財政分權、地方政府行為與縣域金融發展

鄭周勝，朱萬里

(1.中國人民銀行蘭州中心支行 金融研究處，甘肅 蘭州 730000；2.蘭州財經大學 隴橋學院，甘肅 蘭州 730101)

一、引言

縣域經濟是以縣級行政區劃為地理界限，以城鎮為中心、農村為基礎，由各種經濟成分構成的區域經濟(錢水土，2006)。改革開放以后，隨著中央轉變經濟發展戰略、實施財政分權改革，縣級政府越來越注重縣域經濟與金融協調發展，積極推進縣域金融改革，打破縣金融發展滯后瓶頸，促進縣域金融資源聚集，進而促進縣域經濟快速發展。究竟財政分權激勵下地方政府行為對金融發展有哪些影響，學術界存在兩種不同觀點：一種觀點認為，政府干預金融發展是對欠發達國家或地區不成熟金融市場的糾正，可以減少市場失靈，化解信息不對策問題與降低金融運行成本，進而促進金融發展(張杰、謝曉雪，2008；徐建波、夏海勇，2014)。另一種觀點認為，政府干預金融發展會造成生產要素價格扭曲，降低資源配置效率，進而抑制金融發展(Mckinnon，1973；谷慎、鄒亞力，2012)。在縣域層面，地方政府行為對縣域金融發展是起到促進還是抑制作用是值得關注的問題。

由于國內金融市場是緊密相聯的整體，地方政府干預行為不僅影響本縣金融發展，而且還會傳導至區域內其他縣金融發展。縣域政府之間為了在GDP增長競爭中勝出，競相爭奪有利于拉動本縣經濟發展的金融資源，進而造成政府政策的空間溢出效應(馮林、劉華軍等，2016)。地方政府干預縣域金融的政策溢出效應會產生“多方共贏”、“單方掠奪”兩種效果。如果縣級政府致力于加強地區金融體制機制建設，改善地區金融生態環境，落實農村“三權”改革，增強金融市場活力，從長期來看本縣以及周邊縣金融都將從制度創新、模仿競爭中獲益，進而提升區域整體金融發展水平。當縣級政府采用擴張金融機構網點、實施稅費減免、干擾要素分配等措施吸引縣域金融資源時，這只是在短時間內抽走周邊縣域金融資源，引發縣域之間“損人利己”、“以鄰為壑”的金融競爭局面，進而降低區域整體金融發展水平。

總體而言，學術界對財政分權下地方政府行為對縣域金融發展影響的關注度不高，研究地方政府行為對周邊縣域金融發展擾動的研究成果更是寥寥可數。在財政分權激勵下地方政府行為對縣域金融發展有哪些影響？地方政府干預縣域金融發展在空間層面會產生“多方共贏”還是“單方掠奪”的效果呢？為解答上述問題，本文以甘肅省65個縣域面板數據為研究樣本，采用空間杜賓模型對財政分權激勵下地方政府行為對縣域金融發展的影響進行實證檢驗，論證政府干預縣域金融發展對本縣以及周邊縣的影響，最后得出結論與政策建議。

二、理論闡述與假說提出

改革開放以來，中央政府實施以經濟發展為中心政策，采取行政分權與財政分權相結合的一系列放權改革，建立以財政包干、財政分權為特色的經濟激勵機制，極大調動地方政府發展經濟的積極性。中央政府不僅通過行政放權賦予地方政府擁有調配社會資源的權利，解除地方無權調配資源的束縛，使其有條件“作為”，而且通過調整央地財政收支利益關系與硬化地方財政約束，激勵地方政府著力發展地方經濟，使其有動力“作為”(張晏、龔六堂，2005)。在GDP考核機制下，地方政府積極推進市場化改革、擴大稅收基礎以及增加就業機會，與周邊區域展開激烈的競爭，即“為增長而競爭”、“晉升錦標賽”(張軍，2005；周黎安，2007)。財政分權在促進中國經濟社會發展的同時，也不可避免地存在著一些消極沖擊。例如，財政分權改革引致地方政府為了促進本地GDP增長，大力投資建設回報周期短、增長見效快的基礎設施領域，忽略教育、衛生、養老、環保等民生領域建設，甚至在短視利益驅動下實施地區保護主義、分割地區市場等損人利己的經濟政策(林江、孫輝等，2011；任志成、張二震等，2014)。

由于金融是現代經濟的核心、在促進經濟發展與產業升級中扮演著重要作用，這激起地方政府干預轄區內金融機構運營或建立地方金融機構的內在動力(巴曙松、劉孝紅等，2005；紀志宏、周黎安等，2014)。在20世紀80年代，新設立的國有商業銀行管理尚不規范，貸款經營權按照省、市、縣進行分權，地方政府通過干預貸款資源分配滿足轄內企業擴大生產、穩定就業等資金需求。20世紀90年代以后，國家加強對國有商業銀行的商業化運營與風險控制，通過實施垂直化管理、上收貸款審批權等方式，在制度上強化對地方政府干預國有商業銀行的約束(姚耀軍、彭璐，2013)。當國有銀行干預路徑受到封堵后，地方政府將干預對象轉向地方性金融機構，重新開辟新的“窗口”。在20世紀80年代，各地鼓勵成立大批信用合作社，但是它們因為體制僵化、管理成本高、內控不健全很快陷入經營僵局。中央政府為化解中小金融機構風險，決定由地方財政投資入股城市合作銀行，客觀上使其在政府主導下加強對地方經濟的服務職能。目前，農村信用合作社、資金互助社等農村金融機構在地方政府的引導下，承擔著服務“三農”、普惠金融、精準扶貧等工作。

通常而言，地方政府干預金融機構的目標包括如下方面：一是發揮金融業的投資功能。金融具有資本中介功能，能夠聚集或吸引社會閑散資本，將資金富余方調劑到資金稀缺方，促進居民消費與企業擴大再生產，進而推動地方經濟增長。政府可以利用政策存款轉移、行政審批等舉措向轄內銀行施加壓力，迫使其向轄內企業或地方融資平臺增發貸款，滿足企業發展與基礎設施項目建設的貸款需求。二是填補地方政府財政收支缺口。1994年以前，中央政府的財政分權改革(如分灶吃飯、財政包干)對地方財政收支比較有利，中央拿得少、地方拿得多，地方財政收支存在較大盈余。1994年以后，中央調整央地財政分配策略，實施分稅制改革，造成地方財政收入下降的同時支出分配卻未明顯變化。隨著地方政府尤其是基層政府財政捉襟見肘、財政缺口日趨擴大，金融被視為填補財政缺口的替代來源(謝平、徐忠，2006)。在財政分權改革下地方政府行為對本縣和周邊縣金融發展產生正面影響還是負面影響，還有待實證檢驗。由此，本文提出兩個競爭性的備選研究假說：

假說1：財政分權下地方政府行為有助于本縣和周邊縣金融發展。

假說2：財政分權下地方政府行為有礙于本縣和周邊縣金融發展。

三、實證方法與變量選擇

(一)研究方法

傳統的面板計量經濟模型忽略空間效應對參數估計的影響，導致研究結果存在偏誤。現將把空間效應納入到面板模型，建立空間面板模型，具體模型為：

(1)

(2)

蘇：在我很小的時候，就見媽媽和外婆都跳沙朗舞，那時候也不知道什么是沙朗舞，反正就是跟著跳。有時候，白天跟著父母忙活路，累得不得了，晚上飯一吃，把桌子一搬，就在樓板上跳，跳得樓板都要斷了。記得那時候，跳沙朗舞就像是著了魔一樣。因為我自幼受母親蘇世珍的影響，每逢節慶與豐收的日子，便跟著母親一起在寨子里跳起歡快的沙朗舞。后來隨著沙朗舞技能的逐漸提升，名氣也越來越大，慢慢被更多的人熟知，我也曾作為沙朗舞中的領舞者，多次代表北川縣羌族同胞，到省市參加比賽和演出，就這樣一點一滴地將羌族沙朗藝術發揚光大！

空間自相關表示位置相近的區域具有相似的變量取值，如果出現“高高”“低低”組合，則為正空間相關，反之為負空間相關。關于空間面板模型的選擇，需要進行空間自相關性檢驗，常見方法為莫蘭指數檢驗(Moran’s I)：

(3)

莫蘭指數若大于0表示正相關，反之為負相關。莫蘭指數計算可用標準化統計量Z檢驗空間自相關的存在性。若變量間存在空間相關性，首先選擇空間杜賓模型，然后通過Wald統計量和LR統計量檢驗空間杜賓模型是否可以轉為空間滯后模型和空間誤差模型。若原假設H0∶θ=0、H0∶θ=ρβ均被拒絕，則應選擇空間杜賓模型；若原假設H0∶θ=0不能被拒絕，則應選擇空間自回歸模型；若原假設H0∶θ=-ρβ不能被拒絕，則應選擇空間誤差模型。通常，空間杜賓模型在分析溢出效應方面比空間自回歸模型和空間誤差模型更具優勢(Elhorst，2010；Vega和Elhorst，2015)。

(二)變量選取和數據來源

本文所選取的被解釋變量是金融發展(Fina)，用甘肅省各縣本外幣存貸款余額占甘肅省各縣GDP比重來表示，存貸款余額占比越大表明縣域經濟發展水平越高。

本文的核心解釋變量是財政分權程度和財政赤字。學界對財政分權(Decin)指標的度量方式多種多樣(Zhang和Zou，1998；Lin和Liu，2000)，在此參考劉沖、喬坤元等(2014)的做法，采用甘肅省各縣每年人均財政支出占甘肅省人均財政支出的比重來表示。財政赤字(Gap)采用甘肅省各縣人均財政支出減去人均財政收入占各縣人均GDP的比重表示。控制變量分別是人均GDP、人均工業化增加值、人均固定資產投資額。人均GDP(Pgdp)是甘肅各縣每年GDP總額除以年末人口數。人均工業增加值(Pindus)是甘肅各縣每年工業增加值除以年末人口數。人均固定資產投資額(Pinfr)是甘肅各縣每年固定資產投資額除以年末人口。通常，人均GDP、工業增加值、固定資產投資增加有助于提升本縣金融發展水平。

本文選取2000-2016年甘肅省65個縣作為樣本，數據均來源于《甘肅發展年鑒》、《甘肅縣域經濟年鑒》以及中國人民銀行蘭州中支縣域經濟金融數據庫。各變量描述性統計和變量間的散點圖分別見表1、圖1。

表1 各變量描述性統計

從圖1可以大致看出，被解釋變量與大多數解釋變量間都存在正相關關系。圖2顯示了甘肅省65個縣的金融發展隨時間的變化趨勢，除個別縣外，大多數縣域金融發展程度都會隨時間推演而不斷提高，但不同縣域之間的發展差異較大，快慢不均，需做進一步分析。

圖1 被解釋變量與解釋變量的散點圖

圖2 甘肅各縣金融發展的時間趨勢

四、模型設定與實證結果分析

(一)模型設定

本文的初始模型設定為空間杜賓模型，即：

Finait=ρWFinait+αIn+Xitβ+WXtθ+ui+γt+εit

(4)

其中，Finait為被解釋變量金融發展水平，矩陣X是包含財政分權、財政赤字、人均GDP、人均工業增加值、人均固定資產投資額等解釋變量矩陣。為了統計口徑一致，對人均GDP、人均工業增加值、人均固定資產投資額取對數。由于金融發展、財政分權、財政赤字等指標已經是相對數，不再取對數。W為空間權重矩陣，In為單位矩陣，ui、γt、εit分別表示空間效應、時間效應和隨機擾動項。

(二)空間相關性檢驗

做空間面板模型回歸分析前，需檢驗變量之間是否存在空間相關性，本文利用Stata13.1軟件，對2000-2016年各變量做莫蘭指數檢驗。從表2可以看出，所有變量在不同年份，至少在10%的顯著性水平下都通過了莫蘭檢驗，被解釋變量金融發展的莫蘭指數值分布在[0.2-0.4]的區間內，除個別年份外，莫蘭指數值有逐年增大的趨勢，表明空間相關性隨時間變化逐年增強。各個解釋變量的莫蘭指數值均為正值，這表明變量在不同區域間存在高值和高值聚集，低值和低值聚集的正空間自相關。

表2 各變量Moran’s I檢驗

表2(續)

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平下通過檢驗，括號里是莫蘭檢驗的z統計量值。該指數計算采用鄰接權重矩陣，反距離權重矩陣計算結果類似，限于篇幅未予報告，備索.

(三)空間模型形式選擇

對于面板數據，首先需檢驗模型應采用固定效應還是隨機效應。從表3可知，采用Hausman檢驗，得出Hausman統計值為57.58，在1%的顯著性水平下，拒絕模型采用隨機效應的原假設。因此，應選擇固定效應模型。在混合效應、時間固定效應、空間固定效應、時間和空間固定效應四種不同的模型類型中，LM和穩健的LM統計值較大，大多通過了顯著性檢驗，證明模型存在空間效應，應采用空間固定效應面板模型。Wald-spatial-lag和LR-spatial-lag檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，應拒絕H0∶=0的原假設，不能使用空間滯后模型。Wald-spatial-error 和 LR-spatial-error的檢驗結果表明，在1%的顯著性水平下，應拒絕H0∶=-ρβ的原假設，不能使用空間誤差模型。因此，最佳的模型為固定效應下的空間杜賓模型。

表3 模型選擇

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平下通過檢驗.

(四)回歸結果分析

由表4可知，和時間固定效應以及空間固定效應模型相比，時間和空間固定效應模型的R2、LogL最大，σ2最小，表明該模型擬合度較高，應選擇時間和空間固定效應模型。鄰接矩陣和反距離矩陣得出的結果基本相似：核心變量方面，財政分權和金融發展之間存在正相關關系，在5%的顯著性水平下，財政分權程度每提高1%，金融發展程度提高0.74-0.79%；財政赤字每增加1%，金融發展程度提高0.07-0.08%。交互項系數表明，財政分權可能導致地方財政赤字增加，強化地方政府對縣域金融干預，提升縣域金融的存貸款規模。這說明，在財政分權激勵下地方政府積極推動金融體系發展，發揮金融服務功能，推動本地經濟發展。控制變量方面，ln(Pgdp)、ln(Pindus)、ln(Pinfr)對甘肅省縣域金融發展有顯著的助推作用，表明當縣域GDP、工業增加值、固定資產投資增加時，縣域金融發展水平也會得到相應地提高。

自變量的外生交互效應方面，變量之間存在空間相關性，周邊縣財政分權程度提高不利于本縣的金融發展，周邊縣財政分權程度提高1%，本縣金融發展下降0.01-0.02%。可能的原因是，對于縣域政府而言，改善金融生態環境、改革農村產權制度不僅推進困難，而且無法短時間內促進金融發展，爭取上級金融政策傾斜、干預金融資源配置能夠快速地匯聚金融資源，促進本縣經濟發展。周邊縣財政赤字促進了本縣金融發展，周邊縣財政分權和財政赤字的交互項也能提高本縣金融發展水平。可能原因是，周邊縣財政赤字通過消費、投資等途徑形成“溢出效應”，帶動本縣經濟發展，進而反過來促進本縣金融發展。控制變量方面，周邊縣人均GDP的提高抑制本縣金融發展，表明縣域之間GDP競爭會產生“此消彼長”效果，會拉大縣域金融發展差距。周邊縣人均工業產值每增加1%，本縣金融發展程度提高0.14-0.15%，表明周邊縣工業化水平提升，有助于帶動本縣經濟金融發展。周邊縣人均固定資產投資額對本縣金融發展影響不顯著。

表4 不同空間權重矩陣下SDM回歸結果

根據LeSage和Pace(2009)研究，應依據解釋變量對被解釋變量的影響來源不同，將解釋變量的系數估計值分解為直接效應、間接效應和總效應。表5反映了臨接矩陣、反距離矩陣下SDM各變量直接效應、間接效應和總效應的結果，其回歸結果基本相似。

直接效應方面，核心變量財政分權和財政赤字都顯著提高了本縣的金融發展，交互項回歸結果表明財政分權導致的財政赤字推動了本縣的金融發展。控制變量人均GDP、人均工業增加值和人均固定資產投資額都顯著的促進了本縣金融發展水平的提高。間接效應方面，核心變量財政分權程度的提高不利于周邊縣的金融發展水平提升，這表明縣域政府之間存在激烈的競爭，積極吸引金融資源向本地匯聚，金融資源競爭給周邊縣帶來競爭壓力。此外，本縣財政赤字增加會拉動周邊縣的消費和投資水平，提高周邊縣經濟發展水平，進而提高周邊縣金融發展水平。因此，本縣財政赤字有助于提高周邊縣的金融發展水平。控制變量方面，人均GDP增加會抑制周邊縣的金融發展，人均工業增加值的提高加快了周邊縣的金融發展程度，人均固定資產投資額增加對周邊縣的金融發展程度影響不顯著。總效應方面，所有解釋變量都顯著的促進了本縣和周邊縣金融發展水平的提高。

表5 直接效應、間接效應和總效應

五、結論與政策建議

本文基于空間關聯視角，以2000-2016年甘肅省65個縣作為研究樣本，采用空間杜賓模型分析財政分權激勵下地方政府行為對縣域金融發展的影響，并進一步剖析地方政府干預金融發展行為對周邊縣的空間溢出效應。研究結果表明：(1)在財政分權激勵下地方政府行為對縣域金融發展有顯著促進作用。縣域財政分權、財政赤字、人均GDP、工業增加值、固定資產投資的提升在不同程度上促進本縣金融發展。(2)在財政分權激勵下地方政府行為存在空間溢出效應。財政分權導致本縣政府傾向于采取爭奪稀缺性資源的非合作金融干預政策，給周邊縣金融發展造成負面溢出效應；本縣財政赤字對周邊縣金融發展有促進作用；本縣人均GDP增加不利于周邊縣金融發展；本縣人均工業增加值的提高有利于周邊縣金融發展。

本文提出如下政策建議：第一，完善分權改革配套政策，加強對地方政府的政策引導，構建助推縣域金融發展的規范化管理辦法，引導地方政府致力于改善地方金融生態環境，如推進農村“三權”改革、信用鎮、信用村與信用戶以及普惠金融發展，促進縣域金融平穩可持續發展。第二，加強縣域之間對話交流與構建利益協調機制，促進縣域之間開展合作，消除“以鄰為壑”“單方掠奪”的金融政策，共同改善區域金融環境，促進本地金融機構或金融金融市場良性發展，吸引更多域外資金涌入。第三，加快推進縣域產業發展，依托本地特色與優勢，大力推進產業轉型升級，如發展現代農業、做大做強工業、培育壯大服務業等，為縣域金融發展夯實產業基礎。同時，加強縣域之間、城鄉之間的道路聯通與要素流動，促進縣域內部與縣域之間的經濟金融合作，共同提升縣域整體金融發展水平。

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