王博峰

(1.西安交通大學(xué)人文社會科學(xué)學(xué)院，陜西 西安 710049；2.中國農(nóng)業(yè)銀行陜西省分行投資銀行與金融市場部，陜西 西安 710065)

自改革開放以來，我國金融發(fā)展取得了長足進(jìn)步，有力地促進(jìn)了實體經(jīng)濟(jì)的增長，同時也出現(xiàn)了一些金融亂象，嚴(yán)重影響著我國的金融安全與經(jīng)濟(jì)安全。為此，2016年以來，防范和化解金融風(fēng)險已上升至國家戰(zhàn)略和國家安全的高度。金融監(jiān)管作為防范金融風(fēng)險、保持金融穩(wěn)定的重要手段已經(jīng)受到黨和國家的高度重視。金融監(jiān)管一方面通過防范金融風(fēng)險、保持金融穩(wěn)定進(jìn)而降低實體經(jīng)濟(jì)部門的產(chǎn)出損失，促進(jìn)實體經(jīng)濟(jì)增長[1][2]，另一方面可能通過影響金融部門的貸款發(fā)放進(jìn)而影響實體經(jīng)濟(jì)的增長。當(dāng)前關(guān)于金融監(jiān)管對金融部門信貸供給的影響存在分歧。有學(xué)者認(rèn)為金融部門存在壟斷、信息不對稱等特征，容易產(chǎn)生市場失靈，而金融監(jiān)管作為政府調(diào)節(jié)金融市場失靈的重要手段，可以打破壟斷、提升金融市場競爭程度來對信貸供給產(chǎn)生正向影響[3]。也有學(xué)者認(rèn)為，現(xiàn)實中金融監(jiān)管與信貸供給并非正向相關(guān):一方面，金融監(jiān)管降低了金融機(jī)構(gòu)的風(fēng)險偏好，這會對金融機(jī)構(gòu)的長期貸款產(chǎn)生負(fù)面影響，特別是降低了發(fā)放研發(fā)等高風(fēng)險貸款的傾向[4]；另一方面，雖然適當(dāng)?shù)慕鹑诒O(jiān)管能夠促進(jìn)金融機(jī)構(gòu)的信貸供給，但實踐中很難將金融監(jiān)管保持在適度水平，監(jiān)管過度和監(jiān)管不足才是金融監(jiān)管在現(xiàn)實中的常態(tài)，由此對金融效率的扭曲不利于金融機(jī)構(gòu)的信貸供給[5]。

現(xiàn)有文獻(xiàn)未將金融監(jiān)管的上述兩種影響納入統(tǒng)一框架中進(jìn)行探討，多從防范金融風(fēng)險、影響實體經(jīng)濟(jì)融資的單一視角展開研究。本文在一般均衡框架下，將金融監(jiān)管納入內(nèi)生增長模型，分析金融監(jiān)管通過防范金融風(fēng)險、影響實體經(jīng)濟(jì)融資而對實體經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響，并進(jìn)行實證檢驗。本文的研究不僅有助于從金融監(jiān)管的視角揭示金融業(yè)和實體經(jīng)濟(jì)增長之間的聯(lián)系，而且為中國如何提高金融監(jiān)管的有效性，增強(qiáng)金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力提供了理論依據(jù)。

一、文獻(xiàn)綜述

與本文主題相關(guān)的文獻(xiàn)主要有以下兩類：第一類是關(guān)于金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)后果研究。金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究歷來是經(jīng)濟(jì)學(xué)家所關(guān)注的一個熱點問題。次貸危機(jī)前，學(xué)術(shù)界的主流看法是金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長有著明顯的促進(jìn)作用，在落后國家和發(fā)展中國家普遍存在的金融抑制損害了經(jīng)濟(jì)增長。很多學(xué)者從理論層面就金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制進(jìn)行了深入研究，認(rèn)為金融發(fā)展有助于提高儲蓄-投資轉(zhuǎn)化效率、增加投資[6]，并激發(fā)企業(yè)家精神、促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步、提高資源配置效率[7][8][9][10]11]，上述理論分析也得到了實證研究的支持[7][12]。隨著次貸危機(jī)的爆發(fā)，人們開始認(rèn)識到金融發(fā)展給經(jīng)濟(jì)增長帶來活力和機(jī)遇的同時也埋下了隱患，這引發(fā)了學(xué)者對兩者關(guān)系的重新審視[13][14][15]。一些學(xué)者開始認(rèn)識到金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的邊際貢獻(xiàn)會隨著金融發(fā)展程度的提高而減少，并且當(dāng)超過某一門檻值(金融過度發(fā)展)后，金融發(fā)展可能會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)面影響。另外，也有一些研究基于企業(yè)微觀數(shù)據(jù)探討了企業(yè)金融化對經(jīng)濟(jì)增長的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)金融化對經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的負(fù)向作用[16][17]。

第二類是關(guān)于金融監(jiān)管的效果研究。大部分學(xué)者主要關(guān)注金融監(jiān)管對金融部門的影響。Furlong和Keeley(1989)證明了資本要求會對商業(yè)銀行風(fēng)險產(chǎn)生抑制作用[18]。Blum(1999)則認(rèn)為金融監(jiān)管會提高商業(yè)銀行的風(fēng)險承擔(dān)能力[19]。吳棟和周建平(2006)基于我國14家商業(yè)銀行的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)資本監(jiān)管顯著降低了我國商業(yè)銀行的風(fēng)險[20]。楊敏和梁銀鶴(2020)同樣發(fā)現(xiàn)資本監(jiān)管引起的資本充足率提高降低了商業(yè)銀行的風(fēng)險承擔(dān)[21]。對于金融監(jiān)管的信貸影響，王擎和吳瑋(2012)、楊柳等(2020)均發(fā)現(xiàn)，資本監(jiān)管對我國商業(yè)銀行的信貸擴(kuò)張具有明顯的抑制效應(yīng)[22][23]。陳偉平和張娜(2018)研究表明，商業(yè)銀行在面臨資本監(jiān)管時會減少表內(nèi)貸款的發(fā)放[24]。還有少數(shù)學(xué)者考察了金融監(jiān)管對實體企業(yè)或整體經(jīng)濟(jì)的影響。黃海濤等(2020)以地區(qū)金融監(jiān)管支出占金融業(yè)增加值的比重作為金融監(jiān)管的衡量指標(biāo)，檢驗了金融監(jiān)管對實體企業(yè)金融化的影響,結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融監(jiān)管通過股權(quán)制衡和信息透明的公司治理環(huán)境對實體企業(yè)的金融化水平有明顯的抑制作用[25]。馬思超和彭俞超(2019)以銀監(jiān)會公務(wù)員招聘人數(shù)占比作為金融監(jiān)管的衡量指標(biāo)，同樣得出加強(qiáng)金融監(jiān)管促進(jìn)了實體企業(yè)的“脫虛向?qū)崱盵26]。王燦和喻平(2020)認(rèn)為金融監(jiān)管和經(jīng)濟(jì)增長之間存在“倒U型”關(guān)系，即隨著金融監(jiān)管規(guī)則的不斷完善，經(jīng)濟(jì)增長率隨之增加，而過于嚴(yán)厲的金融監(jiān)管會阻礙經(jīng)濟(jì)增長[27]。

部分文獻(xiàn)雖然考察了金融監(jiān)管對實體企業(yè)或整體經(jīng)濟(jì)的影響，但或者是局限于實體企業(yè)金融化的研究范疇，或者是僅考察了金融監(jiān)管對經(jīng)濟(jì)增長的直接作用，并沒有系統(tǒng)揭示其作用機(jī)制。為此，本文從以下三個方面對現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行擴(kuò)展：一是建立理論模型，從金融風(fēng)險抑制效應(yīng)與融資影響效應(yīng)的雙重視角，闡述金融監(jiān)管對中國實體經(jīng)濟(jì)增長的影響與機(jī)制；二是考慮到各地區(qū)金融效率的差異，論證了金融效率在金融監(jiān)管影響中國實體經(jīng)濟(jì)增長中的調(diào)節(jié)作用，證明了金融監(jiān)管應(yīng)保持與金融效率的“適配性”；三是基于2009～2018年中國內(nèi)地31個省份的面板數(shù)據(jù)，檢驗了金融監(jiān)管對中國實體經(jīng)濟(jì)增長的影響、內(nèi)在機(jī)制以及金融效率在其中起到的調(diào)節(jié)作用，在此基礎(chǔ)上，提出了提高我國金融監(jiān)管強(qiáng)度以及增強(qiáng)金融對實體經(jīng)濟(jì)支持作用的政策建議。

二、理論模型

本文在一般均衡框架下，將金融監(jiān)管納入Romer(1990)的內(nèi)生增長模型[28]，分析金融監(jiān)管對實體經(jīng)濟(jì)增長的影響及作用機(jī)制。

(一)基礎(chǔ)模型

本文構(gòu)建的內(nèi)生增長模型包含家庭、最終產(chǎn)品、中間產(chǎn)品以及研發(fā)等四個部門。

1.家庭

代表性家庭將收入用于消費和儲蓄，其中消費可以給家庭帶來正效用。家庭的效用函數(shù)表示為：

(1)

其中，ct為即期家庭消費總量，u(ct)為即期家庭消費的效用，ρ為貼現(xiàn)率，ρ值越大表示家庭未來消費折算到即期的效用值越小。通過求解家庭的優(yōu)化問題可以得到消費水平的運(yùn)動方程為：

(2)

其中，r代表市場利率；σ(σ≥0)表示相對風(fēng)險厭惡系數(shù)，代表家庭將其消費在不同時期進(jìn)行轉(zhuǎn)移的意愿。當(dāng)σ=1時，消費水平的運(yùn)動方程表示為：

(3)

2.最終產(chǎn)品部門

假設(shè)勞動力僅在最終產(chǎn)品部門和研發(fā)部門尋找工作，即在最終產(chǎn)品部門和研發(fā)部門配置了所有勞動力。借鑒Romer(1990)[28]的研究，假定最終產(chǎn)品部門利用勞動力和中間產(chǎn)品進(jìn)行生產(chǎn)，其中最終產(chǎn)品部門雇傭的勞動力總數(shù)為LY，中間產(chǎn)品的投入量為xi，i∈[0,+∞)，最終產(chǎn)品部門的產(chǎn)出為Y，假設(shè)最終產(chǎn)品部門具有規(guī)模報酬不變的柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)特征，即0<α<1，因此最終產(chǎn)品部門的生產(chǎn)函數(shù)為：

(4)

其中，最終產(chǎn)品部門雇傭的勞動力LY和中間產(chǎn)品投入量xi均服從邊際報酬遞減規(guī)律。最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門利潤最大化問題可表示為：

(5)

因此，最終產(chǎn)品部門勞動力的工資水平和中間產(chǎn)品的價格滿足以下條件：

(6)

(7)

3.中間產(chǎn)品部門

中間產(chǎn)品部門由多家具有壟斷勢力的廠商構(gòu)成。這些廠商可以從銀行獲得資本，也可以從研發(fā)部門獲取最新的知識技術(shù)，從而利用知識技術(shù)的獨占性和排他性成為壟斷性的中間廠商。本文假定中間產(chǎn)品部門的廠商每生產(chǎn)1個單位的中間產(chǎn)品需要以利息成本c租借1單位資本，因此中間產(chǎn)品部門的廠商通過選擇生產(chǎn)相應(yīng)的中間產(chǎn)品實現(xiàn)利潤Vi最大化：

(8)

將式(7)代入式(8)，并求解一階條件，可以得到中間產(chǎn)品部門廠商的利息成本和利潤函數(shù)分別為：

(9)

(10)

4.研發(fā)部門

研發(fā)部門雇傭的勞動力和經(jīng)濟(jì)中的知識技術(shù)存量會影響知識生產(chǎn)，根據(jù)Romer(1990)[28]，知識生產(chǎn)函數(shù)設(shè)定為：

(11)

(二)金融監(jiān)管

在考慮金融監(jiān)管的金融風(fēng)險抑制及融資規(guī)模變動雙重效應(yīng)后，研發(fā)部門面臨如下預(yù)算約束方程：

(12)

研發(fā)部門將最新的知識技術(shù)出售給中間產(chǎn)品部門。根據(jù)Romer(1990)[28]的設(shè)定，研發(fā)部門生產(chǎn)的知識技術(shù)的價格PA與中間產(chǎn)品部門生產(chǎn)所獲利潤Vi的貼現(xiàn)值相等，即：

(13)

對式(13)兩邊同時求一階導(dǎo)，可以得到中間產(chǎn)品部門的邊際收益與邊際成本(獲得知識所付出的利息)相等的函數(shù)表達(dá)式：

V(t)=r(t)PA

(14)

(三)一般均衡分析

當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于平衡增長路徑時，由于產(chǎn)品之間的對稱性，最終產(chǎn)品部門中每種中間產(chǎn)品的投入量xi均相等，即：

(15)

當(dāng)資本市場和產(chǎn)品市場同時達(dá)到均衡時，最終產(chǎn)品部門的資本供給總量與中間產(chǎn)品部門對資本的需求量相同，即：

(16)

將式(15)代入式(4)可以得到總產(chǎn)出函數(shù)：

(17)

在平衡增長路徑下，Y、A、K和C等變量的增長率均相同，設(shè)為g：

(18)

根據(jù)式(3)、式(4)、式(6)、式(10)、式(12)、式(14)、式(15)和式(18)，可得：

(19)

由式(11)與式(18)，可得：

g=δLA

(20)

結(jié)合最終產(chǎn)品部門和研發(fā)部門配置了所有勞動力L=LY+LA的基本假設(shè)以及式(18)、式(20)，可以得出經(jīng)濟(jì)增長率g的表達(dá)式為：

(21)

由式(21)對ω求導(dǎo)，可得：

(22)

假設(shè)1：當(dāng)金融監(jiān)管促進(jìn)了實體經(jīng)濟(jì)融資規(guī)模的擴(kuò)張，則金融監(jiān)管與實體經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)金融監(jiān)管抑制了實體經(jīng)濟(jì)融資規(guī)模的擴(kuò)張，則金融監(jiān)管與實體經(jīng)濟(jì)增長率之間存在“倒U型”關(guān)系。

假設(shè)2：金融監(jiān)管通過金融風(fēng)險抑制與融資規(guī)模變動兩種機(jī)制影響實體經(jīng)濟(jì)增長。

假設(shè)3：當(dāng)金融監(jiān)管促進(jìn)了實體經(jīng)濟(jì)融資規(guī)模的擴(kuò)張，則金融效率正向調(diào)節(jié)金融監(jiān)管與實體經(jīng)濟(jì)增長之間的正相關(guān)關(guān)系；當(dāng)金融監(jiān)管抑制了實體經(jīng)濟(jì)融資規(guī)模的擴(kuò)張，則金融效率負(fù)向調(diào)節(jié)金融監(jiān)管與實體經(jīng)濟(jì)增長率之間的“倒U型”關(guān)系。

三、實證模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

借鑒王燦和喻平(2020)[27]的研究，本文構(gòu)建如下計量模型：

(23)

其中，i和t分別表示地區(qū)和時間。μi和νt分別表示地區(qū)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。εit表示隨機(jī)擾動項。Growthit表示i地區(qū)t時期的實體經(jīng)濟(jì)增長率，以除金融業(yè)與房地產(chǎn)業(yè)之外的GDP增長率衡量。γit表示i地區(qū)t時期的金融監(jiān)管水平，借鑒唐松等(2020)[29]的研究，采用金融監(jiān)管支出占當(dāng)?shù)亟鹑跇I(yè)增加值的比重作為地方金融監(jiān)管的代理變量。CVit表示控制變量向量，具體包括：資本存量增長率(K)，以永續(xù)盤存法計算的資本存量增長率表示；勞動力增長率(L)，以勞動力就業(yè)總數(shù)的增長率表示；技術(shù)進(jìn)步率(T)，以專利申請授權(quán)數(shù)量的增長率度量；進(jìn)出口占比(open)，以進(jìn)出口總額與GDP的比值衡量；外商直接投資(fdi)，利用外商企業(yè)直接投資總額與GDP的比值衡量；政府規(guī)模(G)，以政府支出占GDP的比值衡量。

另外，中國實體經(jīng)濟(jì)增長很可能受到前期經(jīng)濟(jì)增長狀況的影響，因此本文在式(23)右側(cè)加入實體經(jīng)濟(jì)增長率的滯后一期，回歸方程變?yōu)椋?/p>

(24)

考慮到動態(tài)面板模型能夠更好地捕捉模型的動態(tài)特征，使估計更有效率，本文在模型估計中主要選擇式(24)進(jìn)行估計。

本文所使用的數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國金融年鑒》。變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、估計結(jié)果及分析

(一)基本估計結(jié)果

表2呈現(xiàn)了金融監(jiān)管對中國實體經(jīng)濟(jì)增長影響的估計結(jié)果。其中第(1)列為只包含主要自變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果，第(2)列為包含主要自變量和所有控制變量的固定效應(yīng)回歸結(jié)果，第(3)列是利用γ的滯后一期、滯后兩期作為γ的工具變量，采用工具變量-廣義矩估計法進(jìn)行回歸的結(jié)果，第(4)列為構(gòu)建動態(tài)面板模型的系統(tǒng)-GMM估計結(jié)果。

從表2的估計結(jié)果可以看出，γ的估計系數(shù)均在5%的水平下顯著為正，γ2的估計系數(shù)均至少在10%的水平下顯著為負(fù)，說明金融監(jiān)管強(qiáng)度和中國實體經(jīng)濟(jì)增長之間存在“倒U型”關(guān)系。以第(4)列為例，當(dāng)γ的值小于6.10%時，金融監(jiān)管有利于中國實體經(jīng)濟(jì)增長，而當(dāng)γ的值大于6.10%時，金融監(jiān)管會抑制中國實體經(jīng)濟(jì)增長。統(tǒng)計顯示，樣本期間內(nèi)我國各省份的金融監(jiān)管支出占金融業(yè)增加值的比重僅為0.0118，遠(yuǎn)小于金融監(jiān)管強(qiáng)度和中國實體經(jīng)濟(jì)增長的“倒U型”關(guān)系臨界值，說明現(xiàn)階段金融監(jiān)管強(qiáng)度有利于中國實體經(jīng)濟(jì)增長。對于其他控制變量來說，資本存量增長率、技術(shù)進(jìn)步率對中國實體經(jīng)濟(jì)增長的影響結(jié)果顯著為正，說明資本深化、技術(shù)進(jìn)步是當(dāng)前影響中國實體經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。政府規(guī)模對中國實體經(jīng)濟(jì)增長的影響結(jié)果顯著為負(fù)，說明政府支出規(guī)模增大會對中國實體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生擠出作用。上述結(jié)果驗證了本文的假設(shè)1。

表2 金融監(jiān)管對中國實體經(jīng)濟(jì)增長影響的估計結(jié)果

(二)影響機(jī)制分析

1.中介效應(yīng)模型的設(shè)定

前文的理論分析表明金融監(jiān)管對實體經(jīng)濟(jì)增長率的影響主要通過金融風(fēng)險抑制效應(yīng)與融資規(guī)模變動效應(yīng)發(fā)揮作用。但事實究竟如何，還需要進(jìn)一步就其影響機(jī)制進(jìn)行驗證。本文選取社會融資規(guī)模占名義GDP的比例(FD)和區(qū)域金融風(fēng)險(Risk)作為中介變量，金融監(jiān)管(γ)作為核心解釋變量，將檢驗融資規(guī)模變動效應(yīng)和金融風(fēng)險抑制效應(yīng)的中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

Growthit=α0+α1Growthit-1+β1γit+β3CVit+μi+νt+εit

(25)

FDit(Riskit)=α0+α1FDit-1(Riskit-1)+β1γit+β3CVit+μi+νt+εit

(26)

Growthit=α0+α1Growthit-1+β1γit+β2FDit(Riskit)+β3CVit+μi+νt+εit

(27)

其中，區(qū)域金融風(fēng)險(Risk)借鑒陳守東等(2020)[30]的方法選取保險市場、股票市場、債券市場、信貸市場和房地產(chǎn)市場的主要指標(biāo)構(gòu)建指標(biāo)體系進(jìn)而計算得到。

2.中介效應(yīng)模型的估計結(jié)果與檢驗

表3呈現(xiàn)了金融監(jiān)管對中國實體經(jīng)濟(jì)增長的影響渠道檢驗結(jié)果。表3第(1)列對應(yīng)式(25)的回歸結(jié)果，結(jié)果表明，金融監(jiān)管的估計系數(shù)為正且通過10%的顯著性水平檢驗，說明金融監(jiān)管有利于中國實體經(jīng)濟(jì)增長。第(2)列對應(yīng)式(26)的檢驗結(jié)果，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融監(jiān)管的估計系數(shù)為負(fù)且通過5%的顯著性水平檢驗，說明金融監(jiān)管對中國實體經(jīng)濟(jì)增長存在融資規(guī)模收縮效應(yīng)。此外，本文還發(fā)現(xiàn)在第(3)列加入中介變量社會融資規(guī)模占名義GDP的比例(FD)之后，金融監(jiān)管的估計系數(shù)仍顯著為正，但較第(1)列明顯降低，這說明金融監(jiān)管通過融資規(guī)模收縮進(jìn)而對中國實體經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了負(fù)向影響。第(4)、(5)列的檢驗結(jié)果表明，金融監(jiān)管存在明顯的金融風(fēng)險抑制效應(yīng)，并且通過金融風(fēng)險抑制效應(yīng)緩解了企業(yè)的產(chǎn)出損失，從而有利于中國實體經(jīng)濟(jì)增長。結(jié)合第(1)、(3)、(5)列的實證結(jié)果，可以得出金融風(fēng)險抑制效應(yīng)要強(qiáng)于融資規(guī)模收縮效應(yīng)。上述結(jié)果驗證了本文的假設(shè)2。

表3 中介效應(yīng)檢驗

(三)金融效率調(diào)節(jié)作用的估計結(jié)果

為進(jìn)一步考察金融效率的調(diào)節(jié)作用,在式(23)、式(24)的基礎(chǔ)上加入金融效率(fin)以及金融效率與金融監(jiān)管的交互項?；诜€(wěn)健性考慮，金融效率采用兩個指標(biāo)來衡量：一是借鑒魯志國和趙培陽(2020)[31]的方法，采用金融機(jī)構(gòu)貸款總額與金融機(jī)構(gòu)存款總額的比值表示，估計結(jié)果見表4(1)、(2)；二是選取金融業(yè)增加值作為產(chǎn)出指標(biāo)，金融業(yè)固定資產(chǎn)投資額與金融業(yè)就業(yè)人員總數(shù)作為投入指標(biāo)，采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)計算得到，估計結(jié)果見表4(3)、(4)。結(jié)果顯示，金融監(jiān)管二次項與金融效率交互項的系數(shù)為正且顯著，金融監(jiān)管一次項與金融效率交互項的系數(shù)顯著為負(fù)，均與表4中金融監(jiān)管及金融監(jiān)管平方項的相應(yīng)系數(shù)符號相反，說明金融效率負(fù)向調(diào)節(jié)金融監(jiān)管與中國實體經(jīng)濟(jì)增長之間的“倒U型”關(guān)系，假設(shè)3得到驗證。

表4 金融效率調(diào)節(jié)金融監(jiān)管與中國實體經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的估計結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.指標(biāo)替換

第一，替換實體經(jīng)濟(jì)增長的度量方式。第二產(chǎn)業(yè)增長率是文獻(xiàn)中度量實體經(jīng)濟(jì)增長的常用指標(biāo)，出于穩(wěn)健性考慮，我們選擇第二產(chǎn)業(yè)增長率作為實體經(jīng)濟(jì)增長的替代變量，對基準(zhǔn)模型重新進(jìn)行估計。表5(1)結(jié)果顯示，γ的估計系數(shù)顯著為正，γ2的估計系數(shù)顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)模型的結(jié)果完全一致。第二，替換金融監(jiān)管的度量方式。借鑒馬思超和彭俞超(2019)的做法，利用各省份銀監(jiān)局公務(wù)員招聘人數(shù)與當(dāng)期全國公務(wù)員招聘人數(shù)之比作為金融監(jiān)管的替代變量[26]，對基準(zhǔn)模型重新進(jìn)行估計，表5(2)結(jié)果與前文基本一致。

2.工具變量法

上文中，我們利用基于動態(tài)面板模型的系統(tǒng)-GMM估計方法在一定程度上緩解了金融監(jiān)管與實體經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在的內(nèi)生性問題?；诜€(wěn)健性考慮，本文還利用工具變量法進(jìn)一步緩解內(nèi)生性問題。利用各省份與北京、上海、深圳三大金融監(jiān)管中心的距離與年份的乘積作為金融監(jiān)管的工具變量，并采用兩階段最小二乘法進(jìn)行回歸。表5(3)結(jié)果顯示，弱工具變量檢驗F統(tǒng)計量的值為17.29，說明不存在弱工具變量問題。此外，金融監(jiān)管的系數(shù)仍顯著為正，金融監(jiān)管平方項的系數(shù)依然顯著為負(fù)，再次表明了金融監(jiān)管對中國實體經(jīng)濟(jì)增長存在“倒U型”影響。

表5 穩(wěn)健性檢驗一

3.聯(lián)立方程組模型

上文中，我們利用基于動態(tài)面板模型的系統(tǒng)-GMM估計方法以及工具變量法在一定程度上緩解了金融監(jiān)管與實體經(jīng)濟(jì)增長之間可能存在的內(nèi)生性問題，但中介變量社會融資規(guī)模占名義GDP的比例(FD)和區(qū)域金融風(fēng)險(Risk)與實體經(jīng)濟(jì)增長之間也會受到內(nèi)生性問題的困擾?；谥薪樾?yīng)模型的逐步回歸方法忽視了這種內(nèi)生關(guān)系，可能導(dǎo)致實證結(jié)果的不一致，而聯(lián)立方程組模型是分析多個變量之間是否存在間接效應(yīng)的重要研究方法。由此，將實體經(jīng)濟(jì)增長(Growth)、社會融資規(guī)模占名義GDP的比例(FD)和區(qū)域金融風(fēng)險(Risk)三個變量視為內(nèi)生變量構(gòu)造聯(lián)立方程組，并采用三階段最小二乘法對方程組進(jìn)行估計，具體方程組如下(1)聯(lián)立方程組的識別需要在各方程組中加入不同的外生變量，因而此處融資規(guī)模方程與區(qū)域金融風(fēng)險方程的控制變量與表4中介效應(yīng)檢驗不同。：

(28)

(29)

(30)

式(28)為融資規(guī)模方程，本文將社會融資規(guī)模占名義GDP的比例(FD)視為受金融監(jiān)管、實體經(jīng)濟(jì)增長與金融效率等變量影響的內(nèi)生變量；式(29)為區(qū)域金融風(fēng)險方程，本文將區(qū)域金融風(fēng)險(Risk)視為受金融監(jiān)管、實體經(jīng)濟(jì)增長與金融發(fā)展等變量影響的內(nèi)生變量，金融發(fā)展(F)以金融業(yè)增加值與GDP的比值衡量；式(30)為實體經(jīng)濟(jì)增長方程。三階段最小二乘法的估計結(jié)果如表6所示。

從表6可以看出，在融資規(guī)模方程中，金融監(jiān)管的系數(shù)顯著為負(fù)；在區(qū)域金融風(fēng)險方程中，金融監(jiān)管的系數(shù)同樣顯著為負(fù)；而在實體經(jīng)濟(jì)增長方程中，社會融資規(guī)模占名義GDP的比例(FD)的系數(shù)顯著為正，區(qū)域金融風(fēng)險(Risk)的系數(shù)顯著為負(fù)。上述實證結(jié)果均與中介效應(yīng)模型的估計結(jié)果類似，印證了金融監(jiān)管通過金融風(fēng)險抑制與融資規(guī)模收縮兩種機(jī)制影響中國實體經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。

表6 穩(wěn)健性檢驗二

五、結(jié)論與啟示

本文基于2009～2018年中國內(nèi)地31個省份的面板數(shù)據(jù)，檢驗了金融監(jiān)管對中國實體經(jīng)濟(jì)增長的影響和內(nèi)在機(jī)制。研究結(jié)果表明：金融監(jiān)管強(qiáng)度和中國實體經(jīng)濟(jì)增長之間存在“倒U型”關(guān)系，但目前的金融監(jiān)管強(qiáng)度還未達(dá)到“最優(yōu)水平”,從而在總體上促進(jìn)了中國實體經(jīng)濟(jì)增長。此外，金融監(jiān)管要與金融效率相適應(yīng)，當(dāng)金融效率較低時，金融監(jiān)管的強(qiáng)度應(yīng)當(dāng)適度提高，而當(dāng)金融效率較高時，金融監(jiān)管的強(qiáng)度應(yīng)當(dāng)適度降低。金融監(jiān)管強(qiáng)度對中國實體經(jīng)濟(jì)增長的影響主要通過金融風(fēng)險抑制效應(yīng)與融資規(guī)模收縮效應(yīng)發(fā)揮作用，并且金融風(fēng)險抑制效應(yīng)大于融資規(guī)模收縮效應(yīng)。

本文的研究對于提高我國金融監(jiān)管強(qiáng)度以及增強(qiáng)金融對實體經(jīng)濟(jì)支持作用具有一定的參考意義。第一，進(jìn)一步加強(qiáng)金融監(jiān)管強(qiáng)度，特別是排查金融機(jī)構(gòu)的各類風(fēng)險，著力防范化解重點領(lǐng)域的金融風(fēng)險，避免金融風(fēng)險給實體經(jīng)濟(jì)造成損失。第二，金融監(jiān)管要與金融效率相適應(yīng)，在制定金融監(jiān)管相關(guān)政策時，要考慮到不同地區(qū)、不同金融機(jī)構(gòu)的效率差異，摒棄“一刀切”的監(jiān)管模式。對金融效率較低的地區(qū)和金融機(jī)構(gòu)，金融監(jiān)管的強(qiáng)度應(yīng)適度提高，反之，應(yīng)適當(dāng)降低對金融效率較高地區(qū)和金融機(jī)構(gòu)的監(jiān)管強(qiáng)度。第三，鑒于金融監(jiān)管所產(chǎn)生的融資規(guī)模收縮效應(yīng)，應(yīng)在確保金融系統(tǒng)良性運(yùn)轉(zhuǎn)的基礎(chǔ)上，重視金融監(jiān)管在約束銀行貸款發(fā)放中的影響。在防范金融風(fēng)險的同時，進(jìn)一步優(yōu)化金融監(jiān)管制度，提高金融機(jī)構(gòu)的運(yùn)營效率，降低金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)成本，形成金融發(fā)展和金融監(jiān)管的良性互動，提升金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力及效率。