財政壓力與金融抑制

袁潔　王業斌

摘要：當前，中國將金融改革作為全面深化改革的重要內容，基本的出發點是解決各地區普遍存在的較為嚴重的金融抑制現象。運用中國1996—2013年省級面板數據，從財政壓力的角度實證分析財政分權體制下金融抑制背后的財政成因，結果顯示財政壓力對金融抑制具有顯著為正的影響，地區所面臨的財政壓力越大，其金融抑制程度則越高，證實了受制于自身的財政壓力，地方政府確有干預地區金融資源的行為。因此，在推進金融改革的過程中，要加強財政體制與金融體制的協調，進一步理順我國的財政分權體制，完善中央政府和地方政府之間的轉移支付制度，提高地方政府事權與財權的匹配程度。

關鍵詞：財政壓力；金融抑制；財政分權；金融改革；中央政府；地方政府；地區金融；經濟增長

中圖分類號：F832.1 文獻標識碼：A 文章編號：1007-2101（2016）01-0086-04

十八大以來，中國把金融改革作為全面深化改革的重要內容，金融體制改革不斷提速，如先后推進利率市場化和服務貿易外匯管理改革、推行多層次資本市場改革、在中國（上海）自由貿易試驗區試行人民幣資本項目可兌換、進行民營銀行試點等多項改革措施。可以說，當前的金融改革為中國未來經濟更加側重效率驅動奠定了堅實基礎。但是，在金融改革不斷推進的同時，與之相關的問題是中國金融改革有沒有優先序？金融改革是否必須與財政改革相協調才能使金融改革發揮出應有的效果？對這些問題的回答，不僅有利于理論界深化對金融改革的認識，更是在實踐上對中國金融深化具有重要的指導意義。事實上，當前大力推進的金融改革，一個基本的出發點是解決中國各地區都普遍存在著較為嚴重的金融抑制現象。這就意味著，要判斷金融改革是否必須有財政改革與之相配套，則必須分析出金融抑制背后是否有財政成因。

當前，關于金融抑制問題的研究，學術界主要有“政府收益假說”“國有企業補貼假說”和“發展戰略假說”，本文則從財政壓力的角度來探討中國金融抑制背后的產生原因。反映在政策實踐上，則意味著在當前中國的金融改革進程中，必須對金融部門之外的“財政改革”給予充分重視，加強金融改革與財政改革之間的協調。

一、理論分析

大量研究顯示，金融發展對經濟增長具有重要的促進作用。但在大多數發展中國家，金融往往處于“被抑制”狀態。中國在經歷了三十多年的經濟高速增長后，經濟仍然呈現出強烈的“金融抑制”形態。金融抑制不僅直接阻礙了中國非國有經濟的發展，對經濟增長產生不利影響（周業安，1999；劉瑞明，2011），而且還導致了投資和對外經濟結構的扭曲以及使收入不平等現象趨于惡化（黃桂田和何石軍，2011；陳斌開和林毅夫，2012）。

既然金融抑制具有諸多弊端，那政府為什么還會實施金融抑制政策呢？目前，學術界關于金融抑制的成因主要有三種解釋：“政府收益假說”“國有企業補貼假說”和“發展戰略假說”。“政府收益假說”認為，金融抑制能使政府獲得大量的隱性收益。李廣眾（2001）的研究指出，金融抑制使中國政府獲得的隱性收益大約為GDP的0.71%以及各項稅收收入總和的6%。“國有企業補貼假說”認為：之所以實施金融抑制政策，主要緣由在于中國擁有大量的國有企業。隨著國有企業改革的推進，特別是自20世紀80年代以來，中國對國有企業的支持不再像過去一樣給予直接補貼，而是改為依靠銀行信貸（劉瑞明，2011）。通過政府的金融干預，國有企業能相較于其他所有制企業而言，更易于獲得銀行信貸。考慮到官方利率和市場均衡利率的巨大差別，金融抑制實際使國有企業獲得大量的變相補貼。而“發展戰略假說”則認為：金融抑制的歷史原因在于中國政府推行的重工業優先發展戰略（陳斌開和林毅夫，2012）。通過金融抑制政策，能有效地壓低資金成本，從而為重工業優先發展所需的大量資金提供支持。

筆者認為，三種假說都對金融抑制的成因給予了一定程度的解釋，但都忽視了另外一個問題，那就是改革開放后中國的財政分權體制。中國金融體系中的金融抑制，無不與分權體制下地方政府的金融干預行為有關。那么，分權體制下地方政府為什么會干預金融？事實上，從20世紀70年代末開始的財政分權制改革，為地方政府注入了加快當地經濟發展的動力，但也產生了不少負面影響，一個重要方面是地方政府財權與事權的不對等（巴曙松等，2005）。財政分權改革后地方政府承擔著促進地區經濟發展、重新分配收入、維護社會穩定、提供公共物品和服務等功能的重大責任。在既有財力無法支撐地方政府的財政支出責任時，地方不得不想方設法尋找財政收入的替代品，而對金融資源進行干預則是其重要選擇。雖然從20世紀90年代開始，中國政府對商業銀行體制進行改革，上收國有商業銀行地方分行的信貸審批權，地方政府對國有商業銀行信貸的干預大為下降。但在地方政府財權與事權不對等的基本面沒有改觀的情況下，地方政府對金融資源進行干預的行為不會消失。如不少城市商業銀行實際上淪為了地方政府的“第二財政”，而地方政府財權與事權的不對等，實際上意味著地方政府面臨著持續的財政壓力。因此，上文的分析也反映出分權改革后，一個地區的財政壓力與地方政府金融干預行為緊密相關，財政壓力是各地區金融抑制產生的重要原因。

現有不少研究分析了中國財政分權改革后，各地區之間的財政壓力與金融發展差異，以及地方政府行為對區域金融發展的影響。如張憬和沈坤榮（2008）分析了金融發展和財政壓力的地區差異對中國各地區經濟增長方式轉型的影響，馮濤等（2007）分析了財政分權對區域金融發展的影響，母宇（2010）分析了中國區域金融發展差異的財政因素。但這些研究都沒有聚焦于金融抑制，特別是沒有從實證的角度來分析金融抑制的財政成因。正如上文所述，金融抑制雖然對經濟發展產生諸多弊端，但地方政府卻仍然存在較強的金融干預行為，一個重要原因是地方政府所面臨的財政壓力因素。為此，筆者在下文將從實證的角度對上述分析進行論證。

二、模型設定與數據說明

（一）模型設定

本文的計量模型設定如下：

lnJRYZit=β0+β1lnCZYLit+？覬Xit+ηi+μt+εit，

上式中，JRYZ為各地區的金融抑制程度。中國的金融抑制不僅表現為官方利率長期遠遠低于市場利率，而且還表現在國有銀行的壟斷地位方面（劉瑞明，2011）。因此，本文的金融抑制程度用各地區四大國有銀行貸款所占市場份額來表示。CZYL為各地區的財政壓力，用“（預算內財政支出-預算內財政收入）/預算內財政收入”來表示。

X為模型中控制的其他變量，主要包括：人均實際GDP（PGDP）用各地區人均實際國內生產總值來表示；非國有化程度（FGYH）用各地區非國有單位就業人數占總就業人數的比重來表示；經濟開放度（TRADE）用各地區進出口總額占GDP比重來表示。

模型中的變量β1代表財政壓力對金融抑制影響的彈性系數。i為地區，t為時間，ηi表示不隨時間變化的地區效應，μt表示不隨地區變化的時間效應，εit為隨機誤差項。

本文關注的重點是財政壓力的系數β1，前文的理論分析意味著1大于0，如果實證結果顯示β1顯著大于0，則證實了本文的假說。從各地區金融抑制程度與財政壓力的散點（見圖1）可以看出，二者呈正相關關系，財政壓力較高的地區，金融抑制程度也較高。但圖1還不能充分說明二者的因果關系，下文將對上述模型進行進一步的分析。

（二）數據說明

本文中各地區財政壓力的原始數據、進出口總額數據、人均實際GDP數據、非國有化原始數據均來自各年的《中國統計年鑒》，其中進出口總額數據用人民幣對美元的年平均匯價（中間價）進行換算；人均實際GDP數據平減為1991年不變價。金融抑制1996—2004年原始數據來自各年《中國金融年鑒》，由于自2005年后《中國金融年鑒》基本上不再按行政區域來統計各省（區市）四大國有銀行的存貸款數據，因此參照齊蘭和王業斌（2013）的做法，筆者以時間變量和地區虛擬變量為解釋變量，用面板數據的廣義最小二乘法估計出2005—2013年中國各省（區市）的四大國有銀行貸款的市場份額。

考慮到數據統計口徑的一致性，本文將實證分析的時間段定為1996—2013年，因西藏的金融數據缺失值較多，分析中將西藏從樣本中予以剔除，并將重慶市的數據合并到四川省中，這樣本文共選擇了29個省（區市）18年的數據。

變量的定義和描述性統計如表1和表2所示。

三、回歸估計結果與討論

（一）基本回歸結果與討論

對上述計量模型進行估計，基本的回歸結果見表3。表3中列（3.1）為單獨以財政壓力為解釋變量的估計結果；列（3.2）為加入了其他控制變量，利用全部樣本數據得到的估計結果。回歸過程中，對于面板模型的選擇，采用的是Hausman檢驗方法。Hausman檢驗顯示，列（3.1）（3.2）均采用固定效應模型。

由表3中的估計結果來看，沒有加入其他控制變量時，列（3.1）顯示財政壓力對金融抑制具有顯著為正的影響，地區的財政壓力越大，地區金融受到抑制的程度則越高。在加入其他控制變量后，列（3.2）顯示財政壓力對金融抑制的影響仍然顯著，具體來說，一個地區的財政壓力每增加1%，其金融抑制程度則提高0.073%。從列（3.2）還可以看出，人均實際GDP對金融抑制具有顯著為負的影響，地區經濟發展水平越高，地方政府的融資渠道更多，因而金融受到抑制的程度則越低，非國有化程度的系數顯著為負，說明地區的非國有化程度越低，其金融抑制程度則越高；相反，非國有化程度越高，金融抑制程度則越低。這與現有的理論研究結果是一致的。既有的大量研究表明，為支撐地方國有經濟，地方政府不得以對金融資源進行控制。而列（3.2）也顯示出，經濟開放對金融抑制的影響并不顯著。

為進一步考察財政壓力對金融抑制的影響，筆者還將全部樣本數據進一步分解為東部地區子樣本和中西部地區子樣本并分別進行回歸。回歸結果見表3中列（3.3）（3.4）所示，其中列（3.3）為對東部地區數據進行回歸的結果，列（3.4）為對中西部地區數據進行回歸的結果。Hausman檢驗顯示，列（3.3）采用固定效應模型，列（3.4）采用隨機效應模型。回歸結果顯示，不論是對于東部地區還是對于中西部地區而言，財政壓力依然對金融抑制具有顯著為正的影響，這進一步證實了上文的結論。列（3.3）（3.4）還顯示，人均實際GDP仍然對金融抑制具有顯著為負的影響；非國有化的系數依然為負，但在東部地區子樣本回歸中不顯著，而在中西部地區子樣本回歸中則顯著，一個可能的原因是東部地區的國有化程度較低。

（二）工具變量估計回歸結果與討論

上述分析過程中，雖然控制了地區的人均實際GDP、非國有化程度、經濟開放等因素，但仍然可能遺漏了某些導致金融抑制產生的重要因素，這些因素可能也與財政壓力相關。此外，一個地區的金融抑制程度越高，可能也會由于不利于經濟增長從而對財政壓力產生影響，因而財政壓力與金融抑制可能也還存在反向因果關系。因此，上述回歸過程可能存在模型內生性問題。

為了消除模型可能存在的內生性問題，我們進一步以財政壓力的滯后一期作為其工具變量，利用工具變量回歸方法對上述計量模型重新進行估計。現有理論研究表明，工具變量估計能較好地解決模型的內生性問題，工具變量估計結果如表4所示。表4中列（4.1）-（4.4）分別對應表3中的列（3.1）-（3.4）。在表4回歸結果中，工具變量估計列（4.1）（4.4）的Hausman檢驗顯示，在不控制其他變量和對中西部地區子樣本進行估計時，進行工具變量估計與不進行工具變量估計的回歸結果并不存在顯著差異。工具變量估計列（4.2）（4.3）的Hausman檢驗顯示，對全部樣本數據和對東部地區子樣本數據進行估計時，工具變量估計結果比不進行工具變量估計的回歸結果更有效（Hausman檢驗的P值分別為0.004和0.065）。

從工具變量估計結果來看，由于在一定程度上消除了模型可能存在的內生性問題，列（4.2）（4.3）中各變量前的系數都較表3中有所增加。此外，表4中各列回歸結果還顯示，各變量前的系數符號與表3中基本一致，顯示出各解釋變量對金融抑制具有穩定的影響。從中可以看出，財政壓力依然對金融抑制具有顯著為正的影響，顯示出一個地區的財政壓力越大，其確實具有干預金融的動機，進而金融抑制程度越高。

四、結語

黨的十八大后，中國開始了新一輪金融深化改革，并將金融改革作為全面深化改革的重要內容。在此背景下，本文聚焦于金融改革的出發點——各地區普遍存在的較為嚴重的金融抑制狀態。不同于現有的“政府收益假說”“國有企業補貼假說”和“發展戰略假說”，本文關注財政分權體制下中國各地區金融抑制背后的財政壓力因素，進而探討金融抑制的財政成因。通過利用中國1996—2013年省級面板數據，實證分析了財政壓力對金融抑制的影響，研究結果表明，財政壓力對金融抑制具有顯著為正的影響，一個地區的財政壓力越大，其金融抑制程度越高。這顯示出，分權改革后，出于自身的財政壓力，地方政府確實會產生干預地區金融資源的行為，這進而使各地區金融發展處于被壓抑狀態，從而帶來資源配置的低效率。

推進金融改革，不可忽視對金融背后的財政因素的考慮。對于地方政府而言，在財政分權背景下，考慮到自身面臨的財政壓力，即使進行金融改革，也仍然會有地方政府干預金融的行為。因此，為使金融改革發揮出應有的效果，在全面深化改革的進程中，應加快財政體制改革步伐，加強財政改革與金融改革之間的協調。具體來說，為降低中國各地區的金融抑制程度，促進金融改革的深化，應該進一步理順我國的財政分權體制，完善中央政府和地方政府之間的轉移支付制度，提高地方政府事權與財權的匹配程度。

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責任編輯、校對：秦學詩