文/楊振鑫（華南理工大學(xué)）

一、引言

分權(quán)化改革是國(guó)家發(fā)展的必由之路。中國(guó)作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家，也是較早推行分權(quán)化改革的國(guó)家，其分權(quán)化改革一直備受矚目。錢穎一[1]等人于1997 年提出“中國(guó)式分權(quán)”，但僅局限于分散式的財(cái)政分權(quán)，隨著改革實(shí)踐的不斷推進(jìn)，“中國(guó)式分權(quán)”逐漸發(fā)展為以財(cái)政分權(quán)和金融分權(quán)為主的經(jīng)濟(jì)分權(quán)。傅勇（2007）[2]、丁騁騁（2012）[3]、劉沖（2014）[4]等學(xué)者通過(guò)實(shí)證研究，明確了經(jīng)濟(jì)分權(quán)體系對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。當(dāng)前的研究一是集中于財(cái)政分權(quán)，忽視金融分權(quán)的影響，二則是往往聚焦于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而未對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率進(jìn)行探討。

中共中央政治局第十三次集體學(xué)習(xí)會(huì)上，習(xí)近平總書記提出“金融活，經(jīng)濟(jì)活；金融穩(wěn)，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)。經(jīng)濟(jì)興，金融興；經(jīng)濟(jì)強(qiáng)，金融強(qiáng)”的重要言論，明確了地方金融對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)的中國(guó)，基于推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)持續(xù)性增長(zhǎng)的前提，通過(guò)金融分權(quán)制度地方資源配置效率，分別為激勵(lì)機(jī)制的改善、信息扭曲程度的降低和分權(quán)競(jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致的效率提升。

中央政府與地方政府之間為委托代理的契約關(guān)系，地方政府可視為既承當(dāng)中央政府管理、發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)的代理人，又具有自身的利益追求的有限理性經(jīng)濟(jì)人，因而地方政府存在公共性和自利性，中央政府需要對(duì)地方政府的選擇進(jìn)行有效激勵(lì)。中央政府推行金融分權(quán)的政策，結(jié)合地方經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化及社會(huì)需求，以為地方政府提供金融管理權(quán)、控制權(quán)的方式激勵(lì)地方政府，使地方政府無(wú)論作為代理人還是有限理性經(jīng)濟(jì)人時(shí)，都能以經(jīng)濟(jì)最大化為目標(biāo)，通過(guò)中央政府所賦予的權(quán)力，調(diào)度金融資本，提升地方資源配置效率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的提升，促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)的高效發(fā)展。

中央政府與地方政府對(duì)地方經(jīng)濟(jì)存在信息不對(duì)稱，中央政府雖然能夠在宏觀層面把握地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)，但地方政府得益于地理優(yōu)勢(shì)，能夠從微觀層面了解地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的制定，使中央政府與地方政府對(duì)金融資源管理權(quán)、控制權(quán)等進(jìn)行劃分，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率是值得關(guān)注的重要問(wèn)題。

經(jīng)濟(jì)學(xué)中認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的提升可以從兩個(gè)方面實(shí)現(xiàn)：一是資源配置效率的提升，如人力資本、資本要素等生產(chǎn)要素從低產(chǎn)出效率的產(chǎn)業(yè)向高產(chǎn)出效率的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，生產(chǎn)要素重新配置；二是技術(shù)進(jìn)步實(shí)現(xiàn)的效率提升，而地方實(shí)現(xiàn)技術(shù)進(jìn)步往往基于地方技術(shù)創(chuàng)新或技術(shù)引進(jìn)。中央政府通過(guò)實(shí)施金融分權(quán)使地方政府獲得一定的金融資源的控制權(quán)，結(jié)合地方政府的信息優(yōu)勢(shì)，以行政手段影響地方金融機(jī)構(gòu)，調(diào)整金融資源的流向，使企業(yè)獲得技術(shù)研發(fā)、技術(shù)引進(jìn)資本，管理地方創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，優(yōu)化金融資源配置，從而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的提升。

二、金融分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響機(jī)理

（一）金融分權(quán)對(duì)資源配置效率影響

金融分權(quán)主要從三個(gè)方面影響現(xiàn)狀，可以借助當(dāng)?shù)毓病⑺痉?、?jīng)濟(jì)等相關(guān)機(jī)構(gòu)，以及如融資擔(dān)保公司、租賃公司等地方企業(yè)，了解地方資源稟賦、經(jīng)濟(jì)需求、地區(qū)優(yōu)勢(shì)等相關(guān)信息。由于存在信息不對(duì)稱，地方政府在金融資源配置上相比中央政府能夠處理得更好，因而推行金融分權(quán)，使中央政府將金融資本控制權(quán)下放至地方政府，有利于降低由于信息不對(duì)稱導(dǎo)致的資源配置效率下降的可能性，從而使地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更加高效率。

由于地方政府以地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為重要指標(biāo)衡量地方政績(jī)，地方政府之間會(huì)在重點(diǎn)項(xiàng)目投資、投資項(xiàng)目經(jīng)濟(jì)效益上直接競(jìng)爭(zhēng)，從而刺激地方政府對(duì)金融資源進(jìn)行直接或間接的干預(yù)，獲取更多金融資產(chǎn)，另外，由于額外獲得的金融資源常充當(dāng)“第二財(cái)政”的功能，地方政府為緩解財(cái)政收支壓力，積極干預(yù)金融領(lǐng)域。有限的金融資源，會(huì)引致地方政府之間在引進(jìn)資源方面存在競(jìng)爭(zhēng)，而優(yōu)化資源配置，能夠提高地方產(chǎn)出水平，從而在金融資源的爭(zhēng)奪中占據(jù)優(yōu)勢(shì)。

（二）金融分權(quán)對(duì)地方創(chuàng)新影響

促進(jìn)地方技術(shù)進(jìn)步的手段包括技術(shù)引進(jìn)和自主創(chuàng)新。前者需要大量的資本投入，而后者則存在周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)大、收益外生等特點(diǎn)，因而大部分地方企業(yè)難以有效進(jìn)行創(chuàng)新。地方投資者由于信息不對(duì)稱，無(wú)法對(duì)地方企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行評(píng)估，因而不愿將資源投放至企業(yè)創(chuàng)新中。金融分權(quán)為地方政府提供了行政干預(yù)地方國(guó)有商業(yè)銀行的權(quán)力及批準(zhǔn)成立地方性中小金融機(jī)構(gòu)、金融組織及融資平臺(tái)的權(quán)力，因而地方政府通過(guò)地方商業(yè)銀行及其他融資平臺(tái)，為地方中小企業(yè)提供創(chuàng)新資本，緩解企業(yè)創(chuàng)新融資約束、為企業(yè)承擔(dān)部分創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)。因而地方企業(yè)為在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中占據(jù)優(yōu)勢(shì)，將借助地方金融資源，進(jìn)行創(chuàng)新。

此外，金融分權(quán)使地方政府能夠自主從社會(huì)中籌備金融資本，豐富地方金融資源，優(yōu)化地方資本要素流動(dòng)環(huán)境，減少企業(yè)創(chuàng)新阻力，提高創(chuàng)新成功可能性。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）指標(biāo)構(gòu)建

被解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率TFP?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的測(cè)度，可分為索洛殘差法、隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法的參數(shù)方法和DEA指數(shù)法的非參數(shù)法。由于隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)法SFA 能夠考慮隨機(jī)因素影響，符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況，因而本文采用隨機(jī)前沿生產(chǎn)法獲取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率TFP。

SFA 主要用于解決n 個(gè)決策單元T 期的生產(chǎn)效率，每個(gè)決策單元對(duì)應(yīng)多個(gè)投入及一個(gè)產(chǎn)出，基本模型如下：

其中yit是第i 個(gè)決策單元第t期的實(shí)際產(chǎn)出，xit是第i 個(gè)決策單元第t 期的要素投入，f(xit;β)則是假設(shè)的生產(chǎn)函數(shù)，vit為隨機(jī)因素，相互獨(dú)立且服從正態(tài)分布。μit表示技術(shù)無(wú)效率項(xiàng)，由δ(t)和μi組成，表示個(gè)體i 在第t 期受到的個(gè)體沖擊，根據(jù)μi服從半正態(tài)分布，截?cái)嗾龖B(tài)分布，指數(shù)分布可分為三種不同模型，常用半正態(tài)分布。δ(t)表示了技術(shù)效率隨時(shí)間變化的特點(diǎn)，TEit則反映第i 個(gè)單元在第t 期時(shí)的生產(chǎn) 效率。γ 表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)中技術(shù)無(wú)效率所占比率，其越接近于0，說(shuō)明實(shí)際產(chǎn)出與前沿產(chǎn)出之間差距主要來(lái)自統(tǒng)計(jì)誤差等外部影響因素。在統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中，若γ=0 這一原假設(shè)被接受，則所有單元的生產(chǎn)點(diǎn)均處于生產(chǎn)前沿曲線，無(wú)須使用SFA 進(jìn)行分析，應(yīng)當(dāng)直接使用OLS 估計(jì)法。

本文參考顏鵬飛、王兵（2004）[5]等人的做法，以我國(guó)各省份的GDP為產(chǎn)出，以資本存量和人力資本作為投入要素，計(jì)算各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率。為保持統(tǒng)計(jì)口徑一致性，將1996 年后重慶數(shù)據(jù)納入四川省，同時(shí)由于西藏?cái)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)重，因此本文研究對(duì)象為2005 年至2017 年全國(guó)29 個(gè)省份。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率計(jì)算中所有原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，《中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952-2000》。

資本存量參考張軍[6]的做法，以永續(xù)盤存法進(jìn)行測(cè)算，并將1996年后重慶數(shù)據(jù)納入四川省。人力資本參照顏鵬飛、王兵[5]的做法，以當(dāng)?shù)啬昴┚蜆I(yè)人數(shù)與去年年末就業(yè)人數(shù)均值作為當(dāng)年投入的人力資本。

1.主要解釋變量

洪正、胡勇鋒（2017）[7]提出金融分權(quán)按照權(quán)利爭(zhēng)奪主體的差異可劃分為以中央與地方政府之間的金融分權(quán)Ⅰ，地方政府向民間的金融分權(quán)Ⅱ。參考何德旭、苗文龍等人[8]研究，以各省份大型商業(yè)銀行資產(chǎn)占全國(guó)大型商業(yè)銀行資產(chǎn)比重FIN1 衡量金融分權(quán)Ⅰ。地方政府從中央獲得更多的大型商業(yè)銀行資產(chǎn)，地方政府所能支配的金融資源越多，金融分權(quán)Ⅰ越顯著。參考陳寶東等人[9]研究，以地方性金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人數(shù)與地區(qū)所有金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人數(shù)比值FIN2，刻畫地方政府對(duì)地方金融資源的控制程度，衡量金融分權(quán)Ⅱ。FIN2 越大，地方政府對(duì)地方金融干預(yù)能力越強(qiáng)，地方政府向民間分權(quán)越小，金融分權(quán)Ⅱ越小。

2.控制變量

財(cái)政分權(quán)（FIS）：財(cái)政分權(quán)作為經(jīng)濟(jì)分權(quán)的重要組成部分，對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響顯著。本文參考陳寶東、鄧曉蘭等人[9]研究，以地方財(cái)政自由度，即地方政府財(cái)政收入與地方財(cái)政支出比值度量財(cái)政分權(quán)。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）：用地方第三產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值與地方生產(chǎn)總值比值度量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響。隨著第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率逐步上升。

受教育水平（EDU）：參考賈俊雪（2008）等人[10]研究，以中學(xué)以上的在校學(xué)生人數(shù)與勞動(dòng)力總值比值度量，以衡量受教育水平對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響。

貿(mào)易依存度（OPEN）：參考何楓（2004）等人[11]研究，以進(jìn)出口貿(mào)易總額與地方生產(chǎn)總值比值度量，衡量貿(mào)易依存度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響。

上述主要解釋變量數(shù)據(jù)來(lái)源于各省份金融運(yùn)行報(bào)告，其中對(duì)于部分丟失數(shù)據(jù)采用移動(dòng)平均法填充，控制變量數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局，并將1996 年后重慶市數(shù)據(jù)歸于四川省，數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1。

表1 相關(guān)指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）模型選擇與設(shè)定

在構(gòu)建空間計(jì)量模型前，需要構(gòu)建合適的空間權(quán)重矩陣，本文參考范巧等人[12]構(gòu)建基于Geary’s C指數(shù)的時(shí)空權(quán)重矩陣。空間權(quán)重矩陣其中g(shù)dpi表示第i 個(gè)地區(qū)的樣本期內(nèi)人均gdp，時(shí)間權(quán)重矩陣形式如下：

其中ci為i 時(shí)期Moran’sI指數(shù)。將標(biāo)準(zhǔn)化后的時(shí)間權(quán)重矩陣和標(biāo)準(zhǔn)化后的空間權(quán)重矩陣進(jìn)行克羅內(nèi)克積，獲得時(shí)空權(quán)重矩陣。

為驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在空間相關(guān)性，選擇空間自相關(guān)系數(shù)Moran’sI進(jìn)行檢驗(yàn)，表達(dá)式為：

其中xi表示樣本的觀測(cè)值,為樣本1 觀測(cè)值均值，wij為空間權(quán)重矩陣元素，n為樣本數(shù)。當(dāng)其中Moran’sI指數(shù)大于0 時(shí)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在空間正向相關(guān)性，當(dāng)指數(shù)小于0 時(shí)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在空間負(fù)相關(guān)性。

當(dāng)變量存在顯著空間關(guān)系時(shí)，需要引入空間計(jì)量模型進(jìn)行研究。常見(jiàn)的空間計(jì)量模型要包括空間滯后模型、空間誤差模型、空間杜賓模型，具體形式如下：

空間滯后模型SLM:

空間誤差模型SEM：

空間杜賓模型SDM：

其中W為空間權(quán)重矩陣，ρ、β、λ、γ分別為被解釋變量空間滯后項(xiàng)、解釋變量、空間相關(guān)誤差、解釋變量空間滯后項(xiàng)系數(shù)，為服從正態(tài)分布?xì)埐铐?xiàng)，Wy為被解釋變量空間滯后項(xiàng)，Wμ為誤差空間滯后項(xiàng)，Wx為解釋變量空間滯后項(xiàng)。

為了選擇合適的空間計(jì)量模型，需通過(guò)LM 檢驗(yàn)、穩(wěn)健性LM檢驗(yàn)、Hausman 檢驗(yàn)。當(dāng)LM lag 檢驗(yàn)比LM error 檢驗(yàn)顯著時(shí)，則選擇空間滯后模型，當(dāng)LM error 檢驗(yàn)比LM lag 檢驗(yàn)顯著時(shí)，則選擇空間誤差模型。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

借助stata16 計(jì)算2005-2017 年中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率Moran’sI值，結(jié)果見(jiàn)表2。由表2 可知，2005-2017年各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的Moran’sI指數(shù)介于0.2-0.3，且均在5%的水平下顯著，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在顯著的空間正相關(guān)關(guān)系，高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的地區(qū)與高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的地區(qū)相鄰，低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率地區(qū)與低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率地區(qū)相鄰。

表2 2005-2017 年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率值

（二）實(shí)證結(jié)果及分析

借助Matlab2018a，通過(guò)LM 檢驗(yàn)、穩(wěn)健性LM 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3，LM error 檢驗(yàn)，LM lag 檢驗(yàn)，穩(wěn)健性LM 檢驗(yàn)均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)。結(jié)合LM 檢驗(yàn)與穩(wěn)健性LM 檢驗(yàn)結(jié)果，本文最終選取空間杜賓模型進(jìn)行實(shí)證研究，估計(jì)結(jié)果如表4 所示。

表3 空間依賴性檢驗(yàn)結(jié)果

表4 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率SDM 估計(jì)結(jié)果

實(shí)證結(jié)果表明，F(xiàn)IN1 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率呈現(xiàn)促進(jìn)作用，F(xiàn)IN2 對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率呈現(xiàn)抑制作用，相關(guān)系數(shù)分別為2.088，-0.278，且均在1%水平下顯著。FIN1 反映的是地方政府從中央處獲取的金融資源，地方政府從中央獲取到更多的金融資源，能夠結(jié)合地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展現(xiàn)狀進(jìn)行金融資源配置，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)，因而金融分權(quán)Ⅰ對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率呈促進(jìn)作用。FIN2 反映地方政府對(duì)地方金融控制能力，地方政府對(duì)金融資源控制能力越大，市場(chǎng)作用空間越小，資源配置易錯(cuò)位，因而當(dāng)FIN2 下降，地方政府與市場(chǎng)之間的金融分權(quán)Ⅱ上升，市場(chǎng)發(fā)揮更多作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率上升。因此，金融分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響符合預(yù)期。

控制變量中，財(cái)政分權(quán)、受教育水平均在1%水平下顯著，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在促進(jìn)作用，貿(mào)易依存度在1%水平下顯著，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在抑制作用。

五、結(jié)論與政策啟示

本文選取空間杜賓模型，利用中國(guó)29 個(gè)省份2005 年至2017 年的面板數(shù)據(jù)，測(cè)度了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率，并在此基礎(chǔ)上分析中國(guó)式金融分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響，結(jié)果表明：（1）各省份經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在顯著的空間依賴性，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率高的地區(qū)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率高的地區(qū)聚集，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率低的與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率低的地區(qū)聚集；（2）中央對(duì)地方政府的分權(quán)行為，能夠促進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的提升。地方政府獲得金融資源后，結(jié)合地方發(fā)展需求，合理分配金融資源，從而促進(jìn)效率提升；（3）地方政府對(duì)市場(chǎng)的分權(quán)行為，對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在促進(jìn)作用。市場(chǎng)在金融資源配置中發(fā)揮的作用越大，金融資源配置錯(cuò)位的情況越小，資源利用率越高，經(jīng)濟(jì)增資效率越高。

基于以上結(jié)論，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率存在空間差異、金融分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)促進(jìn)作用是客觀存在的，因此這對(duì)中國(guó)式金融分權(quán)提供了一定的參考價(jià)值：（1）中央對(duì)地方金融風(fēng)險(xiǎn)有效管控的前提下，結(jié)合地方需求下放金融權(quán)利，使地方政府積極發(fā)揮作用；（2）地方政府對(duì)金融資源的干預(yù)應(yīng)逐步減少，促進(jìn)地方市場(chǎng)發(fā)揮金融資源配置的主要作用，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長(zhǎng)。