金融結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的實證分析

徐英倩

（北京交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院博士后流動站，北京100044）

0　引言

金融結(jié)構(gòu)是指構(gòu)成整個金融體系的各組成成分的規(guī)模、分布和相互配合關(guān)系。隨著市場經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，我國的金融結(jié)構(gòu)不斷由單一的銀行壟斷性結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)向銀行主導(dǎo)型金融結(jié)構(gòu)，并過渡為銀行與非銀行金融機構(gòu)大量共存的復(fù)雜型金融結(jié)構(gòu)。從理論研究來看，最早探索并提出金融結(jié)構(gòu)理論的學(xué)者是戈德史密斯，他認(rèn)為金融發(fā)展的實質(zhì)就是金融結(jié)構(gòu)的變遷，而金融對經(jīng)濟(jì)的影響也是金融結(jié)構(gòu)變遷引起經(jīng)濟(jì)部門資金配置優(yōu)化，從而推動經(jīng)濟(jì)增長的過程。但從國內(nèi)研究來看，從定量角度細(xì)致探討金融結(jié)構(gòu)理論或金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的文獻(xiàn)較罕見，更多的是直接研究金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的宏觀影響[1-4]。本文認(rèn)為，從相對中觀的視角考察一個區(qū)域金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，能對金融發(fā)展的經(jīng)濟(jì)貢獻(xiàn)做進(jìn)一步解釋。而Rajan（1992）[5]，雷蒙德·W·戈德史等（1996）[6]學(xué)者設(shè)計的金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)體系，為這一研究提供了重要鋪墊。基于這些學(xué)者研究得到的啟發(fā)，本文將從定量角度，研究金融結(jié)構(gòu)對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。

1　假設(shè)提出

事實和經(jīng)驗表明，一個地區(qū)金融體系支撐能力的高低，對該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響。而衡量一個地區(qū)金融發(fā)展水平的一個重要指標(biāo)就是金融結(jié)構(gòu)，因此可以初步認(rèn)為，一個地區(qū)金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化程度，與該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間存在一定的正相關(guān)性。為了更進(jìn)一步細(xì)化研究，本文將金融結(jié)構(gòu)指標(biāo)進(jìn)行分解，分別探討其對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。因此，提出以下三個基本假設(shè)。

（1）直接融資與間接融資的調(diào)和關(guān)系對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。關(guān)于融資調(diào)和關(guān)系的理論，銀行主導(dǎo)論和市場主導(dǎo)論分別持兩種不同的觀點：銀行主導(dǎo)論認(rèn)為以銀行為主導(dǎo)的間接融資結(jié)構(gòu)更能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；而市場主導(dǎo)論則認(rèn)為以直接融資為主導(dǎo)的金融結(jié)構(gòu)更能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。本文認(rèn)為，至少從我國的現(xiàn)狀來看，間接融資的比例在一定程度上衡量了金融市場的豐富程度和發(fā)展實力。區(qū)域直接融資的比重越大，則表明金融市場的運營主體多元化，企業(yè)的資本市場意識也相對較高，資金獲取的渠道和方式也更加多元，更能促進(jìn)企業(yè)市場活動，從而刺激經(jīng)濟(jì)增長。

假設(shè)1：一個區(qū)域直接融資與間接融資的調(diào)和關(guān)系對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要影響，直接融資的比例越大則越有利于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

（2）銀行性金融機構(gòu)集聚對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。一個區(qū)域的銀行性金融機構(gòu)越集聚，一方面表明了當(dāng)?shù)氐你y行性金融相對發(fā)達(dá)，但另一方面也反映了當(dāng)?shù)氐姆倾y行金融機構(gòu)特別是一些中小型金融機構(gòu)數(shù)量少，難以形成地方規(guī)模。這對于地方企業(yè)融資而言是不利的，因為非銀行金融機構(gòu)支撐的不足，意味著企業(yè)融資的渠道較窄，因此給融資帶來一定困難。尤其是一些有市場活力但資本實力不足的小微企業(yè)難以持續(xù)運行，不利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展。

假設(shè)2：一個區(qū)域銀行性金融機構(gòu)的集聚程度越高，則越不利于當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展。

（3）非銀行金融機構(gòu)比重對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。非銀行金融機構(gòu)體現(xiàn)了一個地區(qū)金融市場的多元化運行程度，而多元化的金融主體運營，有利于增強當(dāng)?shù)氐慕鹑诠┙o水平，增加金融供給的渠道和方式，特別是證券市場、保險市場和金融衍生品市場的發(fā)展為企業(yè)的發(fā)展提供了豐富的融資渠道。因此，一個區(qū)域非銀行金融機構(gòu)的發(fā)達(dá)程度，在一定程度上決定了金融發(fā)達(dá)程度，對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要影響。

假設(shè)3：一個區(qū)域非銀行金融機構(gòu)比重的提高，有利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展。

2　模型設(shè)定、指標(biāo)選取和數(shù)據(jù)說明

2．1　模型設(shè)定

本文在提出了金融結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究假設(shè)以后，通過計量回歸模型的方法，根據(jù)我國區(qū)域情況，實證檢驗我國金融結(jié)構(gòu)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展究竟產(chǎn)生怎樣的影響。考慮到三個研究假設(shè)中對應(yīng)的金融結(jié)構(gòu)因素之間存在較強的關(guān)聯(lián)性，為了不對實證分析造成統(tǒng)計影響，本文分別構(gòu)建三個回歸模型進(jìn)行實證檢驗。計量回歸模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)i和t分別表示年份和地區(qū)；RGDPit表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長速度；DFINit表示直接融資與間接融資的調(diào)和關(guān)系；BANKit表示銀行性金融機構(gòu)集聚程度；NFINit表示非銀行金融機構(gòu)比重；Xit表示控制變量組；αi，βi，γi（i=0，1，2）分別為三個計量模型的待估計系數(shù)；ui表示橫截面的不可估計參量；vt表示時間序列的不可估計參量；μit表示隨機誤差項。

2．2　變量指標(biāo)選取

根據(jù)模型（1）至模型（3），對所涉及到的變量（見表1）作如下指標(biāo)選取說明：

①地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長速度（RGDP）：采用各地區(qū)GDP的年度增長率來表示，體現(xiàn)該地區(qū)生產(chǎn)總值的年度增勢。本文通過對數(shù)化的形式來描述地區(qū)經(jīng)濟(jì)增勢，計算公式為：

RGDP=lnGDPit-lnGDPi,t-1

②直接融資與間接融資的調(diào)和關(guān)系（DFIN）：直接融資與間接融資的調(diào)和關(guān)系較為復(fù)雜，為了簡便起見，本文以直接融資與間接融資的配置關(guān)系為切入點，采用直接融資與間接融資的比例作為衡量指標(biāo)。即DFIN=本年直接融資額/本年間接融資額。其中，直接融資額采用各地區(qū)上市企業(yè)IPO、定量或公開增發(fā)、股票、企業(yè)債券等渠道實際募集的資金總額衡量，間接融資采用各地區(qū)金融機構(gòu)年末貸款余額的增量來衡量。

③銀行性金融機構(gòu)集聚程度（BANK）：現(xiàn)階段我國已培育形成了以五大國有商業(yè)銀行為主，其他各商業(yè)銀行共同運行的銀行性金融機構(gòu)體系。考慮到統(tǒng)計所有商業(yè)銀行的資產(chǎn)布局關(guān)系存在數(shù)據(jù)搜集上的困難，本文僅采用各地區(qū)五大國有商業(yè)銀行的資產(chǎn)總額占該地區(qū)金融機構(gòu)資產(chǎn)總額的份額來衡量，五大國有商業(yè)銀行包括工行、農(nóng)行、中行、建行和交行。

④非銀行金融機構(gòu)比重（NFIN）：采用非銀行金融機構(gòu)資產(chǎn)占金融市場全部資產(chǎn)的份額來衡量。其中，非銀行金融機構(gòu)資產(chǎn)即金融市場所有資產(chǎn)中扣除銀行金融資產(chǎn)后的剩余部分，包括股票、債券、保險、信托等金融市場上各種非銀行渠道籌集的資金總額。

⑤控制變量組（X）：主要包含投資（EST）、市場化（MAR）、貿(mào)易（TRA）和教育（EDU）四個變量。投資變量采用各地區(qū)的年末資本形成額占GDP比重來衡量；市場化變量采用各地區(qū)的市場化指數(shù)來衡量；貿(mào)易變量采用各地區(qū)的進(jìn)出口總額占GDP比重來衡量；教育變量采用各地區(qū)普通高校在校大學(xué)生數(shù)量占該地區(qū)總?cè)丝诘姆蓊~來衡量。

表1　變量指標(biāo)

2．3　數(shù)據(jù)來源

受數(shù)據(jù)搜索能力和時間的限制，本文采用2007—2016年我國31個省、直轄市和自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行實證分析。各地區(qū)的生產(chǎn)總值、資本形成額、進(jìn)出口總額和普通高校在校大學(xué)生數(shù)量、總?cè)丝诘戎笜?biāo)的數(shù)據(jù)均通過國家統(tǒng)計局網(wǎng)站獲取；金融機構(gòu)資產(chǎn)、貸款、證券市場融資額、直接融資額等指標(biāo)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和歷年的《中國金融統(tǒng)計年鑒》；市場化指數(shù)通過王小魯和樊綱編制的歷年分省份市場化指數(shù)搜集得到。

2．4　回歸方法說明

由于區(qū)域金融結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間可能存在著較強的內(nèi)生性，因此采用普通的回歸估計極有可能引起參數(shù)估計的偏差，比如普通的最小二乘法、傳統(tǒng)工具變量法等都無法很好地解決變量之間的內(nèi)生性問題。基于這種矛盾，本文采用動態(tài)廣義矩估計法對原模型進(jìn)行回歸估計。

與地區(qū)經(jīng)濟(jì)的增長速度RGDP的處理方法相似，對其他變量做一階差分處理，消除個體效應(yīng)。為消除被解釋變量滯后項與新殘差項的相關(guān)性，需預(yù)先設(shè)置工具變量，本文選擇解釋變量的一階滯后項作為工具變量。

3　實證分析

3．1　直接融資與間接融資的調(diào)和關(guān)系對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

根據(jù)模型（4），通過動態(tài)廣義矩估計法進(jìn)行回歸估計，整理結(jié)果如表2所示。

表2　動態(tài)面板廣義矩估計結(jié)果（一）

由表2的結(jié)果，AR（2）的p統(tǒng)計量均較高，表明采用動態(tài)面板廣義矩估計方法是比較穩(wěn)健的。

從全國層面直接融資與間接融資調(diào)和關(guān)系的回歸系數(shù)來看，DFIN的系數(shù)為0.292，且在1%的顯著性水平下顯著。這表明了在我國金融體系中，直接融資與間接融資比例的調(diào)和有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，直接融資的比例越高，越有利于激發(fā)經(jīng)濟(jì)增長活力。這個結(jié)果與本文的先驗預(yù)期基本保持一致。

觀察區(qū)域?qū)用娴幕貧w結(jié)果可知，東部地區(qū)DFIN的系數(shù)為0.601，且通過1%的顯著性水平；西部地區(qū)DFIN的系數(shù)為-0.103，且通過5%的顯著性水平；中部地區(qū)DFIN的系數(shù)絕對值小于0.1，且未通過顯著性檢驗。由此可以看出，直接融資與間接融資調(diào)和對經(jīng)濟(jì)增長的作用存在明顯的區(qū)域差異性。其中，東部地區(qū)直接融資對經(jīng)濟(jì)增長的刺激作用明顯，中部地區(qū)直接融資對經(jīng)濟(jì)增長的刺激作用未能有效發(fā)揮，西部地區(qū)直接融資比例的提高反而不利于經(jīng)濟(jì)增長。該結(jié)果與我國區(qū)域金融發(fā)展的差距有直接關(guān)系，東部地區(qū)市場化程度高，企業(yè)資本市場的意識較強，利用市場手段籌集資金的能力也較強，而中、西部地區(qū)直接融資規(guī)模往往較小，難以發(fā)揮出對本地經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用。統(tǒng)計顯示，2016年中、西部地區(qū)直接融資與間接融資的比例分別僅為東部地區(qū)的57%和54%。

3．2　銀行性金融機構(gòu)集聚對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

根據(jù)模型（5），通過動態(tài)廣義矩估計法進(jìn)行回歸估計，整理結(jié)果如表3所示。

表3　動態(tài)面板廣義矩估計結(jié)果（二）

從全國層面的結(jié)果來看，BANK的回歸系數(shù)為-0.033，且在5%的顯著性水平下顯著，說明我國銀行性金融機構(gòu)集聚與經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在較強的負(fù)相關(guān)性，即銀行性金融機構(gòu)的不斷集聚，不利于推動我國經(jīng)濟(jì)增長。該結(jié)果也與先驗預(yù)期基本一致。

從區(qū)域?qū)用娴慕Y(jié)果來看，東部地區(qū)BANK的系數(shù)為-0.125，且通過5%的顯著性水平；中部地區(qū)BANK的系數(shù)為0.173，且通過1%的顯著性水平；西部地區(qū)BANK的系數(shù)未通過顯著性檢驗。由此可以顯示，銀行性金融機構(gòu)集聚對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響也存在明顯的區(qū)域差異性。中部地區(qū)之所以表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)，原因在于中部地區(qū)金融體系對銀行性金融機構(gòu)存在較強的依賴性，而其他金融機構(gòu)的發(fā)展較為滯后，未能發(fā)揮出經(jīng)濟(jì)刺激效應(yīng)。但這并不意味著中部地區(qū)要大力發(fā)展銀行性金融，提高集聚度，而應(yīng)有效刺激金融多元化發(fā)展。

3．3　非銀行金融機構(gòu)比重對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

根據(jù)模型（6），通過動態(tài)廣義矩估計法進(jìn)行回歸估計，整理結(jié)果如下頁表4所示。

從全國層面的結(jié)果來看，NFIN的回歸系數(shù)為0.192，且在5%的顯著性水平下顯著，表明非銀行性金融機構(gòu)占比的提高，有利于促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展。該結(jié)果也與先驗預(yù)期保持一致。

表4　動態(tài)面板廣義矩估計結(jié)果（三）

從區(qū)域?qū)用娼Y(jié)果來看，東部地區(qū)NFIN的系數(shù)為0.446，且通過1%的顯著性水平；中部地區(qū)NFIN的系數(shù)為0.107，且通過5%的顯著性水平；西部地區(qū)NFIN的系數(shù)為0.093，且通過10%的顯著性水平。比較而言，中、西部地區(qū)非銀行金融機構(gòu)比重對經(jīng)濟(jì)增長的影響程度與東部地區(qū)相比存在較大差距，也低于全國平均水平，這與中、西部地區(qū)金融體系欠發(fā)達(dá)、金融市場相對落后有關(guān)。

3．4　金融結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

在對金融結(jié)構(gòu)三個變量單獨分析的基礎(chǔ)上，借鑒楊蕾和杜鵬（2017）[7]的做法，采用因子分析對三個變量指標(biāo)進(jìn)行綜合，得到各地區(qū)歷年的金融結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)JR（方法從略）。描述性統(tǒng)計結(jié)果如表5所示。

表5　描述性統(tǒng)計結(jié)果

以金融結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)為因變量，參照上文的方法進(jìn)行回歸估計，整理結(jié)果如表6所示。

表6　動態(tài)面板廣義矩估計結(jié)果（四）

由全國層面的回歸結(jié)果可知，金融結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)的系數(shù)為0.108，且在5%的水平顯著，表明我國金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化在整體上有利于推動我國經(jīng)濟(jì)的增長。

由區(qū)域?qū)用娴幕貧w結(jié)果可知，東部地區(qū)JR的系數(shù)為0.379，且通過1%的顯著性水平；中部地區(qū)JR的系數(shù)為0.124，且通過10%的顯著性水平；西部地區(qū)JR的系數(shù)未通過顯著性檢驗。由此也可以看出，總體上金融結(jié)構(gòu)的調(diào)整對我國經(jīng)濟(jì)增長的影響也存在明顯的區(qū)域差異性。

4　結(jié)論

本文通過面板數(shù)據(jù)的動態(tài)廣義矩估計方法，選取反映金融結(jié)構(gòu)的三個中觀視角，定量研究了金融結(jié)構(gòu)對我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。最終的研究結(jié)果總結(jié)如下：首先，總體上金融結(jié)構(gòu)的優(yōu)化對我國經(jīng)濟(jì)增長具有重要的促進(jìn)作用。其次，金融結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)的影響存在局部的結(jié)構(gòu)異質(zhì)性和區(qū)域差異性。一方面，無論是東部、中部還是西部地區(qū)，非金融機構(gòu)份額的增加都能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長；另一方面，東部地區(qū)直接融資比例的提高，有利于東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，卻不利于西部地區(qū)，銀行性金融機構(gòu)的過度集聚不利于東部，但卻利于中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

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