銀行業發展中地方政府經濟職能的作用

李義超 王翔

摘 要：基于全國29個省市區1995—2009年間的面板數據，就銀行業發展中地方政府經濟職能的作用分地區展開了計量分析。結論表明：地方政府經濟職能對銀行業發展的作用影響是結構性的，以財政支出衡量的財政政策和以第三產業增加值來衡量的政府產業政策，對銀行業發展有顯著作用；而以國有經濟投資衡量的政府投資政策和以政府行政管理費支出衡量的政府干預市場的經濟職能，對銀行業發展的作用不顯著。在此基礎上，為地方政府在銀行業發展中積極發揮正面作用，努力減少負面影響提出了相應的建議。

關鍵詞：地方政府 經濟職能 銀行業發展 面板數據

中圖分類號：F830.2文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2012）11-013-03

一、引言

國內外理論界一直不乏對地方政府與金融發展的研究。Naughton Barry（1995）研究發現中國南方及沿海地區的經濟快速發展背后是當地政府強有力的參與和主導，他認為在支持鄉鎮和私營企業的發展上，地方政府提供的金融保證起到了決定性的作用。Pagano和Volpin（2002）的研究發現，政府干預和金融監管因素在企業融資、銀行業和證券市場三個方面存在著對金融的影響，解釋了不同國家金融發展差異的原因。David. Berman（2003）發現在推進經濟民營化和推動地區經濟發展的比較優勢方面，地方政府扮演的是與中央政府的政策討價者和本地經濟走勢的指揮者雙重角色。周立、巴曙松（2005）認為地方政府對銀行信貸等金融領域的干預和控制必然導致金融資源配置的低效率。文斌、伍艷（2009）通過時間序列分析法，運用回歸分析和格蘭杰因果檢驗對我國區域金融發展與地方政府職能關系進行了實證分析，結果發現我國四大區域金融發展與地方政府職能存在著一定的相關性。

目前國內的研究主要傾向于金融發展對經濟的影響，而探索金融發展本身影響因素的文獻不多，尤其是從政府經濟職能轉變為視角的切入研究以銀行業為代表性的金融業的發展更是空白。本文主要研究政府經濟職能對銀行業發展的影響，這在國內的理論界還很少涉及，本研究能豐富這方面的研究現狀。

筆者認為，目前我國銀行業發展處于關鍵時期，我們應該認真梳理和總結我國地方政府在銀行業發展中職能轉變所取得的經驗并用來推廣，指出它所存在的問題并加以解決。所以，對目前我國地方政府在銀行業發展中職能轉變所存在的問題及其原因進行較為全面的分析，具有十分重大的理論意義和現實意義。

二、實證研究

（一）變量定義

1.銀行業發展變量。銀行業規模指標（BANKA）用銀行業年末存貸款總額占名義GDP的比重來表示，即Goldsmith提出的金融相關化率，反映銀行總資產占GDP的比重。

另一個是代表銀行業人力資本的指標（BANKP），本文用年度每萬人總就業人員中銀行業從業人員的數量來衡量，該指標通過銀行從業人員比重側面反映了銀行業的社會影響力和社會責任，從另一個側面代表了銀行業的發展。

2.政府經濟職能指標。模型中的解釋變量有六個，本文借鑒李凱（2008）對政府經濟職能變量的選取，考慮本文需要選擇變量如下：

財政支出占GDP比重（EXP），本文指標選取從政府政策角度入手進行考慮，因為這種視角更利于在較長的歷史時期內考慮我國政府經濟職能的變化。

國有經濟固定資產投資占GDP比重（FA），該指標反映政府根據一定時期內的經濟和社會情況，并以社會實際需求為指導原則的財政政策實施情況。

第三產業增加值占GDP比重（TI），產業結構的優化程度決定了經濟效率的高低和未來前景的樂觀與否。

行政管理費占財政總支出比重（AE），該指標可以表征政府是否正在推行低成本高效能的建設，反映其執行經濟職能的執行成本的變化。

城鎮登記失業率（UR），中國政府對失業率的控制有著其他國家難以超越的能力，政府可以通過干預手段解決特定時期高企的失業率。

城鎮農村人均收入比（IR），反映政府從全社會的整體利益出發，對城鎮和農村居民收入和財富分配進行法定調整，保證社會穩定協調發展的經濟職能。

3.控制變量。本文在模型中加入了六個控制變量，具體包括：法律環境指數（LAW），用萬人律師比例來表示。外商投資（FDI），用實際利用外資額占名義GDP的比重來表示。經濟對外依存度（OPEN），用進出口總額與名義GDP之比來表示。技術進步（TEC），用專利技術人員數占總人口的比重來表示。教育水平（EDU），用中等及中等以上學校在校學生數與總人口數之比來表示。城鎮化水平（URB），用非農人口占總人口的比重來表示。

（二）模型設定

筆者采用如下計量模型對政府經濟職能與銀行業發展的數量關系展開計量分析：

BANKAit=ai+■βjXjit+■VxCoritroljit+εit（2.1）

BANKPit=ai+■βjXjit+■VxCoritroljit+εit（2.2）

BANKA和BANKP分別表示銀行業資產規模指標和銀行業人力指標；X為一組解釋變量，包括EXP、FA、TI、AE、UR和IR。是一系列的控制變量，包括LAW、FDI、OPEN、TEC、EDU和URB；α、β和γ是待估參數；ε是特異性誤差；i和t是各省市和時間標示變量；j和k是解釋變量和控制變量的序號。

（三）數據說明

由于地方政府財政收支的壓力在1994年的分稅制改革前后發生顯著的變化，這使得地方政府在行使經濟職能上發生了較大的變化。因此，筆者選取分稅制改革后1995—2009年中國29個省份的相關數據進行實證檢驗。本文數據主要來自歷年的各省統計年鑒和統計公報，部分數據來自《中國金融統計年鑒》和《新中國六十年統計資料匯編》。參考的數據庫有中國統計局數據庫和各省統計局數據庫。

（四）模型估計及選擇

1.F檢驗。相對于混合估計模型來說，可以通過F檢驗來判斷是否有必要建立個體固定效應模型（張曉峒，2007）。

H0：對于不同橫截面模型截距項相同（建立混合估計模型）；

H1：對于不同橫截面模型的截距項不同（建立個體固定效應模型）。

F統計量定義為：

F= （2.3）

其中，SSEySSEu分別表示約束模型（混合估計模型的）和非約束模型（個體固定效應模型的）的殘差平方和。非約束模型比約束模型多了（N—1）個被估參數。需要指明的是：當模型中含有k個解釋變量時，F統計量的分母自由度是（NT—N—k）。將混合回歸模型與個體固定效應模型的殘差平方和代入式（2.3），得：

F= =19.01705（2.4）

F=19.01705>F0.05（18，410）=1.83（2.5）

因此拒絕原假設，說明固定效應模型更合理。

2.Hausman檢驗。面板數據分析中，除了固定效應模型外，還有隨機效應模型，到底是選擇固定效應模型，還是隨機效應模型來分析，一般利用Hausman檢驗來決定。

H0：建立隨機效應模型更合適；

H1：建立固定效應模型更合適。

對隨機效應的回歸結果做Hausman檢驗，利用檢驗得到的卡方值及相應的概率，決定是拒絕原假設還是接受原假設。拒絕原假設則應建立固定效應模型，反之，則應該采用隨機效應模型來進行估計。

首先，估計個體固定效應模型及隨機效應模型，進行Hausman檢驗，檢驗結果見下表：

然后，估計時期固定效應模型及隨機效應模型，進行Hausman檢驗，檢驗結果見表2。

以上兩表結果表明，兩種情況下這兩個模型都是采用固定效應模型來進行估計更為合理。

（五）面板數據模型估計及結果

筆者利用eviews6.0分析全國29個省份數據，相關變量的回歸結果整理如下：

兩個模型的都具有較強的整體解釋力，尤其以固定效應模型的解釋力最強，因此下文分析主要以固定效應模型的數據結果為基礎。上述12個指標中，只有EXP在六個模型中都是1%水平下顯著，而且系數也比較大，這說明了財政支出對銀行業規模的壯大和人力資本的增強有著非常明顯的促進作用，這與皮天雷（2010）所得的結論是一致的。

FA除了在兩個時期固定效應模型中顯著外，在其他四個模型中的顯著性很低，而且系數都為負，這很好的說明了國有經濟固定資產投資對銀行業的發展是不利的，因為對于低效率國有經濟的過多投資會擠出民營經濟，而民營經濟的活躍性與銀行業的規模是有著很大的關系，因此銀行業的發展需要多元經濟的共同引導，而不是國有經濟一枝獨大。

TI在六個模型中只有一個是5%水平下顯著，其余都是1%水平下顯著，而且在個體固定效應模型中，TI的系數數值大小居于所有指標之首，這也充分說明了第三產業增加值對銀行業資產負債規模和人力規模有著很強的促進作用。

AE對BANKA沒有顯著作用，而對BANKP的作用在1%水平下顯著，這表明行政管理費占財政總支出比重對銀行業資產負債的規模作用為負，但不顯著，不能作為可靠結論。這同皮天雷（2010）和宋艷偉（2008）得出的結論有相似之處。而AE對銀行業人力規模的擴大卻是顯著為負，這可能由于政府過多的行政干預使社會人力資本流動不暢，阻礙了人力資本向銀行業的流動。

城鎮登記失業率指標UR對BANKA的三個模型都不顯著，但是對BANKP卻表現出較高水平的顯著性。城鎮登記失業率與銀行業資產負債規模相關性不大也在情理之中。而有趣的是，城鎮登記失業率竟然與銀行業的從業人數在5%水平下顯著，符號竟然是正的，這說明了失業率越高而銀行從業人數比率也越高。這可能的原因是：失業率變高往往是經濟不景氣時期，非國有企業的失業率增加，而具有社會穩定職責的國有企業的失業人數變化不大，因此作為以國有企業為主體的銀行業的從業人數變化不大，而從業人數比率卻上升了。

另一個解釋變量IR對BANKA和BANKP分別在1%水平下和5%水平下顯著，兩者系數符號皆為負。數據結果也符合之前的分析，因為隨著地區收入差距的擴大，財富集中在少數地區，不利于銀行業規模的擴大，地區收入差距容易造成產權保護的不足，不利于債權人權利的保護，也不利于銀行業務的擴大。

三、研究結論與建議

根據以上分析，筆者可以得出以下結論：（1）以財政支出占GDP比重來衡量的政府實施財政政策的經濟職能，對銀行業總資產和人力資本規模總體是顯著。（2）以國有經濟固定資產投資占GDP比重來衡量的政府拉動投資的經濟職能，對銀行業發展總體不顯著。（3）以第三產業增加值占GDP比重來衡量的政府實施產業政策的經濟職能，對銀行業發展總體表現很顯著。（4）以行政管理費占財政總支出比重來衡量的政府干預市場的經濟職能，對銀行業發展表現不顯著，尤其對銀行業人力資本還有顯著的負向作用。這說明了政府過多的不合理的行政干預會使社會人力資本流動不暢，阻礙了人力資本向銀行業的流動。（5）以城鎮登記失業率來衡量的政府緩解失業率的經濟職能，對銀行業發展規模的作用不顯著，但對銀行業人力資本水平卻有顯著的正向作用，這說明了銀行業這些國企為主的行業的勞動力流動市場化程度不夠，當經濟低迷時公有制單位自然成為就業率的避風港。（6）以城鎮農村人均收入比來衡量的政府調節收入分配的經濟職能，對銀行業發展規模和人力資本水平的提高的作用顯著為負。這說明隨著地區收入差距的擴大，財富集中在少數地區，不利于銀行業規模的擴大，也不利于銀行業務的擴大。

針對上文得出的實證結論，筆者認為政府在制定銀行業發展政策上，應充分考慮以下幾個方面：（1）加快地方政府職能的轉變，確立政府與市場的有效邊界，政府經濟職能要從“無所不為”、“全職全能”的政府向“有所為、有所不為”的公共服務型政府轉變。（2）調整國有經濟布局，放寬民營經濟的市場準入，實現投資主體的多元化； 放寬對民營經濟投資的市場準入，放松壟斷性行業的投資限制。（3）加大對第三產業的投入力度，推進產業結構升級，積極拓寬融資渠道， 不斷加大對第三產業的投資力度。（4）破解農村金融抑制，縮小城鄉收入差距，扶持農村金融發展是縮小城鄉收入差距的有效途徑。（5）提高銀行業從業人員素質，促進人力資本流動，才能促進區域銀行業的發展，保證區域經濟社會協調發展。

[基金項目：本研究獲浙江省高校人文社會科學重點研究基地（金融學）的資助。]

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（作者簡介：李義超，浙江工商大學金融學院教授，金融研究所副所長，研究方向：公司金融、金融發展、農村金融；王翔，浙江工商大學碩士生，研究方向：貨幣銀行、金融發展 浙江杭州 310018）（責編：若佳）