政府干預、區域金融發展與經濟增長之謎

趙丹妮等

摘 要：本文采用1978—2013年廣東省的時間序列數據，探討財政分權背景下地方政府干預和金融發展對經濟增長產生的影響。研究發現：三者之間存在著長期均衡關系，金融進程的推進有利于提高地區的全要素生產率。但在財政分權的框架內，“錦標賽”式的區際競爭會促使地方政府對金融機構的微觀資源配置進行干預，這種干預脫離了市場形成的內在機理，降低了金融資源的配置效率，加之金融結構較大的波動性，對經濟增長而言，損害頗多。這些論據都隱含了合理框定政府的金融控制邊界有利于促進經濟增長，但這種金融體系革新應和財稅體系及政府體制變革協同進行。

關鍵詞：財政分權；金融發展；政府干預；經濟增長

中圖分類號：F812.7 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2015）10-0021-06

一、引言

改革開放伊始，我國的財政體系依舊慣性地鎖定在高度計劃經濟體制之中，為了更好地與市場經濟對接并脫離原有的路徑依賴，我國的財政體制進行了兩次重大革新：一是1980年推行的“分灶吃飯”體制；二是1994年之后實施的“分稅體制”。這兩次改革實質性地推動了中國的財政分權進程。30年的經濟改革把中國經濟擱置于經濟結構調整、政府職能轉型和經濟大環境異變并存的三大歷史性變遷的融合點中，這種交匯引致了產業結構特別是金融結構的蝶變和政府財政自主權的提升，為中國擺脫計劃經濟體制的禁錮并跳出該態勢下的低產出泥潭提供了良好機遇。金融業作為經濟結構中的重點產業，隨著政府財政自主權的進一步強化，必將成為經濟調整的主要標靶。以廣東省為例，為了實現經濟的高速發展和緩解財政赤字壓力，廣東省強化了對金融產業的干預力度①，這種措施的推行使得廣東省的財政收支差額在時間序列上表現出了顯著性的分異。從改革開放至1994年，廣東省的財政收支大部分年度處于盈余狀態，但自1994年分稅制改革之后，赤字出現并有進一步拉大的趨勢（見圖1）。

這種行政性的經濟治理行為在財政分權和政治集中的體系下，有著強化區際政府“錦標賽”式的經濟競奪傾向，其不可避免地抑制了金融結構的良性生長進而擾動了經濟增長路徑，易受私人部門的詬病。然而，無可辯駁的經濟超常規進展似乎為這種行為提供了實踐支撐，其中的交互關系亟待事實證據的說明。

本文意在通過廣東省的實證經驗，探討金融發展、政府干預和經濟增長之間的真實關系，并在此基礎上為未來的財政體制和金融結構變革提供相應的政策建議。

二、政府干預、金融發展與經濟增長的理論軌跡

時下主流觀點認為，金融發展對經濟增長具有推動作用。如戈德史密斯（Goldsmith，1969）從金融結構觀的視角來剖析金融發展與經濟發展的演化規律，即金融的逐步深化促成了合意的經濟發展。但是金融結構的差異所內生出的資源配置方式則分化明顯②，這為學者們進一步分析原有的金融結構提供了現實基礎。在這些理論當中，較為典型的當屬銀行主導和市場主導兩個派系。在討論適配經濟發展的最優金融結構的問題上，銀行主導論者認為銀行的信息處理便捷性和規模經濟能夠合理地跨期配置風險，以實現經濟增長（戴蒙德，1984；西里和圖法諾，1995；艾倫和蓋爾，1999）。進一步地，李華民和吳非（2015）確認了大型銀行機構在促進經濟發展上的重要作用。而市場主導觀強調證券市場在傳遞信息、金融資產的流動性上以及鼓勵創新方面強于銀行，更有利于經濟增長（莫克和中村，1999）。

然而，由于存在信息不對稱和市場機制缺失等問題，金融深化的帕累托均衡往往難以達成。對此，斯蒂格利茨（Stiglitz，1997）認為政府若制定一系列的規范制度來約束金融市場的不穩定性，則能有效地促進資本形成。在此基礎上，在《金融約束：一個新的分析框架》一文中，赫爾曼、默多克和斯蒂格利茨（Hellman、Murdock和Stiglitz，1997）闡述道：對于制度結構薄弱的發展中國家和轉軌國家而言，采取相關的“溫和的金融約束”政策是必要的。本文認為，這種手段不外乎是金融深化過程中的過渡性需要，而且過渡的約束也有著風險積淀和資產泡沫化的隱征。隨著市場成熟度的進一步提高，金融約束政策的力度會逐步削弱，最終市場機制將占據主導地位。

對于地方政府行為干預經濟發展的論證方面，學者們提出了種種解釋，大致可區分為兩個陣營。賈康（2000）和高培勇（2001）的研究結論基本契合：中國的財政分權革新實質上賦予了地方政府更多的權利和責任，提升了地方政府對轄內區域的經濟福利關注度，為提高經濟增長拓寬了相應的操作空間。財政權的下移，引起了中國經濟結構的巨大變化，大大改變了原有高投低產的舊況。然而，劉華和郭凱（2009）卻對此表現出適度的憂慮，其研究認為，政府部門的財稅分權改革可能會強化政府對經濟資源的“攝取之手”，從而干擾了經濟發展的合意路徑，降低了地區的全要素生產率。但不可否認的是，基建支出確實有利于地區的經濟增長，而行政管理費用所起到的作用恰好相反。科技投入強度越大，越能促進經濟的增長，應當特別指出的是，這種科技投入的經濟效果在區際展現出了較大的方差。客觀地看，在現今經濟全球化和政府干預盛行的背景下，過度強調政府干預所引致的經濟效率折損，雖具一定邏輯性，但其思維理念依舊回避不了某些行政文化的根深蒂固③，值得進一步商榷和檢驗。總體而言，政府干預引致的效率折損，若能帶來經濟福利的抵補，則可考慮將其納入推動經濟的增長手段。

對于區域經濟而言，政府有限度地實行“政治化”的經濟手段，即采用特定和有差異的政策制度（實質上是一種政策的區域性落差）來促進經濟增長和產業發展，比傳統性的政策、制度安排更具推進和向導作用。在財政分權背景下，中國區域金融結構的發展呈現出了“地方政府對金融結構的行政性經濟干預和金融機構資源配置的市場化偏好兩股力量相反相成”的格局。針對該博弈格局下的經濟福利狀況，喻微鋒（2010）的研究頗具代表性，他對廣西與江蘇的有關數據進行了時間序列上的比對后發現：在無政府干預條件下，兩省的金融發展僅對當地經濟增長有微弱促進作用，當兩省政府干預存在分化時，存在干預的地區（江蘇）相比無干預地區（廣西）而言，其經濟增長效應更為顯著。由此衍生出的地方政府干預和區域金融結構優化經濟發展狀態的真實機理，值得進一步的探討和確認。

本項研究的意義在于梳理前期研究脈絡，立足客觀復雜的環境，抓住發展的實質要件，在借鑒國內外協調金融發展與政府行為的成功經驗基礎上，結合現實背景，重新架構出“經濟—金融—政府干預”發展的模式。研究所蘊含的金融發展與地方政府行為互動分析、財政分權與金融結構深化對促進經濟增長的政策導向理論，值得金融決策者和監管層面關注。

三、研究設計

（一）數據來源及處理手段

本文選取的數據區間是1978—2013年，地區生產總值及人均地區生產總值數據來源于《廣東省統計年鑒2014》；廣東省金融機構存貸款數據1978—2008年來源于《新中國60年統計資料匯編》，2009—2013出自《廣東省統計年鑒2010—2014》；廣東省地方政府決算收入和地方決算支出數據均來源于《中經網》。

本文重點探索在加入政府干預這一變量后，金融發展對經濟增長的影響。對于經濟增長指標，采用廣東省人均地區生產總值（RJGDP）表示；對于金融發展指標，采用金融相關率（FIR）來表示，由廣東省中資金融機構存貸款總額比地區生產總值得到；對于政府干預指標，當地方政府支出逐漸大于地方政府收入，即財政赤字愈加明顯時，地方政府對經濟金融的干預愿望愈加強烈，文中廣東省政府干預（ZFGY）由廣東省地方決算支出比廣東省地方決算收入得到。

（二）模型構建

本文采用廣東省年度時間序列數據，通過VAR模型確定各變量間的協整關系，從而基于財政分權視角，研究金融發展、政府干預與經濟增長之間的長期均衡關系。首先，分別對RJGDP、FIR和ZFGY取自然對數，用lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY表示，旨在消除由于時間序列數據波動而產生的異方差。其次，定義[yt=（lnRJGDPt，lnFIRt，lnZFGYt）']，可得到變量滯后期為p的VAR模型：

[yt=α+i=1pφiyt-i+ut] （1）

式（1）中，[α=（α1，α2，α3）']，[ut=（u1t，u2t，u3t）']，[yt]為三維內生變量列向量，[φi]（i=1，2，…，p）為第i個待估參數3[×]3階矩陣，[ut]為3×1階的隨機誤差列向量，且均值為零的白噪音。

（三）變量的單位根檢驗

本文采用了ADF單位根檢驗法來對時間序列進行平穩性檢驗。結果顯示，lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY在水平值下的ADF檢驗的統計值比在5%的顯著性水平下的臨界值大，因此不能拒絕原假設，即序列存在單位根，為非平穩序列。然而，在5%的顯著性水平下，各變量的一階差分序列的ADF檢驗的統計值均小于臨界值，特別地，DlnFIR和DlnZFGY在99%的置信區間下，其ADF檢驗的統計值均小于臨界值，因此各變量的一階差分序列都拒絕原假設，為平穩序列。

注：表中檢驗形式（C，T，K）分別表示ADF檢驗方程中包括常數項、時間趨勢項和滯后差分階數（由赤池信息準則確定），N代表無常數項或趨勢項；D表示變量的一階差分；***表示在1%的顯著性水平下顯著。**表示在5%的顯著性水平下顯著；*表示在10%的顯著性水平下顯著，下同。

（四）協整檢驗

為了確定lnRJGDP、lnFIR和lnZFGY之間是否存在協整關系，即長期均衡關系，本文采用Johansen協整檢驗法對三者的協整關系進行檢驗。為了使模型的參數估計更加準確有效，必須先確定VAR模型的最優滯后階數，本文綜合采用LR、FPE、AIC、SC和HQ等5個判斷準則來確定最優滯后階數。考慮到樣本空間的限制，本文首先選擇從盡可能大的滯后階數開始并逐個檢驗，5個判斷標準都對應著滯后階數為2，特別是AIC和SC準則判斷的滯后期的對應數值同時達到最小，因此確定無約束VAR模型的最優滯后階數為2，協整檢驗的VAR模型的最優滯后階數應為1，即VAR（1）。

根據圖2，被估計的VAR模型所有根模的倒數值都小于1，即均落在單位圓內，表明所估計的VAR模型是穩定的。

[圖2：平穩性檢驗結果]

在確定協整檢驗的最優滯后階數后，還需要進一步確定協整方程的形式。在Eviews中協整方程主要存在5種形式：（1）序列[yt]無確定性趨勢且協整方程無截距。（2）序列[yt]無確定性趨勢且協整方程只有截距。（3）序列[yt]有線性趨勢但協整方程只有截距。（4）序列[yt]有線性趨勢但協整方程有截距和趨勢。（5）序列[yt]有二次趨勢但協整方程有截距和線性趨勢。根據表1，3個變量都含有截距項但未有線性趨勢，因此初步判定是第3種方程形式。通過檢驗，本文確定方程形式也是（3）。基于VAR（1）模型的JJ檢驗法檢驗結果如表2。

根據表3可知，廣東省的金融相關率對其人均GDP影響的彈性系數為20.00962，表明在長期內金融發展與經濟增長呈明顯的正相關關系，即金融相關率（對數）每增加1%，人均GDP（對數）將上升20.00962%。而廣東省政府干預對其人均GDP影響的彈性系數為-25.26865，表明在長期內，財政分權與經濟增長呈明顯的負相關關系，具體的協整方程如下：

[lnRJGDPt=20.00962lnFIRt-25.26865lnZFGYt+μt]

（2）

（2）式中，[ut]表示殘差序列。

對序列[ut]進行單位根檢驗發現，在95%的置信度水平下，ADF檢驗的統計值為-2.457392，小于5%顯著性水平下的臨界值-1.950687，所以殘差序列[ut]是一個平穩序列，從而驗證了以上序列間的協整關系是正確的。

（五）向量誤差修正模型（VECM）

向量誤差修正模型是將協整理論與誤差修正模型相結合所建立的模型，只要變量之間存在協整關系，誤差修正模型就可以由自回歸分布滯后模型導出。而在VAR模型中每一個方程都是一個自回歸分布滯后模型，因此可以認為VECM模型是含有協整約束的VAR模型。由于協整檢驗是對原數據的一階差分進行檢驗，因此VECM的滯后階數是無約束VAR模型的滯后階數減1，而VAR模型最佳滯后階數為2，因此本文指定其滯后的形式為（1，1）。確定VECM的具體形式如下：

[?lnRJGDPt=-0.003388 ecmt-1+0.634020lnRJGDPt-1+0.052386lnFIRt-1+0.079386lnZFGYt-1+0.050173]

式中：

[ecmt-1=lnRJGDPt-1-20.00962lnFIRt-1+25.26865lnZFGYt-1+ 2.144580]

[ecmt-1]是誤差修正項，反映變量之間的長期均衡關系，其系數則反映長期均衡關系對短期波動的調整速度。VEC模型的決定系數為0.305965，AIC和SC值分別為-2.564830和-2.340365，都較小，說明模型的整體效果比較好。（3）項中誤差修正項系數的t統計量在1%的顯著性水平下顯著，說明經濟增長短期波動受自身、金融發展及政府干預三者長期均衡關系的影響顯著。（3）項誤差修正系數等于-0.003388，符合反向修正機制，表明當經濟增長受到干擾而偏離均衡狀態時，糾正該非均衡狀態的速度約為0.34%。（4）項和（5）項中誤差修正項的t統計量均在1%的顯著性水平下顯著，說明金融發展及政府干預均受到3種長期均衡關系的影響，且當它們偏離均衡時，調整速度分別為3.33%和0.61%。

（六）Granger因果檢驗

長期因果檢驗基于滯后期為2的VAR模型進行檢驗，短期因果檢驗基于滯后期為1的VECM模型進行檢驗（結果略）。結果顯示，無論在長期還是短期，金融發展和政府干預單獨或者同時都不是引起經濟增長變化的Granger原因。但是，無論在長期還是短期，經濟增長和政府干預同時是引起金融發展變化的Granger原因，而政府干預僅僅在長期是引起金融發展變化的Granger原因。在短期，經濟增長、金融發展兩者單獨且同時都是引起政府干預變化的Granger原因，而在長期僅僅兩者同時是引起政府干預變化的Granger原因。因此經濟增長與金融發展無論在長期還是短期僅為單向Granger因果關系，表現為經濟增長是引起金融發展Granger變化的原因。對于金融發展與政府干預，在短期表現為金融發展是引起政府干預Granger變化的原因，而在長期表現為政府干預是引起金融發展Granger變化的原因。經濟增長與政府干預在短期呈現單向Granger因果關系，表現為經濟增長是引起政府干預變化的Granger原因。

（七）實證結果分析

通過以上的實證分析過程及結果，可以得出以下結論：

第一，1978—2013年間廣東省金融發展、政府干預與經濟增長之間存在著長期穩定的均衡關系，在加入政府干預這一變量后，廣東省金融發展對經濟增長仍然具有促進作用，這也與田樹喜和白欽先（2012）的研究結論吻合。然而廣東省政府的干預本身并沒有對轄內的經濟及金融發展帶來預期的好處，這也進一步豐富了陳剛、尹希果和陳華智（2006）的結論。本文認為在財政分權體制下的政府無法滌除自身的逐利動機，加之國有經濟對政府主導的金融體系存在剛性依賴，這必然對民營經濟的金融份額構成擠出效應，過多的金融控制影響資金流轉的市場機制，阻滯金融配置效果和經濟效率。這也進一步說明中國的金融體制改革不能同財稅體系和政府體制變革割裂開來，必須將其納入統一的分析范式之中。

第二，廣東省金融發展、政府干預與經濟增長的短期波動均會受到三者長期穩定均衡關系的影響，當三者出現短期偏離時，其恢復到長期均衡狀態的調整速度分別為3.33%、0.61%和0.34%。由此可見，金融發展的調整力度最大，政府干預次之，而經濟增長最小。由此可見，當政府合理化自身的金融干預行為后，金融體系內生的自我修復機制能夠以最快的速度恢復應有的經濟效能。然而，若政府的干預行為破壞了金融結構的優化趨勢，則造成的經濟損耗也愈發明顯。這為政府合理明確行為邊界、重點維系金融體系的市場化進程提供了一定的理論基礎。

第三，短期和長期的Granger因果檢驗表明，金融發展、政府干預與經濟增長之間在某種程度上存在著單向因果關系。對于經濟增長和金融發展，無論長期與短期經濟增長都是引起金融發展的Granger原因。對于金融發展與政府干預，在短期，金融業作為政府之間競爭的手段，地方政府進行干預；但是在長期，隨著干預所產生的效應的凸顯，又對金融業的發展造成了影響。對于經濟增長與政府干預，在短期地方政府的政策實施一般作用時間較短，在面對短期的經濟波動時，地方政府往往會采取干預措施來穩定經濟增長。

四、結論及政策建議

在財政分權背景下，特別是在1994年的分稅制改革之后，廣東省政府財政收支逆差持續擴大，造成了巨大的財政壓力。通過對本區域內的銀行施加壓力，要求其為地方貸款，不僅能快速解決問題，還會受到納稅人的支持。但這種政府的金融干預，極容易使得金融資源流向具有政府背景的經濟個體中，造成“驅逐良幣”效應（李華民、吳非和陳哲詩，2014），這偏離了應有的效率準則。基于本文的分析，在財政分權下，政府的行為阻礙了金融的發展，然而金融發展仍對經濟增長起促進作用，這也從側面反映出了廣東省金融深化程度已達到了較高層次，但現有體系下的金融干預還是損害了經濟效率。換言之，廣東省政府應當對自身的金融干預手段進行細致甄別和篩除，通過切實手段減少現有金融體系資源錯配的現象，加快金融市場化、利率市場化進程，從而更好地促進經濟增長。基于此，本文提出以下幾點政策建議：

第一，政府應該明確自身職責，減少對金融發展（特別是銀行信貸）的不良干預，銀行機構授信與否應由銀行自身根據信用風險以及相關收益決定，政府相應地起指導作用。政府可以增加對金融發展的積極干預，發揮政府在金融服務中的功能，比如設立金融服務中心、開展金融論壇活動等，為金融發展創造更好的外部制度氛圍。

第二，進一步完善財政分權體制，提高地方政府的支出責任與收入權限的匹配程度。1994年以前，地方政府基本能夠實現自給自足，而1994年的分稅制改革之后，地方政府普遍存在財政收支壓力，這種收支逆差扭曲了政府的經濟治理行為，所以應當合理地框定財政收支的“四至范圍”和經濟調節的合理邊界，以契合經濟發展的要求。

第三，財政分權意味著地方政府擁有更多的自主權，在謀求晉升機遇和政績沖動下的地方政府要想實現財政收支平衡甚至是盈余，具有一定難度。我們應當進一步提升地方政府收支的權責匹配度，完善縱向鏈條上的政府間轉移支付，既可降低地方政府的財政壓力，最大限度地壓制地方政府干預區域金融結構的沖動，除去必要的無補償性支出外，地方政府又可以利用多余的財政收入進行相關的投資，比如對一些基建項目進行投資等，從而實現經濟效益的最大化。

注：

①譬如，加強稅收調節、強制性要求銀行對特定群體進行靶向信貸投放，為拓寬企業融資渠道而進行的授信補貼和擔保等。

②例如，在美國的金融體系下，有價證券市場是其資源配置的主導方式。對于中國而言，融資渠道大多由中介金融（銀行機構體系）所提供。然而，并不能簡單地以經濟發展水平來劃分金融配置方式。在日本和德國的金融資源配置中，銀行機構的地位十分突出。

③例如，慣性地將政府的干預行為歸結為官員的利己主義和政治晉升需求。

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