摘要：本文利用2000—2022年全國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的數(shù)據(jù)，運(yùn)用Malmquist指數(shù)測度了我國金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率及變化情況，并進(jìn)一步運(yùn)用GMM估計(jì)方法分析了銀行業(yè)壟斷程度、直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平、實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力素質(zhì)和外貿(mào)出口水平對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的影響作用及效果。結(jié)果表明，受技術(shù)進(jìn)步驅(qū)動，2000—2022年間我國金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率整體呈上升趨勢；這一效率受銀行業(yè)壟斷程度、直接融資比重等上述因素影響，其中除銀行業(yè)壟斷程度對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率存在負(fù)向影響外，其他因素均為正向影響，且以上影響在東部、中部、西部和東北地區(qū)存在異質(zhì)性。據(jù)此，本文提出持續(xù)深化區(qū)域性金融供給側(cè)改革；擴(kuò)大股權(quán)債券融資規(guī)模，提高直接融資比重；鼓勵中小銀行發(fā)展，促進(jìn)銀行業(yè)內(nèi)良性競爭等建議。

關(guān)鍵詞：金融效率；銀行業(yè)壟斷；普惠金融；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；勞動力素質(zhì)；外貿(mào)出口水平；Malmquist指數(shù)

中圖分類號：F832" " " " " " 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A" " " " " " "文章編號：1007-0753（2024）05-0032-11

一、引言與文獻(xiàn)綜述

黨的二十大報(bào)告明確指出：“建設(shè)現(xiàn)代化產(chǎn)業(yè)體系。堅(jiān)持把發(fā)展經(jīng)濟(jì)的著力點(diǎn)放在實(shí)體經(jīng)濟(jì)上，推進(jìn)新型工業(yè)化，加快建設(shè)制造強(qiáng)國、質(zhì)量強(qiáng)國、航天強(qiáng)國、交通強(qiáng)國、網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)國、數(shù)字中國?！?022年10月28日，時(shí)任中國人民銀行行長的易綱在《國務(wù)院關(guān)于金融工作情況的報(bào)告》中總結(jié)了黨的十八大以來，我國金融在推進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中取得的成就。縱觀我國多年經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況，金融與經(jīng)濟(jì)之間的關(guān)系絕非僅僅是簡單的數(shù)量關(guān)系，重拾并高度重視金融支持經(jīng)濟(jì)增長的效率問題是現(xiàn)階段的占優(yōu)策略（張林和張維康，2017）。為此，深入分析各省金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率，并挖掘其中的影響因子，對于有效提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率具有重要理論意義。

關(guān)于金融效率，國外學(xué)者多從金融機(jī)構(gòu)尤其是銀行效率的視角展開，認(rèn)為銀行業(yè)的投入與產(chǎn)出比在一定程度上可以反映金融效率，并進(jìn)一步探討了銀行效率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。如Sherman和Gold（1985）開創(chuàng)性地采用DEA方法測算了伊朗銀行分支機(jī)構(gòu)的運(yùn)行效率；之后學(xué)者們紛紛借助DEA方法測度了美國、日本等國家和地區(qū)的銀行業(yè)效率（Jeng，2001）。國內(nèi)學(xué)者對我國的金融效率進(jìn)行了測度和研究。張林和張維康（2017）運(yùn)用以DEA為基礎(chǔ)的Malmquist指數(shù)測度了我國金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率。蔡則祥和武學(xué)強(qiáng)（2017）認(rèn)為中國金融資源“貨幣空轉(zhuǎn)”“脫實(shí)向虛”等問題較為嚴(yán)重，已影響到了金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。游士兵和楊芳（2019）基于綠色發(fā)展視角測度了金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，將金融資源作為投入指標(biāo)，將實(shí)體經(jīng)濟(jì)增加值作為期望產(chǎn)出指標(biāo)，同時(shí)增加了二氧化碳排放量作為非期望的產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行測算。陳豐華（2021）運(yùn)用動態(tài)面板數(shù)據(jù)測算了金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率水平及變動情況，并對其影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果證實(shí)了技術(shù)進(jìn)步是推動我國金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率提升的主要原因。潘海峰等（2022）基于DEA模型測度了我國金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，在此基礎(chǔ)上分析了其區(qū)域差異性和空間相依性特征。

關(guān)于金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的影響因素，學(xué)者們主要探討了政府干預(yù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、融資結(jié)構(gòu)等方面的影響。其中國外研究較多從理論層面開展。Krause和Rioja（2006）認(rèn)為金融體系成熟度、央行的獨(dú)立性以及通貨緊縮是影響金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的重要因素；Qin和Song（2009）認(rèn)為優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)將提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。國內(nèi)學(xué)者李雯和王純峰（2019）通過構(gòu)建固定效應(yīng)模型考察了宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、對外貿(mào)易程度、人力資本水平對金融業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，并發(fā)現(xiàn)這些因素均能有效提高金融業(yè)全要素生產(chǎn)率。周曄和丁鑫（2023）認(rèn)為金融科技能夠提升企業(yè)對數(shù)據(jù)的運(yùn)用能力，挖掘用戶的潛在需求，提高資金的配置效率，進(jìn)而有效提高金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率。張煥明和馬昭君（2023）運(yùn)用我國省級面板數(shù)據(jù)證實(shí)了宏觀金融杠桿波動對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的負(fù)向影響。

綜上，現(xiàn)有國內(nèi)外研究主要側(cè)重于分析金融支持宏觀經(jīng)濟(jì)增長的效率，較為缺少金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率影響因素的實(shí)證研究?；诖?，為本文利用2000—2022年全國31個省（市、自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)，首先構(gòu)建Malmquist指數(shù)模型，準(zhǔn)確測算金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步探究其影響因素，為在“去產(chǎn)能、去庫存、去杠桿、降成本、補(bǔ)短板”的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革過程中增強(qiáng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)內(nèi)生盈利能力、充分發(fā)揮金融助推經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用提供理論參考。

二、金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的測度與分析

（一）指標(biāo)選取

金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)過程復(fù)雜，涉及的影響因素眾多，而且因素之間相互關(guān)聯(lián)，綜合指標(biāo)法更加適合本文主題?；谝陨戏治霾⒙?lián)系生產(chǎn)實(shí)際，本文選擇以下投入和產(chǎn)出指標(biāo)來衡量金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，詳見表1。

投入指標(biāo)包括：金融機(jī)構(gòu)貸款余額、股票市場IPO和增發(fā)融資額、金融從業(yè)人數(shù)、金融機(jī)構(gòu)（網(wǎng)點(diǎn)）數(shù)。其中，金融機(jī)構(gòu)貸款余額反映了實(shí)體經(jīng)濟(jì)從金融部門獲取資金的情況，由各省（市、自治區(qū)）年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額來衡量。股票市場IPO和增發(fā)融資額反映了金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資金情況，由各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）年末股票市場IPO和增發(fā)融資額來衡量。金融從業(yè)人數(shù)反映了金融部門人力資本的投入情況，人力資本投入是金融的最基本投入要素，用各省（市、自治區(qū)）年末金融從業(yè)人數(shù)來衡量。金融機(jī)構(gòu)（網(wǎng)點(diǎn)）數(shù)直觀反映了金融服務(wù)的規(guī)模，由金融機(jī)構(gòu)包括網(wǎng)點(diǎn)的具體數(shù)量來衡量。

產(chǎn)出指標(biāo)為實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值。實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值反映了實(shí)體經(jīng)濟(jì)實(shí)際產(chǎn)出水平，由各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）GDP扣減金融業(yè)增加值和房地產(chǎn)業(yè)增加值來衡量。實(shí)體經(jīng)濟(jì)即與各種產(chǎn)品和服務(wù)的生產(chǎn)、分配、流通、消費(fèi)相關(guān)的一切經(jīng)濟(jì)活動，且不具有自我擴(kuò)張和衍生膨脹的特性。金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)的高杠桿會放大價(jià)格的上漲趨勢，2008年金融危機(jī)后美聯(lián)儲將金融業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)排除在實(shí)體經(jīng)濟(jì)范疇之外。黃群慧（2016）創(chuàng)造性地提出了實(shí)體經(jīng)濟(jì)的分層框架，認(rèn)為實(shí)體經(jīng)濟(jì)的整體內(nèi)容應(yīng)該是除去金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)后的其他全部行業(yè)。本文借鑒此觀點(diǎn)，在核算實(shí)體經(jīng)濟(jì)實(shí)際產(chǎn)出時(shí)剔除金融業(yè)增加值和房地產(chǎn)業(yè)增加值。

本文選取全國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）2000—2022年的年度面板數(shù)據(jù)①，共3 565個觀測值，并對數(shù)據(jù)進(jìn)行了取對數(shù)處理。另外，本文數(shù)據(jù)主要來源于WIND數(shù)據(jù)庫和中國人民銀行網(wǎng)站。

（二）模型構(gòu)建

本文基于Malmquist指數(shù)模型測度金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，包括全要素生產(chǎn)率的跨期變化及其內(nèi)在驅(qū)動因素，t期技術(shù)水平下的Malmquist指數(shù)為：

Mt =" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （1）

將t期和t+1期的Malmquist指數(shù)進(jìn)行幾何平均后可得到生產(chǎn)效率指數(shù)變化，并將生產(chǎn)效率指數(shù)變化分解為技術(shù)進(jìn)步指數(shù)、純技術(shù)效率變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)：

M' （ yt+1， xt+1， yt， xt ） =

（2）

式（2）中，xt，yt分別表示t期的投入要素和產(chǎn)出要素，xt+1，yt+1分別表示t+1期的投入要素和產(chǎn)出要素。選取Malmquist指數(shù)評價(jià)效率水平，當(dāng)Malmquist指數(shù)＞1時(shí)，表明效率水平將提高；當(dāng)Malmquist指數(shù)＜1時(shí)，表明效率水平將下降；當(dāng)Malmquist指數(shù)=1時(shí)，表明效率水平?jīng)]有變化。

（三）測算結(jié)果分析

1. 金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率年度變化情況

根據(jù)Malmquist模型的測算方法，本文運(yùn)用DEAP2.1軟件測算2000—2022年間金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率Malmquist指數(shù)，結(jié)果如圖1所示。

從圖1可以看出2000—2022年全國范圍內(nèi)Malmquist指數(shù)呈緩慢上升趨勢。Malmquist指數(shù)高于1的有13年，其中最高值出現(xiàn)在2010—2011年，達(dá)到了1.234，說明這13年中金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率遞增。Malmquist指數(shù)低于1的有9年，說明這9年中金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率呈現(xiàn)負(fù)增長，其中最低值0.719出現(xiàn)在2008—2009年。

2.分省份金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率變化情況

分省份金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率見表2。19個?。ㄊ校┑腗almquist指數(shù)大于1，上海市Malmquist指數(shù)位居第一。上海市通過發(fā)揮自身的綜合金融服務(wù)和資源優(yōu)勢，近22年來社會融資規(guī)模增長已超10倍，金融從業(yè)人員逐年增長，存貸比提升速度較快，促進(jìn)金融效率邊際增長。12個?。ㄗ灾螀^(qū)）的Malmquist指數(shù)小于1，說明金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率下降。其中，Malmquist指數(shù)最小的是吉林。12個?。ㄗ灾螀^(qū)）在純技術(shù)效率變化指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)方面稍顯薄弱，未來應(yīng)加強(qiáng)金融管理和資源配置水平以提高純技術(shù)效率變化指數(shù)，完善金融服務(wù)創(chuàng)新產(chǎn)品以提高金融資源的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)。

從表2我國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)Malmquist指數(shù)及其分解指數(shù)值的變化趨勢來看，絕大部分?。ㄊ校┑腗almquist指數(shù)和技術(shù)進(jìn)步指數(shù)的變化呈明顯的同步趨勢，但純技術(shù)效率變化指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)兩者的同步趨勢并不明顯。但是也有一些例外，比如湖北省Malmquist指數(shù)上升主要受技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和純技術(shù)效率變化指數(shù)驅(qū)動，與此同時(shí)規(guī)模效率變化指數(shù)卻呈現(xiàn)明顯下降趨勢。河北省Malmquist指數(shù)下降主要是由技術(shù)進(jìn)步指數(shù)和規(guī)模效率變化指數(shù)下降引起的，而純技術(shù)效率變化指數(shù)反而上升。

三、金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率影響因素分析

從理論上分析，在同一效率模型下，通過增加投入要素的數(shù)量也可以提高產(chǎn)出，使其產(chǎn)出達(dá)到理想值，但是一方面，我國各?。ㄊ?、自治區(qū)）之間經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r存在較大差異，資源有限；另一方面，即使通過增加投入要素的數(shù)量在一定程度上可以提高產(chǎn)出，這種提高產(chǎn)出的方法過于膚淺且不可持續(xù)。要切實(shí)提高各?。ㄊ?、自治區(qū)）金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率，必須研究影響金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的長期穩(wěn)定的實(shí)質(zhì)性因素。本文基于上文測算的數(shù)據(jù)特點(diǎn)，運(yùn)用GMM估計(jì)方法對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率值進(jìn)行回歸分析，探索影響金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的因素。

（一）指標(biāo)選取

本文選取金融方面相關(guān)指標(biāo)，如銀行業(yè)壟斷程度、直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平，以及實(shí)體經(jīng)濟(jì)相關(guān)指標(biāo)，如實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力素質(zhì)、外貿(mào)出口水平等作為自變量，將金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率作為因變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。相關(guān)指標(biāo)說明見表3。

銀行業(yè)壟斷程度指的是政府控制銀行的壟斷程度。我國國有控股五大行資產(chǎn)占銀行業(yè)總資產(chǎn)的40%以上，加上各種國有控股銀行及政策性銀行對資金的控制，使得我國國有銀行資產(chǎn)占銀行業(yè)總資產(chǎn)的比例較高，銀行業(yè)壟斷水平較高。本文用國有控股五大行和政策性銀行的總資產(chǎn)占銀行業(yè)總資產(chǎn)的比重來衡銀行業(yè)壟斷程度。

直接融資是一種以股票、債券為主要金融工具的融資機(jī)制，企業(yè)債券融資和非金融企業(yè)股票融資是實(shí)體經(jīng)濟(jì)常用的兩種直接融資渠道。直接融資比重指的是直接融資額占全部融資額的比重，是衡量一個地區(qū)的金融發(fā)展水平的重要指標(biāo)。本文用企業(yè)債券融資規(guī)模和非金融企業(yè)股票融資規(guī)模兩者之和占社會融資規(guī)模的比重來衡量直接融資比重。

普惠金融作為一種新型的金融服務(wù)體系，指的是最大限度地向需要金融服務(wù)的社會各階層提供公平、恰當(dāng)和高效的金融服務(wù)。在我國，普惠金融的發(fā)展有利于增強(qiáng)社會各個階層的資本可得性，促進(jìn)企業(yè)的長期穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展，為提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率奠定堅(jiān)實(shí)的環(huán)境基礎(chǔ)。本文參考陳銀娥等（2015）的做法構(gòu)建我國各省份“普惠金融發(fā)展指數(shù)”來衡量普惠金融發(fā)展水平，算式如下：

IFIi = 1 -

（3）

Ek = ωk × yi，k" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " （4）

其中，IFIi表示第i個地區(qū)的普惠金融發(fā)展指數(shù)，Ek表示第k個維度的測度值，wk表示第k個維度的權(quán)重。普惠金融發(fā)展指數(shù)的取值范圍為0—1。

當(dāng)IFIi =0時(shí)，表示存在完全的金融排斥，普惠金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平非常低；當(dāng)IFIi =1時(shí)，表示完全不存在金融排斥，普惠金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高。Ek根據(jù)式（4）計(jì)算得到，式（4）中將異質(zhì)指標(biāo)同質(zhì)化，yi，k表示第i個省份的第k項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的結(jié)果；權(quán)重可運(yùn)用熵值法計(jì)算得到。

實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)在很大程度上決定了資源配置的效率，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)可以強(qiáng)化由技術(shù)創(chuàng)新帶來的放大效應(yīng)，帶動經(jīng)濟(jì)增長。本文采用各省第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占實(shí)體經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)值的比重來衡量實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，該比值越大說明實(shí)體經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越優(yōu)化。

勞動力素質(zhì)的提升可以促進(jìn)生產(chǎn)要素與技術(shù)稟賦高效配置，提升地區(qū)的經(jīng)濟(jì)效率。本文采用各省勞動力平均受教育年限來衡量勞動力素質(zhì)。

外貿(mào)出口水平反映了我國與世界各國的貿(mào)易關(guān)聯(lián)度。本文參考樊輝（2022）的做法，采用我國外貿(mào)出口總額占GDP的比重來衡量外貿(mào)出口水平。同時(shí)選取經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)、國有經(jīng)濟(jì)比重三個控制變量。

（二）模型構(gòu)建

本文將前文測度的Malmquist指數(shù)作為因變量，將銀行業(yè)壟斷程度、直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平、實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力素質(zhì)和外貿(mào)出口水平作為自變量，構(gòu)建動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，模型如下：

DEFEi，t = c + DEFEi，t-1 + X'i，t β + μi + εi，t" " " " " " "（5）

在式（5）中，DEFEi，t表示金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率Malmquist指數(shù)，即金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的全要素生產(chǎn)率，DEFEi，t-1表示其滯后一期的金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率Malmquist指數(shù)，c表示常數(shù)項(xiàng)，X'i，t表示1×N維的金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率影響因素的向量，N表示解釋變量的個數(shù)，本文中解釋變量有6個，β表示N×1維的估計(jì)系數(shù)向量，εi，t為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

本文根據(jù)構(gòu)建的系統(tǒng)GMM模型，運(yùn)用Stata

17.0軟件進(jìn)行分析。為了提高結(jié)果的有效性和穩(wěn)定性，首先選用金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的滯后二期項(xiàng)為工具變量，并參考邸曉東和張園（2019）的做法，采用分步加入控制變量的方式進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì)，在估計(jì)過程中消除個體效應(yīng)的影響。系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果如表4所示。從表4中可以看出：首先，7個方程均接受原假設(shè)“擾動項(xiàng)無自相關(guān)”，內(nèi)生性檢驗(yàn)通過。其次，從方程（1）—（7）的Sargan檢驗(yàn)結(jié)果看，方程（1）—（7）檢驗(yàn)的卡方值都沒有通過檢驗(yàn)，說明7個方程均拒絕原假設(shè)“所有工具變量均有效”，方程中的工具變量均為外生的，過度識別的問題不存在。總之，表4中系統(tǒng)GMM估計(jì)的7個方程設(shè)定是合理和穩(wěn)健的。下面分別對系統(tǒng)GMM估計(jì)的結(jié)果進(jìn)行分析。

從表4可以看出：銀行業(yè)壟斷程度的提升會降低金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率，我國銀行偏好投資國有企業(yè)、大型企業(yè)的項(xiàng)目，流向活躍中小企業(yè)的資金有限，制約了我國金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提升。直接融資比重對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率有顯著的正向影響。實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化會顯著提高金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。第二產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展在經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮了顯著的促進(jìn)作用，形成了強(qiáng)大的金融資源吸引力，從而極大提升了金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。勞動力素質(zhì)、外貿(mào)出口水平對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率均有顯著的正向影響。國有經(jīng)濟(jì)比重的不斷提高使得更多的優(yōu)質(zhì)金融資源流向國有經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，不利于市場經(jīng)濟(jì)下的中小企業(yè)等實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，抑制了金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提升。另外，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率有顯著的正向影響。

（四）地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)

按照國家統(tǒng)計(jì)局的經(jīng)濟(jì)區(qū)域劃分標(biāo)準(zhǔn)，將我國31個省份劃分為東部、中部、西部和東北四大地區(qū)②，運(yùn)用金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的滯后二期項(xiàng)為工具變量進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì)，進(jìn)一步分析金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率影響因素的區(qū)域差異性。將區(qū)域啞變量和銀行業(yè)壟斷程度、直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平、實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力素質(zhì)和外貿(mào)出口水平的交互項(xiàng)作為解釋變量，將金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率作為被解釋變量分別代入方程，結(jié)果見表5。

首先，從內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果看，AR（1）值均顯著為負(fù)，AR（2）值沒有通過檢驗(yàn)，說明均接受原假設(shè)“擾動項(xiàng)無自相關(guān)”，內(nèi)生性檢驗(yàn)通過。其次，從Sargan檢驗(yàn)結(jié)果看，檢驗(yàn)的卡方值均沒有通過檢驗(yàn)，說明均拒絕原假設(shè)“所有工具變量均有效”，工具變量均為外生，不存在過度識別問題，可以進(jìn)行后續(xù)分析。

從表5可知，銀行業(yè)壟斷程度對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的負(fù)向影響在東部地區(qū)大于中部地區(qū)，但銀行業(yè)壟斷程度對西部地區(qū)和東北地區(qū)的影響不顯著，其原因可能是西部、東北地區(qū)銀行業(yè)壟斷程度已經(jīng)較高，銀行業(yè)競爭對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的積極效應(yīng)未得到體現(xiàn)。直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平和勞動力素質(zhì)對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的正向影響在東部和中部地區(qū)均較為顯著，但是對西部地區(qū)和東北地區(qū)的影響不顯著。我國東、中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對較好，抵抗金融風(fēng)險(xiǎn)能力更強(qiáng)，直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平和勞動力素質(zhì)的提高有利于金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提升。西部和東北地區(qū)實(shí)體經(jīng)濟(jì)特別是中小企業(yè)發(fā)展相對落后，因此直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平和勞動力素質(zhì)的小范圍提升對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率并無實(shí)質(zhì)影響。實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的正向影響在中部和西部地區(qū)較為顯著，但是在東部和東北地區(qū)不顯著，可能原因在于中、西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平相對較低，且正處于上升期，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化可以強(qiáng)化由技術(shù)創(chuàng)新帶來的放大效應(yīng)，帶動經(jīng)濟(jì)增長，提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。外貿(mào)出口水平對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的正向影響僅在東部地區(qū)顯著，其他地區(qū)均不顯著。可能的原因在于除東部地區(qū)外，其他區(qū)域外貿(mào)出口水平較低，無法提升金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷姆€(wěn)健性，本文將進(jìn)行分區(qū)間穩(wěn)健性檢驗(yàn)。考慮到本文的實(shí)證階段期間，經(jīng)濟(jì)增速放緩，經(jīng)濟(jì)體制改革的重點(diǎn)也由“需求側(cè)”轉(zhuǎn)向“供給側(cè)”，2015年提出供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革后我國供求關(guān)系在更高水平上實(shí)現(xiàn)了新的動態(tài)均衡，經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，本文以2015年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革提出之年為間隔點(diǎn)，將樣本時(shí)間段分為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革之前的2000—2015年和供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革之后的2016—2022年兩階段進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

從表6可以看出，2015年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革前后自變量和因變量之間的回歸結(jié)果的正負(fù)符號和顯著性也基本與前文結(jié)果保持一致，其他控制變量對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的影響在2015年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革前后也并無明顯變化，說明本文構(gòu)建的模型是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與政策建議

本文運(yùn)用2000—2022年全國31個?。ㄊ?、自治區(qū)）的數(shù)據(jù)，采用Malmquist指數(shù)方法測度了我國金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率及變化情況。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步采用GMM估計(jì)方法分析了銀行業(yè)壟斷程度、直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平、實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、勞動力素質(zhì)和外貿(mào)出口水平對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的影響作用及效果。通過實(shí)證研究得出以下結(jié)論：

（1）2000—2022年間全國范圍內(nèi)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率呈現(xiàn)緩慢上升趨勢，且主要驅(qū)動因素是技術(shù)進(jìn)步。Malmquist指數(shù)最高值出現(xiàn)在2010—2011年，達(dá)到了1.234；Malmquist指數(shù)最低值出現(xiàn)在2008—2009年，為0.719。另外，各省金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率也呈現(xiàn)明顯差異，上海市Malmquist指數(shù)位居全國第一，吉林省Malmquist指數(shù)最小，未來應(yīng)加強(qiáng)金融管理和資源配置水平以提高純技術(shù)效率變化指數(shù)，完善金融服務(wù)、創(chuàng)新產(chǎn)品以提高金融資源的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)。

（2）銀行業(yè)壟斷程度的加深會阻礙金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提升；直接融資比重的提升、普惠金融發(fā)展水平的提高、勞動力素質(zhì)和外貿(mào)出口水平的提高，實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化則有利于金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提升。

（3）上述因素對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的影響存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性。與西部與東北地區(qū)相比，我國東部和中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r較好，金融體系更加完善，資本市場更加活躍，因此銀行業(yè)壟斷程度對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的阻礙效應(yīng)在東部和中部表現(xiàn)得較為明顯，在西部和東北地區(qū)不明顯。直接融資比重、普惠金融發(fā)展水平和勞動力素質(zhì)對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)效應(yīng)在東部和中部表現(xiàn)得較為明顯，在西部和東北地區(qū)不明顯。實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化在中部和西部會明顯促進(jìn)金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提升，但在東部和東北地區(qū)不具有顯著影響。外貿(mào)出口水平對金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的促進(jìn)作用僅在東部地區(qū)表現(xiàn)明顯，其他地區(qū)均不顯著。

鑒于上述分析，本文提出以下政策建議。

持續(xù)深化區(qū)域性金融供給側(cè)改革，進(jìn)一步提高各省金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率。首先，合理引導(dǎo)金融資本流向，強(qiáng)化信貸對實(shí)體經(jīng)濟(jì)薄弱區(qū)域的支持，優(yōu)化營商環(huán)境，提高資金投向的積極性。其次，提高金融建設(shè)的針對性，重點(diǎn)加強(qiáng)寧夏、山西、吉林等地的金融基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高上海、廣東等地的金融服務(wù)質(zhì)量和創(chuàng)新水平。

擴(kuò)大股權(quán)債券融資規(guī)模，提高直接融資比重。首先，多渠道推進(jìn)股權(quán)融資，引導(dǎo)中長期資金入市；同時(shí)，加快發(fā)展債券市場，通過豐富債券市場品種、建立多層次債券市場等方式擴(kuò)大債券融資規(guī)模。其次，重視期貨、金融衍生品、私募等市場的發(fā)展，建立多層次資本市場體系，豐富直接融資方式，提高直接融資比重。

鼓勵中小銀行發(fā)展，促進(jìn)銀行業(yè)內(nèi)良性競爭。中小銀行在支持民營企業(yè)、小微企業(yè)上具有天然的優(yōu)勢，應(yīng)加快構(gòu)建中小銀行服務(wù)體系，鼓勵社區(qū)銀行、小微銀行等的發(fā)展，形成多層次、廣覆蓋的銀行體系，精準(zhǔn)服務(wù)不同層次的金融需求，擴(kuò)大金融的有效供給。

注釋：

① 由于數(shù)據(jù)限制等原因，研究樣本不包括港澳臺地區(qū)。

② 東部地區(qū)：北京市、天津市、河北省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省；中部地區(qū)：山西省、安徽省、江西省、河南省、湖北省、湖南省；西部地區(qū)：內(nèi)蒙古自治區(qū)、廣西壯族自治區(qū)、重慶市、四川省、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、陜西省、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)、新疆維吾爾自治區(qū)；東北地區(qū)：遼寧省、吉林省、黑龍江省。

參考文獻(xiàn)：

[1] 張林，張維康.金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長的效率及影響因素研究[J].宏觀質(zhì)量研究，2017，5（01）：47-60.

[2] Sherman H D， Gold F.Bank branch operating efficiency： Evaluation with data envelopment analysis

[J]. Journal of Banking＆Finance，1985，9（02）：297-315.

[3] JENG S C.Efficiency issues in the financial services industry worldwide[D].Rhode Island： University of Rhode Island，2001.

[4]蔡則祥，武學(xué)強(qiáng).新常態(tài)下金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率研究——基于省級面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析[J].經(jīng)濟(jì)問題，2017（10）：14-25.

[5] 游士兵，楊芳.金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的效率測度及影響因素——基于綠色發(fā)展視角[J].金融論壇，2019（04）：29-44.

[6]陳豐華.金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展效率的影響因素研究[J].現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)探討，2021（12）：71-80.

[7]潘海峰，程文，張定勝.金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效率測度及其空間效應(yīng)分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2022（08）：139-143.

[8] Krause S，Rioja F.Financial development and monetary policy efficiency[R]. Department of Economics， Emory University：Working Paper， 2006.

[9] Qin D， Song H. Sources of investment inefficiency： The case of fixed-asset investment in China[J]. Journal of Development Economics， 2009，90（01）：94-105.

[10] 李雯，王純峰.我國區(qū)域金融效率及影響因素分析——基于供給側(cè)和需求側(cè)二維視角[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2019（03）：159-162.

[11] 周曄，丁鑫.科技賦能提升金融支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率了嗎？——基于金融供求結(jié)構(gòu)視角[J].國際金融研究，2023（10）：50-61.

[12] 張煥明，馬昭君.宏觀金融杠桿波動抑制了金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)效率的提高嗎？[J].統(tǒng)計(jì)研究，2023（06）：49-62.

[13] 黃群慧，論中國工業(yè)的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2016（09）：5-23.

[14] 陳銀娥，孫瓊，徐文赟.中國普惠金融發(fā)展的分布動態(tài)與空間趨同研究[J].金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究，2015（06）：72-81.

[15] 樊輝.產(chǎn)業(yè)數(shù)字化、科技創(chuàng)新與外貿(mào)出口水平——基于長江經(jīng)濟(jì)帶的實(shí)證[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2022（19）：115-119.

[16] 邸曉東，張園.經(jīng)濟(jì)增長是如何影響?zhàn)B老金支出的？——基于省際數(shù)據(jù)的系統(tǒng)GMM估計(jì)[J].經(jīng)濟(jì)體制改革，2019（03）：32-39.

（責(zé)任編輯：唐詩柔）

作者簡介：嚴(yán)" "丹，通訊作者，副教授，廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)人力資源學(xué)院，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)管理、勞動與社會保障。

湛" "泳，教授，博士生導(dǎo)師，湘潭大學(xué)商學(xué)院，研究方向?yàn)榻鹑诎l(fā)展。

王詩茹，碩士研究生，廣東財(cái)經(jīng)大學(xué)公共管理學(xué)院，研究方向?yàn)楹暧^經(jīng)濟(jì)管理。