廖冠民 宋蕾蕾

（1.中國(guó)人民大學(xué)商學(xué)院 北京 100872）

（2.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院 北京 100081）

一、引 言

自1978年改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)一直保持高速增長(zhǎng)，已經(jīng)成為全球第二大經(jīng)濟(jì)體。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)取決于資本、勞動(dòng)等資源的投入及其有效配置（Solow，1956）。其中，金融對(duì)資源配置的作用至關(guān)重要。金融發(fā)展有助于引導(dǎo)資源流入回報(bào)率更高的部門(mén)，優(yōu)化資源配置效率（Goldsmith，1969）。然而，中國(guó)信貸市場(chǎng)、股票市場(chǎng)等正規(guī)金融的發(fā)展卻并不盡如人意。既然如此，中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的背后是什么機(jī)制實(shí)現(xiàn)了資源的有效配置？最近的研究開(kāi)始關(guān)注非正規(guī)金融的作用。正如Allen等（2005）指出，作為促成中國(guó)增長(zhǎng)奇跡的關(guān)鍵因素，民營(yíng)企業(yè)的發(fā)展，主要依賴非正規(guī)金融的支持。也正因如此，中國(guó)近年來(lái)一直在積極推動(dòng)非正規(guī)金融的發(fā)展。例如，2016年全國(guó)人大通過(guò)的“十三五規(guī)劃綱要”明確提出“推動(dòng)民間融資陽(yáng)光化”。然而，盡管李青原等（2013）、Bai等（2018）等許多研究檢驗(yàn)了正規(guī)金融如何促進(jìn)資源配置，但非正規(guī)金融如何影響資源配置效率卻鮮有文獻(xiàn)進(jìn)行考察。

所謂非正規(guī)金融，是指中央銀行監(jiān)管的正規(guī)金融體系之外的、主要依賴關(guān)系和聲譽(yù)的金融活動(dòng)（Ayyagari等，2010；Allen等，2019）。參照相關(guān)文獻(xiàn)，本文將非正規(guī)金融限定于民間借貸，即企業(yè)向民間金融機(jī)構(gòu)、其他企業(yè)或者個(gè)人等非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行資金借貸的行為，包括借錢(qián)、合會(huì)、標(biāo)會(huì)和互助儲(chǔ)金會(huì)等形式，不包括基于購(gòu)銷活動(dòng)的商業(yè)信用以及債轉(zhuǎn)股的情況（姜旭朝和丁昌鋒，2004；林毅夫和孫希芳，2005；鄧路等，2014）。與正規(guī)金融相比，非正規(guī)金融在配置資源上存在信息優(yōu)勢(shì)和監(jiān)督優(yōu)勢(shì)（林毅夫和孫希芳，2005；Allen等，2019）。然而，已有研究提供的證據(jù)卻并不一致。一方面，許多文獻(xiàn)研究表明非正規(guī)金融具有積極作用。例如，非正規(guī)金融能夠補(bǔ)充正規(guī)金融的信貸缺口（Degryse等，2016；張雪春等，2013）、具有更高的資金效率（王彥超和林斌，2008）、促進(jìn)創(chuàng)業(yè)（馬光榮和楊恩艷，2011）、擴(kuò)寬中小企業(yè)融資渠道（Lardy，1998）、促進(jìn)小企業(yè)增長(zhǎng)（Degryse等，2016）等。但另一方面，一些文獻(xiàn)卻發(fā)現(xiàn)非正規(guī)金融的作用有限，有時(shí)甚至產(chǎn)生負(fù)面影響。例如，一些研究表明，非正規(guī)金融不能促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)更快增長(zhǎng)（Ayyagari等，2010），甚至損害企業(yè)業(yè)績(jī)（鄧路等，2014）。因此，非正規(guī)金融是否有助于資源的有效配置是一個(gè)尚待進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)的議題。

中國(guó)特殊的制度環(huán)境與數(shù)據(jù)優(yōu)勢(shì)為解決上述問(wèn)題提供了機(jī)會(huì)。中共中央統(tǒng)戰(zhàn)部等四家機(jī)構(gòu)多次對(duì)各地區(qū)民營(yíng)企業(yè)進(jìn)行聯(lián)合調(diào)查并構(gòu)建“中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)”。該數(shù)據(jù)庫(kù)提供了被調(diào)查企業(yè)民間借貸的規(guī)模及利率，本文可以據(jù)此度量各地區(qū)非正規(guī)金融的發(fā)展程度。另一方面，中國(guó)人民銀行2005年批準(zhǔn)在山西、陜西、四川、貴州、內(nèi)蒙古試點(diǎn)設(shè)立小額貸款公司，并于2008年推廣到全國(guó)。小額貸款公司試點(diǎn)是非正規(guī)金融陽(yáng)光化的探索，這一政策帶來(lái)了非正規(guī)金融發(fā)展的外生變化，本文可以據(jù)此采用雙重差分法解決內(nèi)生性問(wèn)題。

本文借助民間借貸這一非正規(guī)金融表現(xiàn)形式，研究各地區(qū)的非正規(guī)金融發(fā)展水平是否以及如何影響資源配置效率。以1999—2011年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，本文檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：較高的地區(qū)非正規(guī)金融發(fā)展水平能夠顯著提高資本配置效率與勞動(dòng)配置效率；對(duì)于非國(guó)有企業(yè)、高成長(zhǎng)性企業(yè)，非正規(guī)金融的這種作用更加顯著。作用機(jī)制的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融主要通過(guò)信息機(jī)制和監(jiān)督機(jī)制提高資本和勞動(dòng)配置效率。此外，非正規(guī)金融的發(fā)展有助于促進(jìn)地區(qū)GDP增長(zhǎng)。這些實(shí)證結(jié)果表明，由于具有信息和監(jiān)督優(yōu)勢(shì)，非正規(guī)金融的發(fā)展有助于提高資源配置效率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

本文對(duì)已有文獻(xiàn)的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，本文從非正規(guī)金融的視角提供了關(guān)于金融發(fā)展影響資源配置效率研究的新證據(jù)。雖然許多實(shí)證文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)正規(guī)金融發(fā)展有助于促進(jìn)資源配置，但沒(méi)有檢驗(yàn)非正規(guī)金融發(fā)展對(duì)資源配置的作用。盡管理論文獻(xiàn)證明了非正規(guī)金融有助于提高資源配置效率（林毅夫和孫希芳，2005），但缺乏相應(yīng)的直接證據(jù)。第二，本文補(bǔ)充了資源配置效率影響因素研究的相關(guān)文獻(xiàn)。已有文獻(xiàn)考察了正規(guī)金融發(fā)展（Wurgler，2000等）、銀行業(yè)管制（Bai等，2018）、市場(chǎng)化進(jìn)程（方軍雄，2006）等眾多因素對(duì)資源配置效率的影響，但鮮有涉及非正規(guī)金融。第三，本文利用外生沖擊有效地克服了已有文獻(xiàn)中存在的內(nèi)生性問(wèn)題。此外，本文為非正規(guī)金融陽(yáng)光化政策提供了實(shí)證支持，具有一定的政策價(jià)值。

二、理論分析與研究假設(shè)

金融的作用主要在于引導(dǎo)社會(huì)資源進(jìn)入高效率的部門(mén)。金融發(fā)展有助于提升資源配置效率。一方面，金融中介具有事前信息獲取優(yōu)勢(shì)，能夠降低信息獲取成本（Diamond，1984），引導(dǎo)資金流入高回報(bào)項(xiàng)目；另一方面，金融中介具有事后監(jiān)督和治理作用（Levine，1997），金融中介作為受托監(jiān)督者，能夠降低監(jiān)督成本，解決監(jiān)督的“搭便車”問(wèn)題（Diamond，1984）。已有實(shí)證研究（Wurgler，2000；李青原等，2013）提供了金融發(fā)展促進(jìn)資源優(yōu)化配置的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。反之，金融抑制對(duì)資源配置具有不利影響，會(huì)導(dǎo)致信貸資金價(jià)格扭曲（王彥超，2014），不利于資源配置效率的提高。

與西方發(fā)達(dá)國(guó)家相比，中國(guó)的金融發(fā)展很不充分。在中國(guó)的金融體系中，銀行信貸是企業(yè)最主要的外部融資渠道，但債權(quán)人的法律保護(hù)較弱、金融抑制現(xiàn)象廣泛存在（王彥超，2014），導(dǎo)致許多業(yè)績(jī)優(yōu)良的中小企業(yè)難以獲得信貸支持，扭曲了資源配置。中國(guó)的債券市場(chǎng)起步較晚，發(fā)展水平落后于許多其他新興市場(chǎng)國(guó)家（Allen等，2005）。雖然股票市場(chǎng)近年來(lái)得到了很大發(fā)展，但存在一級(jí)市場(chǎng)管制嚴(yán)重、投資者法律保護(hù)較弱以及股票定價(jià)效率不高等問(wèn)題（Allen等，2005），難以引導(dǎo)資源流入高效率的企業(yè)。

一國(guó)的金融體系包括正規(guī)金融與非正規(guī)金融兩個(gè)部分。盡管中國(guó)的信貸市場(chǎng)、債券市場(chǎng)、股票市場(chǎng)等正規(guī)金融的發(fā)展水平相對(duì)較低，但非正規(guī)金融有力支持了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)。非正規(guī)金融與正規(guī)金融的運(yùn)行機(jī)制存在很大差異。第一，在表現(xiàn)形式上，正規(guī)金融主要有銀行信貸、債券市場(chǎng)和股票市場(chǎng)；非正規(guī)金融則包含民間借貸、地下錢(qián)莊、各種形式的互助會(huì)、典當(dāng)?shù)榷喾N形式（林毅夫和孫希芳，2005；Degryse等，2016）。第二，在信息獲取方面，正規(guī)金融主要通過(guò)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表等“硬信息”了解企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況，而非正規(guī)金融則通過(guò)商業(yè)往來(lái)、血緣關(guān)系、地緣關(guān)系等獲取借款企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理的“軟信息”，減少了信息不對(duì)稱（林毅夫和孫希芳，2005）。第三，在監(jiān)督和償付方面，正規(guī)金融依賴于法律系統(tǒng)實(shí)現(xiàn)借款償付，而非正規(guī)金融則依賴于法律之外的機(jī)制運(yùn)轉(zhuǎn)（林毅夫和孫希芳，2005），貸款人在自我約束或社會(huì)約束下實(shí)現(xiàn)借款償付（Kandori，1992；Allen等，2019）。

在這樣的運(yùn)行機(jī)制下，以民間借貸為代表的非正規(guī)金融呈現(xiàn)出獨(dú)特的資源配置優(yōu)勢(shì)。首先，非正規(guī)金融對(duì)正規(guī)金融市場(chǎng)的信貸缺口具有補(bǔ)充作用（Degryse等，2016）。民營(yíng)企業(yè)可以通過(guò)非正規(guī)金融獲得資金來(lái)實(shí)現(xiàn)其發(fā)展（Allen等，2005）。張雪春等（2013）發(fā)現(xiàn)民間借貸是對(duì)銀行貸款的補(bǔ)充。其次，非正規(guī)金融更易獲取企業(yè)私有信息，能夠更好地識(shí)別高效率的企業(yè)，實(shí)施更有效的監(jiān)督。林毅夫和孫希芳（2005）構(gòu)建理論模型證明，非正規(guī)金融存在信息優(yōu)勢(shì)，能緩解信息不對(duì)稱引起的逆向選擇，促使資源配置效率得到提高。最后，非正規(guī)金融可以借助社會(huì)制裁督促還款、減少違約（Kandori，1992；Allen等，2019），提高貸款機(jī)構(gòu)的貸款意愿，進(jìn)而使企業(yè)更容易獲得較低成本的資金。已有研究發(fā)現(xiàn)，非正規(guī)金融通過(guò)成員之間的相互監(jiān)督（Kandori，1992）、社會(huì)制裁、關(guān)系和聲譽(yù)（Allen等，2019）等機(jī)制有效促進(jìn)了貸款的償付。Allen等（2005）認(rèn)為，在法律制度相對(duì)落后的情況下，中國(guó)民營(yíng)企業(yè)依靠正規(guī)金融之外的融資方式推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：以民間借貸為代表的非正規(guī)金融發(fā)展可以提高資源配置效率。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文數(shù)據(jù)主要來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局提供的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。該數(shù)據(jù)庫(kù)包括了國(guó)有工業(yè)企業(yè)和營(yíng)業(yè)收入500萬(wàn)元以上（2011年起為2 000萬(wàn)元以上）的非國(guó)有工業(yè)企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、所屬行業(yè)等信息。民間借貸數(shù)據(jù)取自中國(guó)私營(yíng)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)是由中央統(tǒng)戰(zhàn)部、全國(guó)工商聯(lián)、工商行政管理總局和民（私）營(yíng)經(jīng)濟(jì)研究會(huì)組成的私營(yíng)企業(yè)研究課題組對(duì)中國(guó)各地區(qū)私營(yíng)企業(yè)抽樣調(diào)查所得。課題組每?jī)赡陮?duì)企業(yè)前一年度的情況進(jìn)行一次調(diào)查。本文獲得了1999、2001、2003、2005、2007、2009和2011年私營(yíng)企業(yè)民間借貸的調(diào)查數(shù)據(jù)。對(duì)于空缺年份，以上一年度民間借貸的取值進(jìn)行填充，即以1999年的數(shù)值作為2000年的取值，以此類推。本文使用的各省非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平數(shù)據(jù)來(lái)自樊綱等編制的市場(chǎng)化指數(shù)，其他省份層面數(shù)據(jù)取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

以1999—2011年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為初始樣本，參照Cai和Liu（2009）等，本文對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行清理①因篇幅所限，本文省略了數(shù)據(jù)清理過(guò)程，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展”欄目下載。，獲得3 402 493個(gè)企業(yè)/年度觀測(cè)。本文剔除了關(guān)鍵連續(xù)變量上下兩端0.5%分位數(shù)的極端值，并剔除了回歸分析中缺失關(guān)鍵變量的觀測(cè)②對(duì)資本增長(zhǎng)率和雇員增長(zhǎng)率計(jì)算涉及相關(guān)變量的滯后項(xiàng)，因此產(chǎn)生了很多缺失值。，以及資產(chǎn)負(fù)債率大于1的觀測(cè)。本文最終樣本包括1 499 983個(gè)企業(yè)/年度觀測(cè)。

（二）關(guān)鍵變量度量

1.資源配置效率

參照Bai等（2018），本文從資本配置效率和勞動(dòng)配置效率兩方面對(duì)資源配置效率進(jìn)行度量。如果資源配置效率高，生產(chǎn)率較高的企業(yè)應(yīng)該獲得更多的資源。為此，Bai等（2018）將資本增長(zhǎng)（雇員增長(zhǎng)）對(duì)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行回歸，以全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)度量資本（勞動(dòng)）配置效率。如模型（1）所示：

式中，Capital Stock Growth為第t期末和t-1期末資本存量的對(duì)數(shù)值之差，Employment Growth為第t期和t-1期員工人數(shù)對(duì)數(shù)值之差。TFP為全要素生產(chǎn)率的對(duì)數(shù)值，參照魯曉東和連玉君（2012），采用Olley-Pakes方法（以下簡(jiǎn)稱OP方法）計(jì)算，并在穩(wěn)健性測(cè)試中采用Levinsohn-Petrin方法（以下簡(jiǎn)稱LP方法）計(jì)算。TFP的系數(shù)β1反映資本增長(zhǎng)（雇員增長(zhǎng)）對(duì)全要素生產(chǎn)率的敏感性，即資源配置效率。在資本和勞動(dòng)配置有效的情況下，β1顯著為正，并且β1的取值越大，表示全要素生產(chǎn)率的變化會(huì)導(dǎo)致更大幅度的資本增長(zhǎng)（雇員增長(zhǎng)），即資源配置效率越高。

2.非正規(guī)金融發(fā)展

本文參照Degryse等（2016）、鄧路等（2014），以各省被調(diào)查企業(yè)的民間借貸的平均值度量地區(qū)非正規(guī)金融發(fā)展水平。這里的民間借貸包括多種形式，主要有企業(yè)向民間金融機(jī)構(gòu)、企業(yè)之間、企業(yè)與個(gè)人之間的借貸。具體而言，本文使用兩種方法衡量企業(yè)的民間借貸：一是期末的民間借貸余額占總資產(chǎn)的比例；二是企業(yè)初創(chuàng)資金是否包含民間借貸。相應(yīng)地，本文分別使用省內(nèi)被調(diào)查企業(yè)的民間借貸余額占總資產(chǎn)之比的平均值、省內(nèi)被調(diào)查企業(yè)初創(chuàng)資金包含民間借貸的企業(yè)家數(shù)比例對(duì)民間借貸發(fā)展水平進(jìn)行度量。變量取值越大，表明民間借貸越活躍，非正規(guī)金融發(fā)展水平越高。

（三）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)非正規(guī)金融發(fā)展水平對(duì)企業(yè)資源配置效率的影響，參照Bai等（2018）的研究設(shè)計(jì)，本文構(gòu)建如下實(shí)證模型：

式中，下標(biāo)i、j、k、t分別代表企業(yè)、地區(qū)、省份、年份。γi為企業(yè)固定效應(yīng)，αkt為省份年度固定效應(yīng)，αj為地區(qū)固定效應(yīng)，按照東北、華北、華東、華中、華南、西南和西北七大地理分區(qū)進(jìn)行劃分，δt為年度固定效應(yīng)。因變量CSGrowth為資本增長(zhǎng)率，參照李青原等（2013），以當(dāng)期固定資產(chǎn)凈值的自然對(duì)數(shù)減去上期固定資產(chǎn)凈值的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行度量；EGrowth為雇員增長(zhǎng)率，以當(dāng)期員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù)減去上期員工人數(shù)的自然對(duì)數(shù)進(jìn)行度量。為了緩解資本（雇員）增長(zhǎng)與全要素生產(chǎn)率之間互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，對(duì)因變量采用未來(lái)一期的取值。如果存在反向因果，將因變量前置一期雖然會(huì)導(dǎo)致當(dāng)期內(nèi)生解釋變量與前置一期的殘差項(xiàng)相關(guān)，但可以減小其與當(dāng)期殘差項(xiàng)的相關(guān)性，這在一定程度上可以減輕內(nèi)生性問(wèn)題的影響。TFP為全要素生產(chǎn)率，參照魯曉東和連玉君（2012），采用OP方法計(jì)算得到。Informal Finance為非正規(guī)金融發(fā)展水平，分別以IF、IFopen兩個(gè)變量進(jìn)行度量。IF等于省內(nèi)被調(diào)查企業(yè)民間借貸期末余額與總資產(chǎn)之比的均值，并按同年同行業(yè)中位數(shù)進(jìn)行調(diào)整；IFopen為省內(nèi)開(kāi)業(yè)資金或注冊(cè)資金來(lái)源包含民間借貸的企業(yè)比例，并按同年同行業(yè)中位數(shù)進(jìn)行調(diào)整。參照已有研究，本文選取企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)年齡（Age）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）、勞動(dòng)力投入（Labor）作為控制變量。各變量的具體度量方法參見(jiàn)表1。

模型（2）中，β1表示非正規(guī)金融發(fā)展水平在何種程度上影響資本（雇員）增長(zhǎng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的敏感性，如果β1為正，則表示非正規(guī)金融發(fā)展能夠顯著增加資本（雇員）增長(zhǎng)對(duì)全要素生產(chǎn)率的敏感性，即非正規(guī)金融可以提升資源配置效率。

表1 變量定義表

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了各年度地區(qū)非正規(guī)金融發(fā)展水平的基本情況。平均而言，樣本期間企業(yè)的民間借貸約占期末總資產(chǎn)的7.48%，大約26.48%的企業(yè)在創(chuàng)建時(shí)利用了民間借貸資金。非正規(guī)金融的發(fā)展水平在各年度之間存在一定的差異。

表2 非正規(guī)金融發(fā)展水平

表3列示了多元回歸涉及的相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)?？梢钥吹?，樣本企業(yè)資本增長(zhǎng)率平均為4.59%，雇員增長(zhǎng)率平均為5.65%，全要素生產(chǎn)率（TFP）的均值為1.30，標(biāo)準(zhǔn)差為0.93，樣本中國(guó)有企業(yè)比例約為14%。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）非正規(guī)金融對(duì)資源配置效率的影響

為檢驗(yàn)假設(shè)1，本文對(duì)模型（2）進(jìn)行回歸，結(jié)果列示在表4中，其中第（1）、（2）列為資本配置效率的檢驗(yàn)結(jié)果，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展水平IF或IFopen的交互項(xiàng)都顯著為正，系數(shù)分別為0.1009和0.0239，這表明民間借貸占總資產(chǎn)比重IF（初創(chuàng)資金包含民間借貸的企業(yè)家數(shù)比例IFopen）每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將使得資本配置效率提高0.0048（0.0024）。第（3）、（4）列為勞動(dòng)配置效率的檢驗(yàn)結(jié)果，TFP與IF或IFopen的交互項(xiàng)顯著為正，系數(shù)分別為0.0711和0.0284，這表明非正規(guī)金融發(fā)展水平IF（IFopen）每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將使得勞動(dòng)配置效率提高0.0034（0.0029）。這些結(jié)果均支持研究假設(shè)1，表明民間借貸這一非正規(guī)金融渠道可以引導(dǎo)資本與勞動(dòng)流入全要素生產(chǎn)率較高的企業(yè)，提升資源配置效率。從控制變量來(lái)看，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（Turnover）與資本增長(zhǎng)、勞動(dòng)增長(zhǎng)顯著正相關(guān)，說(shuō)明資產(chǎn)利用效率更高的企業(yè)，資本和勞動(dòng)增長(zhǎng)相對(duì)較大。

表4 民間借貸與資源配置效率

續(xù)表4

（三）異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

已有研究發(fā)現(xiàn)民營(yíng)企業(yè)受到信貸歧視，與國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)面臨著更大的融資約束，因而更可能通過(guò)非正規(guī)金融獲得資金（Allen等，2005）。為進(jìn)一步檢驗(yàn)非正規(guī)金融與資源配置效率之間的關(guān)系，本文按企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分為兩組并對(duì)模型（2）進(jìn)行回歸，預(yù)期非正規(guī)金融對(duì)資源配置效率的促進(jìn)作用在非國(guó)有企業(yè)樣本組中更加顯著?；貧w結(jié)果列示在表5中。其中，第（1）至第（4）列為資本配置效率的檢驗(yàn)結(jié)果，第（5）至第（8）列為勞動(dòng)配置效率的檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，在非國(guó)有企業(yè)樣本中，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展的交互項(xiàng)系數(shù)均至少在5%水平上顯著為正。而在國(guó)有企業(yè)樣本中，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且不具備統(tǒng)計(jì)顯著性。這表明民間借貸拓展了非國(guó)有企業(yè)的融資渠道，更有助于提高非國(guó)有企業(yè)的資源配置效率。

2.企業(yè)成長(zhǎng)性

與低成長(zhǎng)性企業(yè)相比，高成長(zhǎng)性企業(yè)面臨更多投資機(jī)會(huì)，具有更大的資金需求，因而更依賴非正規(guī)金融融資。本文進(jìn)一步檢驗(yàn)民間借貸對(duì)不同成長(zhǎng)性企業(yè)的作用效果，以總資產(chǎn)增長(zhǎng)率度量企業(yè)成長(zhǎng)性，以年度行業(yè)成長(zhǎng)性水平中位數(shù)為界將樣本企業(yè)分為兩組并對(duì)模型（2）進(jìn)行回歸，預(yù)期在高成長(zhǎng)性企業(yè)的樣本中，非正規(guī)金融對(duì)資源配置效率的影響更加顯著。回歸結(jié)果如表6所示。在高成長(zhǎng)性企業(yè)樣本中，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展的交互項(xiàng)系數(shù)更大并且均至少在5%水平上顯著為正。而在低成長(zhǎng)性企業(yè)樣本中，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展的交互項(xiàng)系數(shù)更小或不具備統(tǒng)計(jì)顯著性。這表明在具有更大資金需求的高成長(zhǎng)性企業(yè)中，非正規(guī)金融的發(fā)展更能改善企業(yè)的資本配置效率和勞動(dòng)配置效率。

表5 按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸

表6 按企業(yè)成長(zhǎng)性分組回歸

（四）作用機(jī)制檢驗(yàn)

1.信息機(jī)制

根據(jù)前文的理論分析，與正規(guī)金融相比，非正規(guī)金融具有信息獲取優(yōu)勢(shì)，能夠獲取企業(yè)“軟信息”（林毅夫和孫希芳，2005），進(jìn)而將信貸資源配置到高效率的企業(yè)。因此，對(duì)于信息透明度較低的企業(yè)，非正規(guī)金融的信息獲取優(yōu)勢(shì)能夠更加凸顯。小企業(yè)與金融機(jī)構(gòu)之間具有較高的信息不對(duì)稱水平。因此，本文以企業(yè)雇員規(guī)模的年度均值為界將樣本企業(yè)劃分為信息不對(duì)稱程度高、低兩組，并分別對(duì)模型（2）進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果如表7所示，在具有較高信息不對(duì)稱水平的企業(yè)中，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展的交互項(xiàng)系數(shù)更大并且均至少在10%水平上顯著為正。而在信息不對(duì)稱水平較低的企業(yè)中，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展的交互項(xiàng)系數(shù)更小并不具備統(tǒng)計(jì)顯著性。這表明當(dāng)信息不對(duì)稱程度較高時(shí)，非正規(guī)金融的發(fā)展更能改善企業(yè)的資本配置效率和勞動(dòng)配置效率，因此信息機(jī)制是非正規(guī)金融引導(dǎo)資源配置的作用渠道。

表7 信息機(jī)制檢驗(yàn)

2.監(jiān)督機(jī)制

非正規(guī)金融運(yùn)行機(jī)制的另一個(gè)優(yōu)勢(shì)體現(xiàn)在通過(guò)自我約束、社會(huì)約束等法律之外的監(jiān)督機(jī)制對(duì)資金償付進(jìn)行監(jiān)督，減少貸款違約。因此，與正規(guī)金融相比，非正規(guī)金融在信用狀況較差的企業(yè)中，更具有履約監(jiān)督優(yōu)勢(shì)。財(cái)務(wù)杠桿較高的企業(yè)具有更大的信用風(fēng)險(xiǎn)。因此本文以財(cái)務(wù)杠桿的年度行業(yè)均值為界將樣本企業(yè)劃分為信用風(fēng)險(xiǎn)高、低兩組，并分別對(duì)模型（2）進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表8所示。在信用風(fēng)險(xiǎn)較高的樣本中，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展的交互項(xiàng)系數(shù)更大并且在1%水平上顯著為正；而在信用風(fēng)險(xiǎn)較低的樣本中，TFP與非正規(guī)金融發(fā)展的交互項(xiàng)系數(shù)更小。回歸結(jié)果表明，當(dāng)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)較高時(shí)，非正規(guī)金融更能夠充分發(fā)揮監(jiān)督優(yōu)勢(shì)，引導(dǎo)資本和勞動(dòng)進(jìn)行有效配置。這說(shuō)明非正規(guī)金融通過(guò)監(jiān)督機(jī)制發(fā)揮優(yōu)化資源配置的作用。

表8 監(jiān)督機(jī)制檢驗(yàn)

續(xù)表8

（五）經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)

前文的實(shí)證結(jié)果表明，地區(qū)民間借貸發(fā)展能夠提高資本和勞動(dòng)配置效率，然而，民間借貸發(fā)展能否因此帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，是本文進(jìn)一步考察的命題。為此，本文構(gòu)建如下實(shí)證模型：

式中，下標(biāo)i、k、t分別代表企業(yè)、省份、年份。因變量GDP Growth為GDP增長(zhǎng)，等于前后兩期GDP的自然對(duì)數(shù)之差，取未來(lái)一期。自變量Informal Finance為非正規(guī)金融發(fā)展水平，同模型（2）?？刂谱兞堪ㄆ髽I(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、勞動(dòng)力投入（Labor）以及正規(guī)金融發(fā)展水平（FD，等于各省金融機(jī)構(gòu)各項(xiàng)貸款余額除以各省GDP）。此外，參照黃俊等（2019）選取省份層面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響因素作為控制變量，包括物質(zhì)資本水平（Capital，等于固定資本形成額除以GDP）、財(cái)政收入（Fiscal，等于財(cái)政收入除以GDP）、對(duì)外開(kāi)放水平（Open，等于出口額與外商直接投資之和除以GDP）、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（NonState，樊綱非國(guó)有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)，取自然對(duì)數(shù)）。此外，模型中還加入企業(yè)固定效應(yīng)（γi）和年度固定效應(yīng)（δt）。表9列示了模型（3）的回歸結(jié)果。IF或IFopen系數(shù)均顯著為正，這表明地區(qū)非正規(guī)金融發(fā)展有助于促進(jìn)地區(qū)GDP增長(zhǎng)。

表9 經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)

（六）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證前文實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性測(cè)試。首先，為了進(jìn)一步解決內(nèi)生性問(wèn)題，本文以中國(guó)人民銀行2005年在山西、陜西、四川、貴州、內(nèi)蒙古五個(gè)省份開(kāi)展的小額貸款公司試點(diǎn)政策作為外生沖擊，采用雙重差分模型檢驗(yàn)非正規(guī)金融發(fā)展與資源配置效率之間的關(guān)系。小額貸款公司成立試點(diǎn)是民間金融“陽(yáng)光化”的嘗試（張博和范辰辰，2018），對(duì)推廣民間借貸具有促進(jìn)作用，能夠帶來(lái)非正規(guī)金融發(fā)展水平的外生變化。由于試點(diǎn)工作在2008年推廣到全國(guó)（銀監(jiān)發(fā)〔2008〕23號(hào)），本文以2005年前后三年（2002—2007年）為樣本區(qū)間。①為排除事件年的影響，剔除事件當(dāng)年觀測(cè)。為了控制樣本特征差異，本文以試點(diǎn)省份所轄企業(yè)為處理組，以試點(diǎn)省份的鄰省（黑龍江、吉林、遼寧、河北、河南、湖北、湖南、甘肅、寧夏、重慶、云南、廣西）所轄企業(yè)為對(duì)照組，并按照事件年前一年同行業(yè)規(guī)模最鄰近原則，將處理組企業(yè)與對(duì)照組企業(yè)進(jìn)行一比一配對(duì)形成檢驗(yàn)所需樣本，構(gòu)建如下雙重差分模型，檢驗(yàn)非正規(guī)金融對(duì)資源配置效率的影響：

式中，下標(biāo)i、j、k、t分別代表企業(yè)、地區(qū)、省份、年份。γi為企業(yè)固定效應(yīng)，αj為地區(qū)固定效應(yīng)，αjt為地區(qū)年度固定效應(yīng)。Post為標(biāo)識(shí)小額貸款公司試點(diǎn)的虛擬變量。處理組企業(yè)在2005年及以后的觀測(cè)，Post取值為1，否則取0；對(duì)照組企業(yè)Post取值為0。Control為控制變量，與主回歸保持一致。表10列示了模型（4）的回歸結(jié)果，TFP與Post的交互項(xiàng)系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正，說(shuō)明非正規(guī)金融發(fā)展對(duì)資本與勞動(dòng)配置效率具有促進(jìn)作用，與本文前述實(shí)證結(jié)果保持一致。②平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)“附錄與擴(kuò)展”。

表10 雙重差分回歸

其次，本文采用其他方法對(duì)關(guān)鍵變量進(jìn)行度量，包括采用Wurgler（2000）方法度量資源配置效率、參考張雪春等（2013）以民間借貸利率水平度量非正規(guī)金融發(fā)展水平，以及參照魯曉東和連玉君（2012）采用LP方法計(jì)算全要素生產(chǎn)率，實(shí)證結(jié)果均保持一致。③具體回歸結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)“附錄與擴(kuò)展”。

五、研究結(jié)論與政策建議

金融發(fā)展有助于引導(dǎo)社會(huì)資源進(jìn)入高效率的部門(mén)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率的提高，最大化社會(huì)財(cái)富。與正規(guī)金融相比，非正規(guī)金融具有信息獲取和監(jiān)督優(yōu)勢(shì)。雖然已有的實(shí)證研究表明正規(guī)金融能夠促進(jìn)資源配置優(yōu)化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但非正規(guī)金融如何影響資源配置效率卻有待實(shí)證檢驗(yàn)。本文以1999—2011年中國(guó)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，以地區(qū)民間借貸活躍程度度量非正規(guī)金融發(fā)展水平，研究各地區(qū)非正規(guī)金融發(fā)展水平是否以及如何影響資源配置效率。檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，地區(qū)非正規(guī)金融發(fā)展有助于提高資本配置效率與勞動(dòng)配置效率。非正規(guī)金融的資源配置作用主要體現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)、高成長(zhǎng)性企業(yè)中，信息機(jī)制和監(jiān)督機(jī)制是非正規(guī)金融引導(dǎo)資源配置的主要渠道。經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)表明，非正規(guī)金融發(fā)展有助于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

本文的研究結(jié)論具有重要的政策含義。本文結(jié)果表明，以民間借貸為代表的非正規(guī)金融能夠引導(dǎo)資源流入生產(chǎn)率較高的企業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為此，我國(guó)應(yīng)該積極鼓勵(lì)和引導(dǎo)非正規(guī)金融陽(yáng)光化，這有助于緩解中小企業(yè)融資難題，對(duì)民營(yíng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展尤為重要。

由于數(shù)據(jù)等方面的原因，本研究還存在一定的局限性。由于企業(yè)之間的相互債權(quán)投資關(guān)系，可能存在民間借貸重復(fù)計(jì)算的問(wèn)題，但我們無(wú)法獲得企業(yè)的借貸凈額數(shù)據(jù)，因此本文可能高估民間借貸規(guī)模，進(jìn)而導(dǎo)致在回歸分析中低估民間借貸的作用。