劉峻峰 張衛(wèi)峰，2

1（華東師范大學經(jīng)濟與管理學部，上海 200062） 2（西北師范大學經(jīng)濟學院，蘭州 730070）

引 言

2017年黨的十九大指出要“深化金融體制改革”，2018年“一委一行兩會”金融監(jiān)管新體系正式確立，2019年金融委辦公室提出加強金融開放的11條措施。近些年金融領域一系列的改革不僅體現(xiàn)了國家改革的決心和毅力，也說明了當前金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的緊迫性。金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要地位不言自明，其通過逐步弱化和解除金融抑制，實現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟增長［1，2］。

已有文獻對金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的研究主要集中在以下3個方面：（1）內(nèi)涵界定?，F(xiàn)有觀點普遍認為，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是我國金融改革的深化和攻堅階段，是金融改革新時代的要求［3，4］；（2）實施金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要性和必要性［5-7］；（3）金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實現(xiàn)路徑［8，9］和實施目標［10］。 國際上關于金融抑制與經(jīng)濟增長的研究，存在正向促進和負向阻礙的對立觀點［11］。部分學者認為金融抑制不利于經(jīng)濟增長［12-14］，反對者認為金融抑制可以用來解釋發(fā)展中國家經(jīng)濟增長［15］?；谥袊鹑谝种频南嚓P文獻雖層出不窮，但多是論述金融抑制與其他領域的關系［16，17］，也有部分文獻從金融抑制相關的其他角度論述其與經(jīng)濟發(fā)展的關系［18，19］。

現(xiàn)有文獻表明，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的內(nèi)涵與金融抑制密不可分、金融抑制在金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革與區(qū)域經(jīng)濟增長之間具有紐帶連結(jié)作用，且金融抑制對社會經(jīng)濟各個方面具有重要影響。本文以金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為背景和要求，以金融抑制作為紐帶和渠道，以區(qū)域經(jīng)濟增長作為目標和方向，運用經(jīng)濟學與地理學的交叉研究方法，在測度區(qū)域金融抑制水平的基礎上，通過區(qū)域金融抑制水平的時空動態(tài)演化過程論述金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的進程，同時運用計量方法探討金融抑制的區(qū)域經(jīng)濟增長效應。因此，本文邊際貢獻如下：（1）量化分析中國金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的進程，展現(xiàn)中國金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革過程中的時空差異；（2）實證檢驗中國金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的成效，對比不同區(qū)域和經(jīng)濟發(fā)展水平下的供給側(cè)改革成效。

1 金融抑制指標的測算

關于金融抑制水平，國內(nèi)外學者的測度方法大體可分為兩類：（1）針對金融抑制涉及到的微觀領域進行測度（Abiad等，2010；尚蔚和李肖林，2015）［20，21］；（2）針對金融抑制涉及到的宏觀方面進行測度（呂冰洋和毛捷，2013；劉峻峰等，2019）［22，23］。 結(jié)合上述測算方法，本文重點借鑒劉峻峰等（2019）［23］的衡量方法，綜合運用銀行資金利用效率和金融發(fā)展程度測算各地金融抑制水平。數(shù)據(jù)方面，選用2001～2018年我國31個省市區(qū)（不含港澳臺）的面板數(shù)據(jù)，進行指標測算。數(shù)據(jù)主要來源于歷年 《中國金融統(tǒng)計年鑒》的各地經(jīng)濟金融統(tǒng)計指標，詳細結(jié)果見表1。

表1 金融抑制水平指標數(shù)值（部分）

2 金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的進程

2.1 時間維度分析

為展現(xiàn)金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革進程的時間特征，擬從金融抑制角度出發(fā)，構(gòu)建MSMAH（3）-AR（2）模型，即均值依賴于區(qū)制、滯后二階三區(qū)制模型闡述其演化進程。本文將三區(qū)制分別定義為低水平區(qū)制、中水平區(qū)制和高水平區(qū)制（圖1），圖中平滑概率值是基于過去的信息集，平滑概率越大，處于該區(qū)制的可能性越高。

觀察圖1，金融抑制在低水平區(qū)制和高水平區(qū)制之間呈現(xiàn)此起彼伏的態(tài)勢。總體而言，金融抑制經(jīng)歷了從低水平區(qū)制到高水平區(qū)制，再到低水平區(qū)制的過程，表明金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的趨勢和步伐也隨著時間的變化有所波動。具體而言，區(qū)制轉(zhuǎn)移方面大致可以分為3個階段：第1階段，2003～2004年呈現(xiàn)低水平區(qū)制，分析認為2001年我國加入WTO，資金流動的限制性較小，加之自身金融水平發(fā)展態(tài)勢良好，導致金融抑制水平較低，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革前進的步伐相對穩(wěn)定；第2階段，2005～2012年呈現(xiàn)高水平區(qū)制，分析認為2008年經(jīng)濟危機對金融抑制具有強烈的正向沖擊作用，即經(jīng)濟危機使得我國區(qū)域金融抑制水平有所增加，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革受外部因素的影響有所遲緩；第3階段，2013～2018年金融抑制呈現(xiàn)低水平區(qū)制，分析認為在金融良性發(fā)展的基礎上，經(jīng)濟危機的影響慢慢褪去，使得金融抑制恢復到低水平區(qū)制，即金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革又呈現(xiàn)向好穩(wěn)定趨勢。

圖1 三區(qū)制金融抑制水平的濾子概率、平滑概率和預測概率

2.2 空間維度分析

為展現(xiàn)金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革進程的空間特征，根據(jù)全國31個省市區(qū)2001～2018年558個金融抑制水平的樣本數(shù)據(jù)，按照四分位數(shù)分位點將所有數(shù)據(jù)分為4種類型，劃分情況如下：（1）低水平區(qū)（0.141～0.466）；（2）中低水平區(qū)（0.466～0.574）；（3）中高水平區(qū)（0.574～0.715）；（4）高水平區(qū)（0.715～1.270），選取 2001年、2004年、2008年、2012年、2015年、2018年6個代表性年份，繪制空間分布圖（圖2），分析如下。

2001年，金融抑制水平的低值區(qū)主要在中西部經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，高值區(qū)集中在中東部經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)。分析認為中西部較低的金融抑制主要是宏觀政策因素導致的，2000年西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施，使得西部地區(qū)資金具有較強的流動性，金融抑制水平較低。2004年中西部地區(qū)的低水平和中低水平區(qū)的部分地區(qū)轉(zhuǎn)化為中高水平區(qū)和高水平區(qū)。2008年全國大部分地區(qū)轉(zhuǎn)化為高水平區(qū)，只有少部分地區(qū)仍舊保持較低水平。這一時期金融抑制水平驟升主要是經(jīng)濟危機沖擊所導致的。

圖2 區(qū)域金融抑制水平的空間分布

2012年中高水平區(qū)和高水平區(qū)的地區(qū)主要分布在中部地區(qū)和東北地區(qū)，可能的原因是，經(jīng)濟危機的影響還未消散，部分地區(qū)還處于恢復時期；中部和東北地區(qū)區(qū)域振興計劃的實施難度較大，進程較緩；地區(qū)劣勢逐漸凸顯，導致政策實施成效并不如預想的明顯。2015年全國大部分地區(qū)轉(zhuǎn)化為低值區(qū)，高值區(qū)主要分布在中部地區(qū)。分析認為，經(jīng)濟危機的影響逐漸褪去，金融逐漸轉(zhuǎn)好，各地金融抑制水平轉(zhuǎn)低；我國對外開放程度逐漸增強，金融市場也逐步放開；原本經(jīng)濟基礎較好的地區(qū)能夠?qū)崿F(xiàn)自我調(diào)節(jié)，恢復金融發(fā)展水平。2018年全國各地區(qū)基本均為低值區(qū)，分析認為金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策的推動，加之經(jīng)濟內(nèi)在動力的恢復，使得金融呈現(xiàn)向好發(fā)展態(tài)勢。

結(jié)合時空兩個維度的論述發(fā)現(xiàn)：（1）金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在曲折中前進，總體呈向好趨勢；（2）中國金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的市場化動因愈發(fā)明顯；（3）中國金融體系和金融發(fā)展水平總體趨穩(wěn)，經(jīng)外生沖擊過后能夠自我修復并向好發(fā)展。

3 金融抑制的區(qū)域經(jīng)濟增長效應的理論與實證

金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革是政策層面的概念，主要通過作用于金融抑制來影響經(jīng)濟增長水平，因此本文將以金融抑制作為金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的替代變量，從理論和實證兩個角度論述金融抑制的區(qū)域經(jīng)濟增長效應，以此考察金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對區(qū)域經(jīng)濟增長的實際作用。

3.1 理論分析

3.1.1 數(shù)理推導

通過構(gòu)造一個簡單的兩部門動態(tài)最優(yōu)化模型來解釋金融抑制對經(jīng)濟增長的影響［24］。為簡化模型，設定家庭效用最優(yōu)化的目標為：

設生產(chǎn)部門生產(chǎn)函數(shù)的具體形式為：

其中，K為資本，L為勞動，A為技術。則易求出生產(chǎn)函數(shù)的密集形式為：

y和k分別表示廠商的勞均產(chǎn)出和勞均資本。其中，假定 f（0）＝ 0、f′（k）＞0、f″（k）＜0。 由式（2）可得，資本的邊際產(chǎn)出 ?F（K，AL）／?K＝ALf′（K／AL）（1／AL）＝ f′（k）。 因此假設 f′（k）＞0、f″（k）＜0意味著資本的邊際產(chǎn)出為正，且資本的邊際產(chǎn)出隨著資本量的增加而下降。此外還要假定f（·）滿足稻田條件，即limk→0f′（k）＝ ∞ ，limk→∞f′（k）＝ 0。

生產(chǎn)部門的產(chǎn)出分別用來消費（c）和儲蓄（s），于是市場出清條件為：

如果沒有金融抑制，那么在資本市場出清的情況下，儲蓄必定等于投資；如果存在金融抑制，資本配置效率相對較低，只有部分儲蓄s轉(zhuǎn)化為投資。因此假定轉(zhuǎn)化比例為m，且0＜m＜1。此時有：

m代表資金在儲蓄盈余部類和儲蓄不足部類之間的流動性，因此m可作為衡量金融抑制水平的指標。根據(jù)假定可知，m越小，金融抑制水平越強。值得說明的是，為了簡化分析，上式并沒有考慮資本折舊。下面通過構(gòu)造漢密爾頓函數(shù)求解：

其中，λ為資本的影子價格。極大化條件為：

于是則有經(jīng)濟增長的動態(tài)方程：

γ代表經(jīng)濟增長率，根據(jù)式（9）可知，經(jīng)濟處于穩(wěn)態(tài)時，金融抑制使得均衡時經(jīng)濟增長率低于無金融抑制時的經(jīng)濟增長率。

上述數(shù)理分析雖然表明金融抑制使得經(jīng)濟增長率低于無金融抑制時的經(jīng)濟增長率，但卻是在穩(wěn)態(tài)條件下形成的。本文認為，基于經(jīng)濟發(fā)展的可持續(xù)角度，金融抑制不利于經(jīng)濟增長，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的作用顯露無疑。

3.1.2 路徑分析與研究假設

數(shù)理推導顯示穩(wěn)態(tài)下金融抑制不利于經(jīng)濟增長，但當下的中國并未達到穩(wěn)態(tài)的經(jīng)濟增長水平，且金融抑制對區(qū)域經(jīng)濟增長的作用在現(xiàn)有文獻和實際實施過程中已得到肯定，但金融抑制具體通過何種渠道和路徑對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生作用，其方向性、有效程度與影響因素尚存爭議。

從宏觀層面考察，可將經(jīng)濟增長中的金融抑制作用渠道分為以下4個方面：（1）金融抑制作用于經(jīng)濟增長的利率渠道。作用對象是家庭儲戶和金融機構(gòu)，受益對象是國有企業(yè)。政府確定名義利率的波動范圍，為國有企業(yè)從家庭儲戶和國內(nèi)金融體系抽取低價貸款，這種做法保持了國有企業(yè)擴大再生產(chǎn)的資本需求量，穩(wěn)定了經(jīng)濟發(fā)展的基礎，但降低了儲戶的主觀存款意愿，限制了金融機構(gòu)吸收存款的能力，一定程度上導致了儲蓄率不足；（2）金融抑制作用于經(jīng)濟增長的存款準備金率渠道。作用對象是商業(yè)銀行，受益對象是宏觀經(jīng)濟金融的穩(wěn)定性。提高存款準備金率，商業(yè)銀行等金融機構(gòu)的穩(wěn)定性加強，從而保證了宏觀經(jīng)濟金融的穩(wěn)定性；但商業(yè)銀行的總體可貸資金量減少，普通生產(chǎn)性企業(yè)難以通過正常渠道獲取銀行的信貸資金，實體經(jīng)濟發(fā)展步履維艱；（3）金融抑制作用經(jīng)濟增長的跨境資本流動渠道。作用對象是境內(nèi)外的流動資本，受益對象是國內(nèi)的金融部門。資本管制一定程度上避免和弱化了匯率扭曲引發(fā)的匯兌風險和貨幣危機，確保了宏觀調(diào)控的有效性，進而維護了本國金融穩(wěn)定；但國內(nèi)資本市場無法達到最優(yōu)配置狀態(tài)，金融機構(gòu)缺乏競爭活力和效率以及風險抵抗能力，金融市場化進程緩慢，導致國內(nèi)金融的非正常發(fā)展。

綜合上述作用渠道，金融抑制的實施雖然可能導致低儲蓄率、低產(chǎn)出水平、低資本配置效率，在一定程度上限制了金融體系適應經(jīng)濟增長的需要、加劇了經(jīng)濟上投融資的約束和分化，對經(jīng)濟增長具有阻礙作用，但卻在一定范圍內(nèi)為宏觀經(jīng)濟提供安全的運行環(huán)境。根據(jù)上述分析，參考金融抑制可能造成的影響，結(jié)合中國作為世界上最大的發(fā)展中國家的事實，提出如下兩條對立假設。

假設1：中國的金融抑制對區(qū)域經(jīng)濟增長具有正向促進作用。

假設2：中國的金融抑制對區(qū)域經(jīng)濟增長具有反向阻礙作用。

Riet（2013）［25］認為金融抑制不僅出現(xiàn)在發(fā)展中國家，在發(fā)達國家也具有金融抑制的現(xiàn)象，但二者在抑制程度上有所不同。結(jié)合Riet的研究，本文認為金融抑制的作用可能與區(qū)域經(jīng)濟增長水平有關，根據(jù)中國區(qū)域經(jīng)濟不平衡、不充分的現(xiàn)狀，提出如下兩條假設。

假設3：區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平越高，金融抑制對經(jīng)濟增長的作用效果越大。

假設4：區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平越低，金融抑制對經(jīng)濟增長的作用效果越大。

3.2 實證檢驗

3.2.1 實證設計

根據(jù)上述理論分析，設立面板數(shù)據(jù)模型為：

在計量模型中，i代表區(qū)域，t代表年份；被解釋變量lnrgdpit表示區(qū)域?qū)嶋HGDP的對數(shù)值；核心解釋變量frit表示區(qū)域金融抑制水平，為金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革替代變量；Xit為控制變量，參考余靜文（2013）［19］、Huang 和 Wang（2011）［26］的研究，控制變量主要包括通貨膨脹率，用居民消費價格指數(shù)衡量；經(jīng)濟開放程度，用進出口總額占GDP比重衡量；人力資本水平，用人均受教育年限衡量；政府支出規(guī)模，用政府最終消費占GDP比重衡量。ηi表示地區(qū)個體效應。εit為隨機擾動項?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文選取2001～2017年31個省級行政單位的數(shù)據(jù)進行實證檢驗，除金融抑制外，其余變量均通過 《中國統(tǒng)計年鑒》計算而來，相關價格變量均通過GDP平減指數(shù)進行平減。表2為相關變量的描述性統(tǒng)計量。

3.2.2 基準回歸與穩(wěn)健性檢驗

表3中模型1～3分別給出全國層面面板數(shù)據(jù)混合最小二乘估計回歸（POLS）、隨機效應（RE）和固定效應（FE）3種方法的估計結(jié)果。

經(jīng)檢驗，擬采用個體固定效應模型對樣本數(shù)據(jù)進行估計?；貧w結(jié)果表明，金融抑制與區(qū)域經(jīng)濟增長呈正相關關系，表明金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對區(qū)域經(jīng)濟增長具有促進作用。除此之外，所有控制變量均在1%的顯著性水平下顯著。其中，通貨膨脹率、經(jīng)濟開放程度和人力資本水平系數(shù)均為正，表明2001～2017年適當?shù)耐ㄘ浥蛎?、不斷擴大的對外開放和不斷提高的受教育水平，均對區(qū)域經(jīng)濟增長具有良好的促進作用；政府支出規(guī)模與區(qū)域經(jīng)濟增長呈負相關關系，表明政府消費對個人消費出現(xiàn)擠出效應，不利于經(jīng)濟增長，也表明政府對市場的干預或者直接參與過多，影響了資源優(yōu)化配置，使得經(jīng)濟增長水平受到影響，未來經(jīng)濟增長策略要逐步縮減政府支出規(guī)模，以拉動內(nèi)需的方式促進經(jīng)濟增長。總體而言，固定效應回歸結(jié)果表明，金融抑制程度對我國區(qū)域經(jīng)濟增長具有正向影響，驗證了假設1的正確性，同時也表明金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革取得顯著成效。

表2 描述性統(tǒng)計量

表3 金融抑制對經(jīng)濟增長的回歸結(jié)果

本文將通過以下兩種方法解決模型可能存在的內(nèi)生性問題：（1）以金融抑制的滯后一期作為工具變量，基于兩階段最小二乘估計方法對上述計量模型重新進行回歸，估計結(jié)果如表3模型4所示，同時接受核心解釋變量金融抑制水平為外生解釋變量，因此用固定效應模型估計較為合理；（2）采用差分GMM方法重新估計金融抑制對經(jīng)濟增長的影響，估計結(jié)果如表3模型5所示。綜合工具變量兩階段最小二乘和差分GMM的估計結(jié)果和分析過程，對比個體固定效應模型估計結(jié)果（FE）、兩階段最小二乘估計結(jié)果（IV-2SLS）和差分GMM估計結(jié)果（DIFFGMM），發(fā)現(xiàn)各估計方法中金融抑制的系數(shù)和顯著性水平均未發(fā)生較大改變，表明個體固定效應模型估計結(jié)果（FE）具有一定的穩(wěn)健性。

3.2.3 金融抑制影響經(jīng)濟增長的區(qū)域差異

根據(jù)國家統(tǒng)計局對東、中、西三大經(jīng)濟帶的劃分，擬進行分地區(qū)估計，結(jié)果見表4。對于估計方法而言，固定效應和隨機效應的結(jié)果較為接近，且對區(qū)域差異的比較分析并無影響，因此僅對固定效應的估計結(jié)果進行分析。

表4 金融抑制對經(jīng)濟增長的分地區(qū)回歸結(jié)果

西部地區(qū)金融抑制水平的回歸系數(shù)高于中部地區(qū)，東部地區(qū)系數(shù)最?。?.3469＞0.2772＞0.2104），表明金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下西部地區(qū)金融抑制對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進效果最為明顯，中部次之，東部促進作用較小。分析認為：（1）東部地區(qū)是對外主要貿(mào)易區(qū)，也是我國經(jīng)濟較為活躍的地帶，資金流動較為頻繁，對金融領域的審慎監(jiān)管使得東部地區(qū)的金融發(fā)展更加有序，就現(xiàn)階段而言，東部地區(qū)已經(jīng)較少通過金融抑制的相關渠道促進經(jīng)濟發(fā)展，進一步分析認為東部地區(qū)金融體系相對健全，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革空間相對較小，金融抑制所能發(fā)揮的作用有限；（2）中部地區(qū)，由于其天然的地理位置，使得金融領域發(fā)展相對一般，金融抑制也相對正常，經(jīng)濟的發(fā)展主要是依靠實體經(jīng)濟的帶動，所以對金融領域和金融體系的審慎監(jiān)管而導致的金融抑制對區(qū)域經(jīng)濟增長的促進作用也就相對較輕；（3）西部地區(qū)，開放程度和實體經(jīng)濟基礎均與東部和中部地區(qū)有一定的差距，因此政策性因素成為促進經(jīng)濟增長的主要途徑之一，具體而言，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革背景下金融抑制相關政策的實施對西部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用顯得更為重要。

分地區(qū)回歸結(jié)果表明，東、中、西金融抑制水平的回歸系數(shù)符合金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革政策實施的一般規(guī)律，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的成效與區(qū)域金融體系具有明顯的相關關系，金融體系相對不健全的地區(qū)，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的成效更明顯；上述分析同步也驗證了假設4的正確性，即區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平越低，金融抑制對經(jīng)濟增長的作用效果越大。

3.2.4 金融抑制影響經(jīng)濟增長的分位數(shù)回歸

為了能夠充分反映金融抑制水平對不同地區(qū)經(jīng)濟增長的分布產(chǎn)生不同的影響，采用分位數(shù)回歸對全樣本進行估計，結(jié)果見表5。qr10、qr25、qr50、qr75和 qr90分別代表10%、25%、50%、75%和90%分位數(shù)。

表5 金融抑制對經(jīng)濟增長的分位數(shù)回歸結(jié)果

表5顯示，隨著分位數(shù)的增加（10%～25%～50%～75%～90%），金融抑制水平（fr）的分位數(shù)回歸系數(shù)呈現(xiàn)持續(xù)下降趨勢（0.3812～0.3499～0.2867～0.1961～0.1697），表明金融抑制對經(jīng)濟增長的條件分布的影響逐漸減小，即增加金融抑制水平對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的影響較小，對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)影響較大；同時也表明金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低的區(qū)域作用更大。

分位數(shù)回歸結(jié)論，既是金融抑制對經(jīng)濟增長的分地區(qū)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性體現(xiàn)，也同步印證了假設4的正確性。分析認為，隨著經(jīng)濟發(fā)展水平越來越高，金融抑制的促進作用將越來越小，因此需要進一步深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，逐步解除金融抑制。

4 結(jié)論與討論

本文針對當下金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的背景，在現(xiàn)有文獻的基礎上測度2001～2018年區(qū)域金融抑制水平，以2001～2017年31個省級面板數(shù)據(jù)為研究樣本，基于MS-AR模型和四分數(shù)分類法，闡述金融抑制的時空動態(tài)變化，呈現(xiàn)金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的進程；通過理論分析和實證檢驗，考察金融抑制的區(qū)域經(jīng)濟增長效應，展現(xiàn)金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的成果。

結(jié)論如下：（1）金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的進程分析表明，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革在曲折中前進，受2008年外部經(jīng)濟危機的沖擊，導致區(qū)域金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革遭遇阻礙，但整體依舊呈現(xiàn)良好態(tài)勢；區(qū)域金融抑制水平的變化與政府宏觀政策息息相關；區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的傾斜和實施力度決定著金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的成效；（2）數(shù)理推導認為，穩(wěn)態(tài)條件下金融抑制使得經(jīng)濟增長率低于無金融抑制時的經(jīng)濟增長率，表明金融抑制對經(jīng)濟增長具有負面影響，從而證實金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的必要性；（3）實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基準回歸中金融抑制對區(qū)域經(jīng)濟增長具有正向促進作用，表明當下金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的推進步伐和節(jié)奏，仍處于合宜區(qū)間，對區(qū)域經(jīng)濟增長具有積極影響，肯定了金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的成效。分樣本回歸則表明，區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平越低，金融抑制對經(jīng)濟增長的作用效果越大，即金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的成效越明顯。分位數(shù)回歸則表明，提高金融抑制水平對經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的影響較小，對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)影響較大。

根據(jù)研究過程和結(jié)論，總結(jié)以下4點經(jīng)驗：（1）我國金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革雖然任重而道遠，但解除金融抑制、逐步實現(xiàn)金融自由化的目標卻是正確的；（2）堅持市場主導作用仍是未來金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的方向；（3）積極健康的經(jīng)濟發(fā)展水平，是保持本國經(jīng)濟持續(xù)向好發(fā)展、弱化全球性經(jīng)濟危機沖擊的最優(yōu)策略；（4）區(qū)位因素和歷史因素決定了區(qū)域金融發(fā)展的差異性，金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的推進需兼顧區(qū)域差異。同時，本文亦提出以下3點政策建議：（1）全方位持續(xù)推進金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革；（2）繼續(xù)逐步解除金融抑制的同時兼顧經(jīng)濟增長；（3）經(jīng)濟發(fā)展相對滯后的地區(qū)，依舊是未來推進金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重點區(qū)域。