經濟增長與銀行業發展：基于效率互動的視角

李俊奇，張紅偉

（四川大學 經濟學院，成都 610065）

0 引言

我國的經濟增長雖取得巨大成績但存在著諸如環境污染、單位GDP能耗過高和增長可持續性差等問題。整體而言，經濟增長過程中存在效率低下的問題，經濟轉型升級的任務極為迫切，經濟增長的效率問題日益得到重視。金融機構效率提升亦是學術界的重要研究課題。我國金融機構體系屬于銀行主導型，銀行業金融機構效率對整個金融體系的運行效率發揮決定性作用并進而對經濟增長產生重大影響。金融在經濟增長中的作用不言而喻，經濟增長對金融的反作用也值得關注。互動關系研究有助于對銀行業金融機構效率和經濟增長效率的提升路徑形成更深層次的認識，具有較強的現實意義。基于相關文獻的分析，本文依托省際面板數據，將30個省份作為決策單元對我國銀行業金融機構效率與經濟增長效率進行評估，從而使研究對象覆蓋所有銀行業金融機構，在范圍擴大基礎上使結論更有說服力。本文使用基于DEA-Tobit模型的面板數據聯立方程研究我國銀行業金融機構效率與經濟增長效率的互動關系。聯立方程適用于系統內變量間相互關系的研究，能夠較好地解決單方程模型難以研究雙向互動關系的問題，從而使互動關系結論更為貼合實際。

1 銀行業金融機構效率與經濟增長效率評估

1.1 模型選擇

為了對銀行業金融機構效率（YHXL）與經濟增長效率（HGJJ）的互動關系進行分析，首先需對兩個效率進行評估。本文使用DEA-BC2模型進行效率評估。Banker、Charnes和Cooper于1984年提出了基于規模報酬可變假設的DEA-BC2模型（魏權齡，2004）。該模型將效率值（技術效率，TE）分解為純技術效率（PTE）和規模效率（SE）之積：TE=PTE×SE。純技術效率反映決策單元在規模一定情況下由自身管理和技術水平決定的生產效率；規模效率反映規模因素決定的生產效率，體現實際規模與最優規模的差距。技術效率（TE）又稱綜合技術效率，是對決策單元資源使用效率、資源配置能力等多種能力的綜合評價，反映決策單元的綜合經營管理能力。本文以技術效率來表示銀行業金融機構效率和經濟增長效率。

1.2 指標選取與數據說明

1.2.1 指標選取

本文按照生產法的思路選取銀行業金融機構效率投入產出指標。產出指標選取本外幣各項存款余額與本外幣各項貸款余額，出于三個方面原因的考慮：一是傳統的存貸款業務仍是銀行的主要業務；二是存款和貸款是銀行服務客戶、提供金融中介業務的勞動成果；三是數據的可得性。投入指標選取銀行網點從業人數和銀行網點凈資產，在這里需要明確三點：這里的銀行指銀行業金融機構，它的范圍不僅限于傳統的全國性大銀行或上市銀行；銀行網點凈資產=銀行網點資產總額-存款，因為存款是銀行最主要的負債，以規模最大的銀行工商銀行為例，2013年底客戶存款占負債總額的82.89%，故用存款近似代替負債總額，用銀行網點凈資產近似代替所有者權益；銀行業金融機構的員工和資產主要分布在營業網點，這是選取它們作為投入指標的重要依據。

在經濟增長效率投入產出指標選取方面，產出指標選取以2004年價格計算的GDP，原因有二：一是可以剔除價格因素的干擾；二是GDP為衡量省份最終產出的關鍵指標，且易于量化。選取就業人數、能源消費總量和固定資本余額作為投入指標。其中就業人數體現省份人力資源的投入量；能源消費總量體現省份經濟增長的能源消耗；固定資本體現省份建筑工程、安裝工程和設備工器具等固定資產的投入量，為保持口徑一致，同樣以2004年價格來計算歷年固定資本余額。

1.2.2 數據說明

從經濟增長率角度來看，2004～2013年我國經濟經歷了穩步增長到高速增長再到增速回落的過程，近似形成了一個經濟周期，因此選取這十年作為研究區間。銀行業金融機構效率投入產出指標數據來源于歷年各省份金融運行報告和統計年鑒，個別數據經過調整或推算。經濟增長效率投入產出指標數據來源于歷年中國統計年鑒、中國能源統計年鑒和各省份統計年鑒。

基于DEA模型對投入產出指標間的同向性要求，且尚未確定各指標是否服從正態分布，故借助SPSS19.0軟件，使用非參數的“Kendall’s tau_b”秩方法，對10年投入產出指標做相關性檢驗。檢驗結果表明銀行業金融機構效率的投入產出指標間滿足同向性要求且通過顯著性檢驗；經濟增長效率的投入產出指標間亦是如此，故可以運用DEA模型展開效率評價。

1.3 以2004年為基期的銀行業金融機構效率與經濟增長效率

運用DEA模型分析決策單元的效率時，只有處于同一生產可能集、面臨同一生產前沿面的決策單元DEA效率值才具有可比性。不同時間上的決策單元所處的技術、制度環境是不同的，因此生產可能集不同，對應的生產前沿面也不同，故不可對不同時間上的DEA效率值進行直接對比或運算。為了解決可比性問題，本文首先對2004～2013年的各省份銀行業金融機構效率Malmquist指數進行評價。

Malmquist指數法可以對不同時期生產前沿面的變動情況進行考察，從而解決了決策單元DEA效率值的縱向對比問題。該指數定義如式（1）所示。

TFPCH、TECHCH、EFFCH、PECH和SECH分別表示全要素生產率變動指數、技術進步變動指數、技術效率變動指數、純技術效率變動指數和規模效率變動指數。重點關注EFFCH，它反映生產前沿面不變前提下，由管理、技術以及規模等內部因素變化導致的相鄰兩年間技術效率變動情況，表現為綜合經營管理能力變化對決策單元效率變動的影響。由于Malmquist指數法可以同時反映技術效率和技術進步的變動情況，故它可以對DEA效率進行動態考察。上述各指數大于1表示相應指標高于上一年，等于1表示相等，小于1表示低于。運用DEAP2.1軟件計算2004～2013年我國各省份銀行業金融機構效率與經濟增長效率Malmquist指數。

求得Malmquist指數后進一步求取2004年各省份銀行業金融機構效率。在此基礎上以2004年為基期，將基期各省份銀行業金融機構效率（技術效率）乘以2004～2005年技術效率變動指數（EFFCH）得到2005年各省份銀行業金融機構效率，并以此類推得到其余年份各省份銀行業金融機構效率。采用同樣方法得到歷年各省份經濟增長效率。上述做法引入了Malmquist指數，在反映歷年效率變動情況的基礎上，因基期一致而使統計口徑保持一致從而保證了歷年效率的可比性。基于上述方法求得以2004年為基期的2004～2013年銀行業金融機構效率與經濟增長效率，為兩者的互動關系分析做鋪墊。

2 銀行業金融機構效率與經濟增長效率互動關系分析

2.1 模型構建與指標選取

2.1.1 DEA-Tobit模型

DEA-Tobit模型分兩步完成，第一步使用DEA-BC2模型評價決策單元的效率，得出DEA效率值；第二步以第一步得到的DEA效率值為因變量，以影響因素作為自變量進行回歸分析，以研究影響因素對效率的作用。由于DEA效率值介于0和1之間，在此情況下若用普通最小二乘法（OLS）會產生有偏且不一致的參數估計結果，故用Tobit模型進行估計；它是因變量受限模型的一種，其標準形式表示如下：

2.1.2 指標的選取

本文選取銀行業金融機構效率（YHXL）、GDP增長率（GDPZ）、地方財政支出/收入（DFCZ）、居民儲蓄傾向（JMCX）、經濟增長效率（HGJJ）作為分析指標。

YHXL和HGJJ分別反映銀行業金融機構效率和經濟增長效率，體現銀行業發展和經濟增長的質量。一方面，宏觀經濟環境是銀行業金融機構運行中的重要影響因素，經濟增長效率的變動意味著銀行業金融機構經營環境的變化，可能對銀行業金融機構效率產生直接作用，同時經濟增長情況變化引發的宏觀調控政策調整可能會間接影響銀行業金融機構效率；另一方面，作為金融資源重要流通和配置渠道的銀行業金融機構，它的效率變動必然影響金融資源的流量與流向，從而可能對經濟增長效率產生作用。

GDPZ反映經濟增長的速度，體現宏觀經濟的活躍程度。一方面，較高的經濟增長速度意味著較多的資金流動，從而對銀行業金融機構的經營活動產生影響，可能對其經營效率施加作用；另一方面，經濟增長速度只能反映經濟產出的增長速度，它對經濟增長質量——經濟增長效率的作用值得分析。

DFCZ反映地方政府干預宏觀經濟的積極程度。一方面，我國各級政府在社會經濟生活中發揮重要作用，銀行業金融機構是其重要的融資來源，積極的財政措施意味著政府對銀行業金融機構資金較高的依賴性，勢必帶動大量資金流經銀行體系，影響銀行業金融機構的經營情況進而可能對其經營效率產生影響；另一方面，政府在資源配置中發揮重大作用，它對經濟的干預必然影響資源的配置方式和結果，從而可能影響經濟增長效率。

JMCX反映各省份居民的儲蓄傾向。一方面，居民儲蓄是銀行重要的資金來源，較高的居民儲蓄傾向意味著較低的吸存成本，因此它有可能與銀行業金融機構效率存在正向關系；另一方面，居民儲蓄傾向的提高意味著消費的減少，可能對經濟增長效率產生直接不利的影響，同時較高的居民儲蓄傾向意味著較高的儲蓄率，為投資提供了強大支持，從而可能間接地推動經濟增長效率提升。

2.1.3 數據的說明

為了保證統計口徑的一致性，YHXL和HGJJ均以2004年為基期乘以相應的歷年Malmquist指數求得。其他指標數據來源于2005～2014年中國統計年鑒。另外，GDPZ為剔除了價格因素的GDP增長率，以保證不同年份數據的口徑一致。各變量間的相關系數處在（-0.37，0.45）范圍內，判定模型存在多重共線性的可能性較小。

2.1.4 聯立方程的設定

根據上述假設與理論模型，構建反映銀行業金融機構效率與經濟增長效率雙向關系的聯立方程組。該方程組基于DEA-Tobit模型，是兩個因變量取值均受限的兩方程聯立方程組，其基本形式如下所示：

式（2）和（3）中i代表省份，t代表年份，t-1代表滯后一期，α0和β0分別為各方程的固定效應，uit和εit為隨機誤差項。

2.2 面板數據的平穩性檢驗

本章的研究內容為2004～2013年10年間30個省份的銀行業金融機構效率與經濟增長效率的互動關系，存在時間和截面兩個維度，因此有必要對各面板序列進行平穩性檢驗，以避免可能存在的“偽回歸”問題。為了保證檢驗結果的可靠性，同時選取相同單位根檢驗的LLC法和不同單位根檢驗的Fisher-ADF法。當兩種方法檢驗結果均為序列通過平穩性檢驗時方可將序列視作平穩序列，否則為不平穩序列。使用Eviews7.2軟件，面板數據的平穩性檢驗結果如表1所示。

表1 面板數據的平穩性檢驗結果

根據表1，可以發現各序列的原序列均通過兩種方法的平穩性檢驗，均為平穩序列，可以直接進行聯立方程分析。

2.3 實證結果分析

通過檢驗式（2）和式（3）的秩條件和階條件，發現兩者均為過度識別。使用三階段最小二乘法，借助Eviews7.2軟件進行聯立方程組模型分析，結果如表2所示。

表2 聯立方程估計結果

（1）銀行業金融機構效率的影響因素分析

根據表2，全國、中部和西部的YHXL方程中GDPZ的系數顯著為負，東部YHXL方程中GDPZ系數不顯著。全國經濟增長速度提高0.01則銀行業金融機構效率總體下降0.01113，說明經濟增長速度的提高不利于銀行業金融機構效率的提升。伴隨著經濟增長，銀行業金融機構會擴大其規模，經濟增長速度越快，銀行業務量增長的速度也會隨之提高，作為應對，銀行的規模也會加速擴張。一方面，在當前銀行業金融機構規模普遍不足的背景下，規模的快速擴張加速了銀行業金融機構規模向最優規模靠近，從而有利于規模效率的提升；另一方面，規模過快擴張帶來的大量人才培養問題和管理問題不利于管理和技術水平的提高進而不利于銀行業金融機構效率的提升。經濟增長速度對銀行業金融機構效率的不利作用主要表現在中部和西部地區，在東部地區的作用不顯著。這應該與東部地區的人力資源優勢有關，而中、西部地區銀行業金融機構應在規模擴張時更加注重人才培養工作與管理水平的提升。

YHXL方程中DFCZ的系數在全國、東部顯著為負，在中部和西部不顯著。說明從全國范圍來看，地方政府財政措施越積極越不利于銀行業金融機構效率的提升，當地方政府財政支出/收入增加1時銀行業金融機構效率總體下降0.028。政府對宏觀經濟的過多干預意味著民間經濟主體的經濟活動受到更多排擠，意味著更多的資源由政府配置，這必然抑制全社會范圍內資源的使用效率，進而間接對銀行業金融機構效率產生不利影響。另外，地方政府財政措施積極程度的提高需要銀行更多的貸款支持，在當前地方債數額龐大的背景下為銀行業金融機構帶來了巨大資金壓力，不利于銀行資金的周轉從而抑制了銀行業金融機構效率的提升。地方政府財政措施對銀行業金融機構效率的抑制主要表現在東部地區，在中、西部表現不顯著。這應該與東部地區較高的經濟金融化程度有關。東部地區經濟最為發達，金融活動最為頻繁，經濟金融化程度最高，銀行業金融機構表現自然易受政府作用的影響。

全國和各地區YHXL方程中JMCX的系數均不顯著，說明居民儲蓄傾向對銀行業金融機構效率的作用并不顯著。由于本文將銀行業金融機構的產出指標設置為存款余額和貸款余額，居民儲蓄傾向提高有利于居民存款增加的同時卻會導致居民貸款的減少，從而對效率產生一正一負兩個作用。另外，本文的居民儲蓄傾向=1-居民消費傾向，居民收入中除去消費之外的部分并非全部表現為銀行存款。事實上，在居民投資理財意識不斷加強、通貨膨脹率高企以及銀行存款利率低下的背景下，銀行存款只占居民總儲蓄中的極小比例，因此高居民儲蓄傾向并不意味著大比例的資金流入銀行。這應該是居民儲蓄傾向對銀行業金融機構效率作用不顯著的主要原因。

全國和各地區YHXL方程中HGJJ的系數均不顯著，說明經濟增長效率對銀行業金融機構效率的作用不顯著。經濟增長效率的提升意味著資源集約使用程度提高，意味著投入的相對減少和產出的相對增多。從產出端來看，實證結果已經表明GDPZ對銀行業金融機構效率的作用顯著為負，產出端的快速增長不利于銀行業金融機構效率的提升；從投入端來看，投入相對減少意味著固定資本等資源投入相對減少進而不利于銀行貸款的增加，從而可能不利于銀行業金融機構效率的提升。因此總體來看經濟增長效率對銀行業金融機構效率的作用應該為負向。實證結果中的系數為負也表明了這種關系，但系數不顯著說明作用不顯著，這可能與前者對后者作用的傳導路徑過長有關。

（2）經濟增長效率的影響因素分析

GDPZ在HGJJ各方程中的系數均不顯著，說明經濟增長速度對經濟增長效率的作用不顯著。經濟增長效率體現投入和產出的對比關系，由投入和產出兩端的情況決定。經濟增長速度僅反映產出端的增長情況，不能體現投入端的變化，故經濟增長速度不能對經濟增長效率施加明顯作用。

DFCZ在HGJJ各方程中的系數均未通過顯著性檢驗，說明地方政府財政措施的積極程度對經濟增長效率的作用不顯著。這應該與地方政府在經濟增長效率上同時存在著相反方向的兩個作用有關：一方面，地方政府財政措施越積極意味著更多的政府投資和消費，從而正向影響GDP的增長進而有利于經濟增長效率的提升；另一方面，政府投資和消費會對民間投資與消費形成擠占，考慮到政府在投資和消費方面相對于民間的低效率，地方政府財政措施積極程度的提高反而不利于經濟增長效率的提升。因此，從經濟增長效率角度來說政府不必過多地干預經濟。

從JMCX在HGJJ各方程中的系數來看，全國范圍、東部和中部的系數顯著為負，西部的系數不顯著。說明居民儲蓄傾向的提升不利于全國范圍、東部和中部經濟增長效率的提高，對西部經濟增長效率的作用不顯著。全國居民儲蓄傾向每提高0.01，經濟增長效率會降低0.00108。較高的居民儲蓄傾向意味著較高的儲蓄率，而高儲蓄率為經濟增長提供了充足的資金，構成了高投資率的必要條件。改革開放后我國的經濟增長呈現鮮明的高儲蓄率、高投資率特征，投資在經濟增長中的地位極為重要，是我國經濟高速增長的主要動力，這以我國居民較高的儲蓄傾向為前提。一方面，較高的居民儲蓄傾向不利于消費的增加，一定程度上抑制了GDP的增長；另一方面，高居民儲蓄傾向帶來的高儲蓄率對我國投資拉動型的經濟增長模式貢獻巨大，帶來了經濟的快速增長，但是投資拉動的經濟增長過程中資源浪費問題大量出現，資源使用效率不高問題嚴重掣肘經濟增長效率的提升。因此，根據實證結果，高居民儲蓄傾向背景下的投資拉動型經濟增長模式是一種效率低下的增長模式，應盡快轉變我國的經濟增長模式，即從投資拉動型經濟增長模式向消費拉動型經濟增長模式轉變。從系數來看，這一轉變應盡快在東部和中部完成，西部雖然系數也為負數但并不顯著，考慮到西部經濟整體最為落后的現實，投資拉動型經濟增長在西部經濟增長中還有較大的意義。

HGJJ各方程中YHXL的系數均顯著為正，說明2004～2013年間我國銀行業金融機構效率對經濟增長效率在全國范圍、東部、中部和西部的作用是顯著正向促進的。全國銀行業金融機構效率每提升0.01，經濟增長效率會提高0.00048。原因應該在于銀行業金融機構效率提升意味著銀行職能更高效率地發揮，從而為經濟增長提供了更好的金融支持。銀行業金融機構是我國最重要的金融機構，發揮信用中介、支付中介、信用創造和金融服務的職能。銀行業金融機構將社會上分散的資金通過信用中介職能集中起來并投放到各個經濟領域，效率的提高意味著信用中介職能的高效運行，意味著存量資金的高效流動，從而有利于經濟增長效率的提升。支付中介職能的高效運行給各領域經濟業務往來提供了極大便利，加速了資金的流動從而有利于經濟的繁榮。信用創造職能實現了貨幣流通量的放大，該職能的高效運行有利于實體經濟更加高效地、低成本地獲取資金，從而有利于經濟增長。金融服務職能的高效率運行有利于經濟體的高效決策與成本節約進而有利于經濟的高效增長。結合我國銀行業金融機構效率的變動情況分析，10年間我國銀行業金融機構效率年均提升3.5%，這一提升有利于我國經濟增長效率的提高。

3 結論

就全國來看，10年間經濟增長速度和地方政府財政措施積極程度均對銀行業金融機構效率存在顯著負向作用，居民儲蓄傾向則對銀行業金融機構效率作用不顯著。經濟增長速度提高對銀行業金融機構效率的不利作用主要表現在中部和西部地區，在東部地區的作用不顯著。這應該與東部地區的人力資源優勢有關，而中、西部地區銀行業金融機構應在規模擴張時更加注重人才培養工作與管理水平的提升。地方政府財政措施積極程度對銀行業金融機構效率的抑制作用主要表現在東部地區，在中、西部表現不顯著。這應該與東部地區較高的經濟金融化程度有關。東部地區經濟最為發達，金融活動最為頻繁，經濟金融化程度最高，銀行業金融機構表現自然易受政府作用的影響。

經濟增長速度和地方政府財政措施積極程度均未對經濟增長效率產生顯著影響。居民儲蓄傾向對經濟增長效率存在顯著負向作用，一方面高居民儲蓄傾向不利于消費增加從而抑制經濟增長；另一方面高居民儲蓄傾向下的投資拉動型經濟增長模式效率低下。

從經濟增長效率和銀行業金融機構效率的關系來看，10年間兩者存在單向關系，前者對后者影響不顯著，原因可能在于前者對后者作用的傳導路徑過長；而銀行業金融機構效率對經濟增長效率存在顯著的正向作用，原因應該在于效率提升意味著銀行業金融機構的信用中介、支付中介、信用創造和金融服務等職能更高效率地發揮，從而為經濟增長提供了更好的金融支持。

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