中，工業(yè)化率為工業(yè)增加值占全部生產(chǎn)總值的比重。第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率= 第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重 / 第一、第二、第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)比重，反映的是各產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值和各產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)的匹配程度和結(jié)構(gòu)。投資消費結(jié)構(gòu)中，消費率又被稱為最終消費率，指的是一定時期內(nèi)，居民個人消費和政府消費的總和與當年GDP的比值。城鄉(xiāng)發(fā)展指標中，二元對比系數(shù) = 農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率/非農(nóng)業(yè)比較勞動生產(chǎn)率；二元反差指數(shù)則為非農(nóng)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比例與非農(nóng)產(chǎn)業(yè)勞動力比例之差的絕對值[16]。

第三，在測度經(jīng)濟穩(wěn)定性的指標中，消費者物價指數(shù)用1999年為基期的居民消費價格指數(shù)進行測量，生產(chǎn)者物價指數(shù)則用1999年為基期的工業(yè)生產(chǎn)者出廠價格指數(shù)進行測量。經(jīng)濟波動系數(shù) = (本期經(jīng)濟增長速度/前一期經(jīng)濟增長速度)-1，經(jīng)濟波動系數(shù)反映了經(jīng)濟增長穩(wěn)定性的強弱，較大的經(jīng)濟波動系數(shù)代表了較差的經(jīng)濟增長穩(wěn)定性。一般正負50%之內(nèi)的經(jīng)濟波動系數(shù)表明了經(jīng)濟運行較為平穩(wěn)。在計算經(jīng)濟增長速度時使用剔除通貨膨脹的實際GDP增長速度，以期分離價格波動對經(jīng)濟波動的影響。

第四，在社會福利分配經(jīng)濟指標中，泰爾指數(shù) (Theil index) 是用來度量城鄉(xiāng)收入差距的指數(shù)，具體計算方法為：

(7)

其中，Tt為t時期的泰爾指數(shù)，i=1，2分別代表城鎮(zhèn)和農(nóng)村，Iit為t時期城鎮(zhèn)或農(nóng)村的可支配收入，It為城鎮(zhèn)和農(nóng)村的總收入，Pit為t時期城鎮(zhèn)或農(nóng)村的常住人口，pt為總?cè)丝凇?/p>

此處共統(tǒng)計了2000—2017年共18年的數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)包括全國數(shù)據(jù)和28個省或市的數(shù)據(jù)，三級指標共有35個，數(shù)據(jù)來源有《中國統(tǒng)計年鑒(1999—2018)》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒(2001—2017)》《中國財政年鑒(2001—2017)》《中國金融統(tǒng)計年鑒(2017)》《中國能源統(tǒng)計年鑒(2017)》，以及各省份地方統(tǒng)計年鑒(2000—2018)和各省份統(tǒng)計公報。具體的指標體系見下表：

表2 經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量評價指標體系

(2)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ifirit。金融發(fā)展水平由美國經(jīng)濟學家戈德史密斯提出，戈德史密斯給出的FIR=金融資產(chǎn)總額/GDP，因此民間金融發(fā)展水平也可以用民間金融規(guī)模與該地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示。其中，全國省際2000—2017年民間金融規(guī)模運用經(jīng)濟金融相關(guān)系數(shù)法計算的。

(3)控制變量

首先，考慮到民間金融對正規(guī)金融的補充關(guān)系，研究民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，必然需要控制正規(guī)金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。借鑒張杰等人的做法，本文采用存款與貸款之和與地區(qū)生產(chǎn)總值之比來表示各地區(qū)正規(guī)金融發(fā)展水平。其次，改革開放以來，外商直接投資不僅一直是中國資本供給的重要組成部分，其技術(shù)外溢效應(yīng)還有力的推動了中國的生產(chǎn)技術(shù)進步和產(chǎn)業(yè)升級，因而有必要考慮外商直接投資對高質(zhì)量發(fā)展的影響，本文使用各地區(qū)外商直接投資額與該地區(qū)的生產(chǎn)總值之比來表示。再次，財政支出在中國經(jīng)濟中始終扮演重要導(dǎo)向型作用，在考慮影響高質(zhì)量發(fā)展因素時需要納入財政支出變量。然而由于財政支出涉及范圍較廣，直接納入并不能反映政府對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重視程度，還會引起財政支出與宏觀經(jīng)濟環(huán)境指標的共線性問題，因此本文分別采用科技支出和教育支出占財政支出的比例來反映財政支出對高質(zhì)量發(fā)展的影響。最后，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展離不開良好的宏觀經(jīng)濟環(huán)境和制度環(huán)境。良好的宏觀經(jīng)濟環(huán)境為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了充足的資源保障，而良好的制度環(huán)境則保證了高質(zhì)量發(fā)展過程中資源在各部門之間的配置效率。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；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)來源于《中國市場化指數(shù)報告》。由此，本文選取的控制變量包括正規(guī)金融發(fā)展水平(fir)、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)(market)以及地區(qū)真實經(jīng)濟增長率(grpr)。

(4)數(shù)據(jù)來源與說明

本文利用萬得(wind)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)》對研究樣本數(shù)據(jù)進行了搜集，考慮到數(shù)據(jù)可得性的限制，最終形成了中國大陸除西藏、北京、重慶外28個省份2000—2017年的年度省際面板數(shù)據(jù)，并借助Excel和stata15.1對數(shù)據(jù)進行了整理和分析。被解釋變量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)和核心解釋變量民間金融發(fā)展規(guī)模水平指標為本文作者手動測算整理而成。

3.變量描述性分析

在回歸分析前，需要先對樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析，以檢驗數(shù)據(jù)是否存在異常值，檢驗本文所選取的自變量之間是否存在明顯的共線性問題。相關(guān)樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析如下表所示。

表3 全國層面樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

表4 變量相關(guān)性分析

注：*、**、***分別表示10%、5%和1%顯著性水平下顯著，下同。

從描述性統(tǒng)計表中可以看出，除教育支出變量(tecr)標準差接近均值外，其余變量的標準差均明顯小于均值，表明本文的樣本數(shù)據(jù)沒有極端值情況(如表3所示)。從表4中可以看出，本文所選取的解釋變量之間相關(guān)性系數(shù)均不超過0.7，因此可以認為變量間不存在明顯的共線性問題。樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計和變量相關(guān)性分析表明，本文所選取的樣本數(shù)據(jù)質(zhì)量較好，后續(xù)回歸結(jié)果具有客觀可靠性。

4.回歸結(jié)果分析

在進行中介效應(yīng)回歸分析時，考慮到被解釋變量及中介變量的路徑依賴特性及遺漏變量問題，本文采用廣義矩估計(GMM)方法，在解釋變量中放入被解釋變量的一階滯后，以控制歷史因素對當期被解釋變量的影響；同時考慮到高質(zhì)量發(fā)展與民間金融發(fā)展以及正規(guī)金融之間的“回路效應(yīng)”(即雙向因果關(guān)系造成的內(nèi)生性問題)，又將民間金融發(fā)展水平指標(ifir)和正規(guī)金融發(fā)展水平指標(fir)作為內(nèi)生變量，以求得到更為準確客觀的結(jié)果。GMM估計方法包括差分GMM和系統(tǒng)GMM兩種形式。相比差分GMM，系統(tǒng) GMM 可以解決弱工具變量問題，提高估計效率，因而本文選擇系統(tǒng) GMM估計法。使用系統(tǒng)GMM的前提是模型擾動項不存在自相關(guān)以及工具變量設(shè)定合理，因此在分析結(jié)果前，需要對二者進行檢驗。這兩項檢驗可以分別通過AR(2)和 Sargan統(tǒng)計量來實現(xiàn)，其原假設(shè)分別為模型殘差項不存在二階自相關(guān)且所有工具變量均有效。以對不同路徑經(jīng)濟重要性進行比較為目的，本文在回歸分析前對所有變量數(shù)據(jù)進行了標準化處理?；貧w結(jié)果如下表所示。

表5 全國層面全樣本中介效應(yīng)回歸分析結(jié)果

注：表中第(1)列反映了自變量對因變量的總效應(yīng)；第(2)～(4)列反映了自變量對中介變量的影響；第(5)列反映了中介變量對因變量的影響，以及自變量對因變量的直接效應(yīng)。圓括號中為系數(shù)對應(yīng)的t值。

表5反映了全國層面全樣本民間金融發(fā)展對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的中介效應(yīng)回歸結(jié)果。針對系數(shù)聯(lián)合顯著性的wald chi2檢驗p值均為0.00，說明本文模型設(shè)定有效；針對SYS-GMM回歸有效性的檢驗中，各列Sargan和AR(2)的檢驗結(jié)果均說明不能拒絕“擾動項的二階差分項不存在序列自相關(guān)”的原假設(shè)，因此本文的SYS-GMM回歸結(jié)果有效。

從總效應(yīng)層面來看，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標high對民間金融發(fā)展水平ifir的系數(shù)為0.155，在1%的檢驗水平上顯著為正，表明民間金融發(fā)展對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在凈正向影響，民間金融確實能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。而民間金融的直接效應(yīng)系數(shù)為-0.018，且在10%的顯著性水平上沒有通過顯著性檢驗，說明此處的中介效應(yīng)是完全中介效應(yīng)。

從中介效應(yīng)層面來看，投資水平變量invr對民間金融發(fā)展水平變量ifir的回歸系數(shù)為0.059，在5%的檢驗水平上顯著為正，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標high對invr的回歸系數(shù)為0.409，在1%的檢驗水平上顯著為正，因此民間金融通過提高投資水平促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的路徑顯著存在，其中介效應(yīng)大小為0.024，即民間金融發(fā)展水平每增加1個標準差，將通過提高投資水平而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標提高0.024個標準差。消費水平變量conr對ifir的回歸系數(shù)為0.015，在10%的檢驗水平上沒有通過顯著性檢驗，high對conr的回歸系數(shù)為0.631，在1%的檢驗水平上顯著為正，因此民間金融發(fā)展影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的消費路徑是否存在需要進一步進行Sobel檢驗。Sobel檢驗的p值為0.352，因此民間金融通過消費影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的路徑并不存在，其原因在于雖然消費水平的提高能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但樣本期間內(nèi)民間金融難以有效促進消費水平的提高。貿(mào)易水平變量trader對ifir的回歸系數(shù)為0.058，在1%的檢驗水平上顯著為正，而high對trader的回歸系數(shù)并不顯著，因此民間金融影響高質(zhì)量發(fā)展的貿(mào)易途徑也需要進行Sobel檢驗。Sobel檢驗的p值為0.266，檢驗結(jié)果表明，貿(mào)易的中介效應(yīng)并不存在，其原因在于雖然民間金融的發(fā)展能夠促進貿(mào)易水平的提高，但樣本期內(nèi)貿(mào)易水平的提高并不能有效促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。這或許是因為長期以來，中國的對外貿(mào)易主要以加工貿(mào)易為主，產(chǎn)業(yè)科技含量低、高污染、高能耗，難以為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展做出貢獻。由此，在全樣本回歸分析中，民間金融影響高質(zhì)量發(fā)展的路徑僅限于投資路徑。

從與正規(guī)金融對高質(zhì)量發(fā)展影響的對比來看，正規(guī)金融的總效應(yīng)為0.387，在1%的檢驗水平上顯著，其大小約為民間金融總效應(yīng)的2倍。另外，正規(guī)金融的直接效應(yīng)為0.234，在5%的檢驗水平上顯著，說明除了投資、消費和貿(mào)易三個路徑外，正規(guī)金融還有影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的其他路徑。就中介效應(yīng)而言，正規(guī)金融對高質(zhì)量發(fā)展的影響路徑包括投資和消費，其中投資路徑的中介效應(yīng)為0.022，略小于民間金融通過投資路徑對高質(zhì)量發(fā)展的影響；而正規(guī)金融還可以通過提高消費水平促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，其中介效應(yīng)為0.017。而無論民間金融還是正規(guī)金融，均不能通過貿(mào)易路徑影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。因此，就全樣本回歸而言，民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響程度較小，影響路徑較為單一；正規(guī)金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響程度較大，且影響路徑較為多元。

可見，從回歸結(jié)果看，民間金融僅能通過投資路徑對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響；相較而言，正規(guī)金融則可以通過投資和消費路徑影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。而無論民間金融還是正規(guī)金融，均不能通過貿(mào)易路徑影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。

5.穩(wěn)健性檢驗

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，此處將民間金融發(fā)展水平重新定義為民間金融規(guī)模的年增長率(ifgr)，并對其進行標準化，進而對中介效應(yīng)進行重新回歸分析，發(fā)現(xiàn)上述主要結(jié)論無實質(zhì)性變化，限于篇幅，此處未予列示。

表6 全國層面民間金融影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的中介路徑分析

注：a代表中介變量對自變量變量的回歸系數(shù)，b代表因變量對中介變量的回歸系數(shù)，a*b代表中介效應(yīng)。

三、研究結(jié)論與政策建議

本文以中國大陸(除西藏、北京、重慶)28個省(市、區(qū))2000—2017年的年度省際面板數(shù)據(jù)為樣本，采用中介效應(yīng)模型實證分析了民間金融對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的作用機理。研究發(fā)現(xiàn)，民間金融僅能通過投資路徑對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生影響；相較而言，正規(guī)金融則可以通過投資和消費兩個路徑影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但是無論民間金融還是正規(guī)金融，均不能通過貿(mào)易路徑影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。依據(jù)研究結(jié)論，提出如下政策建議。

第一，促進中小企業(yè)融資，提升創(chuàng)新驅(qū)動力。民間金融通過為中小企業(yè)提供資金，一方面，實現(xiàn)了資金更為有效的配置，另一方面，通過為中小企業(yè)的研發(fā)融資，推動中小企業(yè)進行科研創(chuàng)新或者推動中小企業(yè)向低碳綠色企業(yè)轉(zhuǎn)型，進一步提升中國企業(yè)的創(chuàng)新能力，推動產(chǎn)業(yè)向技術(shù)含量高、創(chuàng)新性強、綠色低碳的方向發(fā)展，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。同時，創(chuàng)新驅(qū)動不足、環(huán)境資源問題嚴重也是限制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要障礙，數(shù)據(jù)顯示，近2萬億元全國融資性擔保機構(gòu)提供的貸款擔保主要是對中小微企業(yè)的經(jīng)營性貸款擔保，彌補了正規(guī)金融機構(gòu)由于中小微企業(yè)缺乏抵押資產(chǎn)、信用信息不對稱問題嚴重而難以滿足中小微企業(yè)資金需求的市場空白。而且在這些融資性擔保中，為科技創(chuàng)新和新農(nóng)村建設(shè)方面的經(jīng)營性貸款的擔保占比較大，而為高污染、高能耗的資源性的行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)提供的擔保金額占比較小。

第二，鼓勵建立民間金融服務(wù)型機構(gòu)，實現(xiàn)融資渠道的多元化。由于缺乏充足的固定資產(chǎn)作為擔保和抵押物，中小企業(yè)很難獲得正規(guī)金融機構(gòu)的貸款，而多種民間金融服務(wù)中介的發(fā)展可以為中小企業(yè)提供豐富多元的融資渠道。例如擔保公司可以為中小企業(yè)提供擔保，提高其資信等級，典當行可以接受動產(chǎn)抵押貸款，小額貸款公司則主要以中小微企業(yè)為服務(wù)對象，可以為這些企業(yè)提供經(jīng)營性等周轉(zhuǎn)貸款。專業(yè)的民間金融服務(wù)機構(gòu)與個體之間的民間借貸相比，可以提供更為全面、質(zhì)優(yōu)專業(yè)的金融服務(wù)，同時也降低了中小企業(yè)貸款融資的門檻，從根本上解決了中小企業(yè)貸款難的突出問題。

第三，引導(dǎo)民間集資向風險投資發(fā)展，為高科技產(chǎn)業(yè)、綠色產(chǎn)業(yè)的中小企業(yè)提供資源。民間集資較為原始的風險投資的形式，但與專業(yè)的風險投資機構(gòu)相比，民間集資沒有足夠的風險控制能力，完善的管理機制，也沒有專業(yè)的篩選投資優(yōu)質(zhì)項目的能力和規(guī)范流程，難以有效地將風險資本進行配置投資。所以應(yīng)引導(dǎo)民間集資向?qū)I(yè)的風險投資發(fā)展，尤其是加大對于科技含量高、綠色低碳產(chǎn)業(yè)的投資和關(guān)注，并且由專業(yè)的基金經(jīng)理進行運作與經(jīng)營，不但可以降低風險，同時也可以引導(dǎo)大量的民間資本投向高新技術(shù)、綠色環(huán)保產(chǎn)業(yè)，有效推動中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型。