金融結構與經濟高質量發展

劉智勇，儲燕焰

(南京審計大學 經濟學院，江蘇 南京211815)

一、引言

十九大報告指出，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。由于一國的金融發展與經濟增長密切相關(Goldsmith[1]，1969)，因此經濟高質量發展也必然要求有相應的現代金融體系與之契合。在我國經濟快速發展的過程中，金融結構也經歷了巨大變化。從經濟體系中流動的金融資產比例來看，2000—2016年間，銀行存貸款占總金融資產的比重呈波動下降趨勢，由67.6%降至51.4%，而股票市場交易總額占總金融資產的比重則呈波動上升趨勢，從32.4%增加到48.6%。那么，金融結構的這種變化對經濟發展質量的影響怎樣？另一方面，金融結構與金融中介(銀行)及金融市場(股票市場)發展水平密切相關。十九大報告提出“深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟能力，提高直接融資比重”。2019年政府工作報告也強調“改革優化金融體系結構，發展民營銀行和社區銀行……提高直接融資特別是股權融資比重”。那么，金融中介和金融市場發展水平是否對金融結構的作用發揮具有調節效應？本文旨在通過研究金融結構與經濟高質量發展之間的關系來解答上述兩個重要問題。

理論上，依據儲戶和企業對金融中介和資本市場的依賴程度(Fohlin[2]，2012)，可以將金融體系分為市場主導型和銀行主導型。對于究竟是市場主導型金融結構還是銀行主導型金融結構更有利于經濟增長，已有實證研究的結論并不一致。Levine[3](2002)的研究表明銀行和金融市場對經濟增長的影響沒有明顯區別。Allen[4]等(2017)的研究則顯示，發達國家傳統銀行對經濟發展的貢獻效應呈下降趨勢，而金融市場更能展現其優勢。張成思、劉貫春[5](2015)、Liu和Zhang[6](2018)、楊俊、李之民[7](2015)的研究也支持市場主導型金融結構有利于經濟增長(質量)的結論。陳雨露、馬勇[8](2009)、Baum[9]等(2011)、Ujunwa[10]等(2012)等的研究則得出銀行主導型金融結構更有利于經濟長期增長的結論。其他一些學者則發現金融結構(銀行結構、融資結構)只有和經濟結構的內容和要求相匹配時，才會有利于經濟的發展和增長(林毅夫[11]等，2009)；發達國家的銀行和股票市場與經濟增長之間存在著顯著的相關關系,但二者對經濟增長的影響系數非常小，發展中國家的銀行和股票市場與經濟增長之間存在著顯著的正相關關系,且銀行發展對經濟增長的促進作用要大于股票市場發展(李懷、韓瑞[12]，2009)。

綜上所述，關于金融結構與經濟增長關系的現有研究主要采用實證檢驗來判別何種金融結構更有利于經濟增長，這為本文研究提供了方法論基礎，但是其不足之處在于：第一，尚未結合經濟高質量發展的具體要求，從理論上分析金融結構對經濟高質量發展的影響；第二，基本上沒有研究金融中介和金融市場發展水平對金融結構作用發揮的調節效應，而這是分析應如何調整金融結構的重要途徑。鑒于此，本文首先從理論上闡述金融結構對經濟高質量發展的影響，然后基于中國省際面板數據就二者的關系進行實證檢驗，可能的貢獻在于：其一，結合經濟高質量發展的要求，從理論上分析了金融結構通過資本配置效率、技術創新和產業結構對經濟高質量發展的影響；其二，在實證檢驗金融結構對經濟發展質量的影響時，引入了金融中介和金融市場對金融結構作用發揮的調節效應分析，這有助于把握調整金融結構的具體路徑。

二、理論分析

由高速增長轉向高質量發展，是進入新時代后我國經濟發展的突出階段性特征。要推動經濟高質量發展，必須堅持質量第一、效益優先，應切實轉變發展方式，轉換發展動力，優化經濟結構。具體來說，就是要提升資本等要素的配置效率，實現經濟增長方式由粗放型向集約型轉變，要使創新成為經濟發展的主要動力，不斷提高全要素生產率，應大力推動產業結構優化升級。由于金融結構(金融市場和銀行部門的相對規模)對資本配置效率、技術創新和產業結構具有至關重要的影響，因此金融結構對經濟高質量發展的影響主要體現在以下三個方面。

其一，金融結構通過資本配置效率影響經濟高質量發展。金融結構變化會影響居民和企業的儲蓄和投資行為，從而影響資本配置效率和經濟高質量發展。① 促進儲蓄向生產性投資轉化。在經濟系統內，儲蓄能夠形成資本，高儲蓄率有利于資本積累，但單純追求高儲蓄率會影響資本的有效配置。徐麗芳[13]等(2017)認為金融發展與國民儲蓄率之間是“倒U”型的關系。在金融市場發展的初級階段，隨著金融行業的發展，儲蓄率會上升；當金融市場發展到一定階段，融資約束放寬，居民和企業投資有了更多的選擇，儲蓄率就會處于下降趨勢。我國存在過度儲蓄現象，大量存款并未有效地轉化為投資。近幾年，我國國民儲蓄率下降明顯，這與金融市場的發展有關。事實上，隨著金融市場改革的推進和金融市場的進一步發展，家庭和企業的融資約束逐漸放松，企業的融資渠道進一步暢通，這有利于促進大量過度儲蓄轉化成生產性投資，使資金盡可能向高收益率的行業流動。② 提高資金配置效率。資金配置效率可從融資效率和資金監管效率兩個方面進行衡量。融資效率受到融資成本、時效、融資主體自由度、資金利用率等因素的影響。由于市場化運作是金融體系發揮功能的重要前提，如果不按市場化方式配置資金，那么資金很可能流向效率不高的部門或產業。雖然我國一直以間接融資為主，但間接融資效率并不高(劉偉、王汝芳[14]，2006)。隨著金融市場的發展和完善，一方面融資的中介成本和交易成本逐步降低，資金供求雙方更加緊密的聯系也有利于資金被更快和更加合理地配置并提高使用效益；另一方面信息披露和公司監管等方面工作不斷加強，這都有助于提高直接融資的效率和資金的總體配置效率。

其二，金融結構通過技術創新影響經濟高質量發展。在現代經濟發展中，技術創新越來越被各國重視，我國也致力于實施創新驅動戰略，大力提高自主創新能力，以推動經濟高質量發展。企業在產品創新升級上需要加大研發力度，而研發資金和固定資產投資的增加都需要外部融資的支持，因此融資渠道會影響企業的技術創新升級。技術創新具有高風險、高成本特征，銀行因為高標準的監管，對不確定性較高的研發創新活動審查效率低，企業往往很難及時地從銀行獲得所需資金；但金融市場能提供比銀行更完備的風險管理，對風險產業接受度更高，而且金融市場也傾向于投資多樣化的產業。因此，相比于銀行，金融市場具有更強的創新推動作用(龔強[15]等，2014)。而且，隨著自主創新能力的不斷增強，一國或地區的技術與世界技術前沿的差距趨于縮小，具有更大不確定性的原始技術創新活動越加重要，金融市場發展對其技術創新的重要性也就愈益凸顯。

其三，金融結構通過產業結構影響經濟高質量發展。新興產業尤其是戰略性新興產業發展是推動經濟高質量發展的重要動能，金融結構變化能夠通過將落后產業的資金向新興產業配置來推動產業結構升級。相對于傳統產業，新興產業具有技術知識密集、存在大量不確定性等特點，代表了新一輪科技革命和產業變革的方向，其發展有賴于大量的資金投入以開展研發創新等活動，這往往超出了企業自有資金范圍，迫切需要外部融資支持。由于新興產業發展過程呈現出投資的長期性和不確定性特征，銀行受制于風險管控等約束，只能為新興產業的發展提供有限的融資支持。而金融市場因具有投融資雙方“風險共擔、利潤共享”、定價市場化、服務多層次等機制特點和優勢，能夠為依賴長期投資且不確定性較高的新興產業的發展提供更加有力的融資支持。因此，金融市場發展對推動新興產業發展和產業結構升級至關重要。

三、模型設定、變量和數據來源

(一)模型設定

為了實證檢驗金融結構對經濟發展質量的綜合影響①，基于陳詩一、陳登科[16](2018)的研究，本文構建如下基準回歸模型：

(1)

其中：pgdp為實際人均GDP(2000年不變價)，用以衡量各地區經濟發展質量(陳詩一、陳登科，2018)；fs代表金融結構，fs2為金融結構的二次項；Z為一系列影響經濟發展的控制變量；εit是誤差項；i表示地區，t表示年份。

金融結構與金融中介和金融市場發展水平密切相關，那么金融中介和金融發展水平對金融結構的作用發揮具有什么樣的調節效應？為了探討這一問題，本文在式(1)的基礎上引入金融中介及金融市場發展水平與金融結構的交互項，得到以下計量模型②：

(2)

其中，bank代表金融中介發展水平；market表示金融市場發展水平；其他變量與式(1)相同。εit是誤差項；i表示地區，t表示年份。

(二)變量和數據來源

構建規范、嚴謹的金融結構指標是研究金融結構與經濟發展質量關系的重要前提。在眾多有關金融結構的文獻中，李健、賈玉革[17](2005)構建了系統的金融結構指標體系，分別從微觀、中觀和宏觀層面的多個角度對金融結構進行考察③。林毅夫[18]等(2003)采用Maksimovic[19](2000)的方法，將金融結構定義為股市交易總量與銀行向私人部門的貸款額之比，張成思、劉貫春(2015)、尹雷[20](2014)、姚耀軍、李明珠[21](2013)等也采用了類似做法。楊子榮、張鵬楊[22](2018)、譚小芬[23]等(2019)借鑒Levine(2002)的思想，分別從銀行和股票市場的規模、活躍度、效率這三個維度對金融結構進行了衡量。基于數據的可獲得性，本文將我國滬深股票市場交易總額與銀行貸款余額的比值作為金融結構(fs)的測度指標，由于銀行貸款和股票交易額代表了金融資金的流動，因此這一指標能更好地反映這兩種融資方式的活躍度(林毅夫等，2003)。fs數值越大，表明金融體系越偏向金融市場。

對于金融中介發展水平和金融市場發展水平，分別使用銀行存貸款余額占GDP的比重、股票市場交易總額占GDP的比重表征。為了緩解遺漏變量偏誤，本文在模型中引入了一系列對經濟發展有重要影響的控制變量，具體包括：投資率(inv)，采用資本形成總額占GDP的比重表示；通貨膨脹率(inf)，采用居民消費價格指數增長率衡量；就業水平(emp)，選取就業人員數；教育水平(edu)，使用6歲及以上人口的平均受教育年限來度量。計算人均受教育年限時，小學、初中、高中(含中專)、大專以上受教育程度人口的受教育年限依次設為6年、9年、12年、16年；政府規模(gov)，采用財政支出占GDP的比重表示。

股票市場交易總額、銀行存貸款余額數據來源于wind數據庫；人均GDP、GDP、人均GDP指數、GDP指數、資本形成總額、居民消費價格指數、就業人員數、6歲及以上人口各級教育程度人口比重數據來源于《中國統計年鑒》。表1列出了各變量的統計描述。

表1 變量統計描述

四、實證結果分析

為減少模型的內生性偏誤，沿襲張軍、金煜[24](2005)等的做法，本文將模型中隨時間變化的解釋變量取滯后一期后進行回歸。固定效應檢驗結果顯示，存在地區固定效應，因此使用固定效應模型。首先，基于全國樣本數據估計式(1)和式(2)，分析金融結構對經濟發展質量的影響，估計結果報告在表2中。

表2第(1)列和第(2)列報告了式(1)的估計結果。第(1)列中金融結構fs的系數顯著為正，表明金融結構與經濟發展質量是正相關關系。為了驗證金融結構與經濟發展質量之間是否存在非線性關系，在第(2)列中加入了金融結構的平方項fs2，結果顯示fs2的估計系數顯著為負，同時fs的估計系數依舊顯著為正，表明從全國來看，金融結構與經濟發展質量之間是非線性的倒“U”型關系。由于我國當前金融結構水平基本處于倒“U”型曲線頂點對應的金融結構水平的左邊(我國當前金融結構的平均值為1.26，倒“U”型曲線頂點對應的金融結構值為9.5)，因此應繼續提高金融結構水平，以促進經濟高質量發展。

表2金融結構對經濟發展質量的影響(全國)

解釋變量(1)(2)(3)ln(pgdpit)fsit-10.047???(0.010)0.095???(0.012)0.139???(0.025)fsit-12-0.005???(0.001)-0.021???(0.008)fsit-1?bankit-1-0.005(0.005)fsit-1?marketit-10.008??(0.004)

續表

解釋變量(1)(2)(3)ln(pgdpit)govit-1-1.606???(0.457)-1.535???(0.437)-1.585???(0.446)invit-11.103???(0.098)1.047???(0.095)1.042???(0.097)infit-10.984???(0.321)0.848???(0.317)0.781??(0.319)ln(eduit-1)3.800???(0.179)3.776???(0.173)3.800???(0.172)ln(empit-1)0.539???(0.097)0.526???(0.094)0.479???(0.099)常數項-2.546???(0.508)-2.418???(0.499)-2.151???(0.536)省虛擬變量是是是固定效應檢驗F值(P)53.99[0.0000]56.76[0.0000]56.67[0.0000]調整的R20.94650.94970.9502樣本數480480480

注：圓括號內為穩健標準誤；方括號內為相應檢驗的P值；固定效應檢驗用于檢驗是否存在地區固定效應；“*”“**”“***”分別表示在10%、5%、1%水平上顯著

表2第(3)列為式(2)的估計結果，fs的系數顯著為正，fs2的系數顯著為負，同樣證實了金融結構和經濟發展質量之間的倒“U”型關系和現階段提高金融結構水平有利于提升經濟發展質量這一結論。如前文所述，為了分析金融中介發展水平和金融市場發展水平對金融結構與經濟發展質量之間關系的調節效應，我們在式(1)的基礎上加入金融中介機構發展水平(bank)和金融市場發展水平(market)與金融結構(fs)的交互項，從估計結果看，fs*bank的系數不顯著但為負，fs*market的系數則在5%的水平上顯著為正，表明金融市場發展水平對金融結構的作用發揮具有顯著的正向調節效應，而金融中介發展水平的調節效應雖然不顯著但是為負。因此，當前應主要通過發展金融市場來提升金融結構水平，并借此強化金融結構對經濟發展質量的促進作用，而金融中介發展的重點應放在提升服務質量上。這從一定程度上為當前我國防范系統性金融風險，促進股市健康發展，提高直接融資比重的決策提供了實證支持。

其他控制變量的估計系數在5%的水平上顯著，就業水平、教育水平、投資率與經濟發展質量都顯著正相關，與預期一致。我國的通貨膨脹率對經濟增長具有顯著的正影響，即經濟中存在“托賓效應”，雖然通貨膨脹會引起經濟的波動，但一定范圍內的通貨膨脹在短期內會促進經濟發展。政府規模的擴大與經濟發展是負相關，這是由政府消費對消費結構、生產結構的不協調影響所致。

其次，基于東中西三大地區樣本數據估計式(1)和式(2)，以分析金融結構對經濟發展質量影響的地區差異。基于全國樣本數據的實證分析表明，金融中介和金融市場發展水平不同會影響金融結構，進而影響經濟發展質量。我國區域間金融發展水平存在較大差異，東部地區金融中介和金融市場發展水平均較高，而且近年來金融市場發展水平提升很快，開始超過金融中介發展水平；中西部地區尤其是西部地區金融中介和金融市場發展水平則相對較低，而且金融中介發展水平高于金融市場發展水平。因此，有必要進一步分東中西三大地區探討金融結構與經濟發展質量之間的關系。表3列出了按東部、中部、西部地區分別對式(1)和式(2)進行估計的結果。

從表3可以發現，東部地區金融結構(fs)的估計系數始終為正，金融結構二次項(fs2)的估計系數始終為負，且均在1%的水平上顯著[見第(1)～(3)列]，表明東部地區金融結構與經濟發展質量之間是倒“U”型的非線性關系，且金融結構處在能促進經濟發展質量提高的區間。從第(3)列的估計結果可知，fs*bank的估計系數顯著為負，fs*market的估計系數顯著為正，表明雖然東部地區金融結構的提高對經濟發展質量提高起到正向促進效應，但是金融中介發展水平的提高削弱了金融結構的正向促進效應，而金融市場的發展水平的提高加強了金融結構的正向促進效應。這表明我國東部地區以銀行為代表的金融中介機構的發展處于相對飽和狀態，金融市場的發展更能推動經濟高質量發展。

對于中部地區而言，fs的估計系數始終顯著為正，fs2的估計系數不顯著[見第(4)～(6)列]，表明中部地區金融結構與經濟發展質量之間不存在顯著的非線性關系，但是金融結構能顯著地提升經濟發展質量。在第(6)列中，盡管fs2、fs*bank、fs*market的系數不顯著，但是對fs、fs2、fs*bank、fs*market的系數進行聯合F檢驗，結果表明它們對經濟發展質量的影響在1%的置信水平下是顯著的，fs*bank的系數為負，fs*market的系數為正，表明中部地區應主要通過金融市場發展來強化金融結構對經濟發展質量的正向效應。

從西部地區估計結果來看，第(7)、第(8)列中fs的估計系數顯著為正，fs2的系數顯著為負；第(9)列fs的系數為正，fs2的系數為負，fs*bank、fs*market的系數也都為正，但是都不顯著，對它們的系數進行聯合F檢驗，結果顯示它們在1%的置信水平下還是顯著的。這表明金融結構對西部地區經濟發展質量具有一定的促進作用，事實上，西部地區的金融發展水平大大低于中西部地區，這在很大程度上限制了金融結構的作用發揮。從fs*bank和fs*market的估計系數看，二者均為正，但前者小于后者，表明西部地區應通過金融市場比金融中介更快的發展來增強金融結構對經濟發展質量的正向效應。

表3 金融結構對經濟發展質量的影響(東中西部地區)

注：圓括號內為穩健標準誤；方括號內為相應檢驗的P值；固定效應檢驗用于檢驗是否存在地區固定效應；“*”“**”“***”分別表示在10%、5%、1%水平上顯著

從各地區控制變量的估計系數可知：物質資本和人力資本是各地區經濟發展質量的重要影響因素；政府規模與經濟發展質量總體上顯著負相關；東部地區通貨膨脹率的影響顯著為正，表明東部地區經濟存在更為明顯的“托賓效應”；相對于西部地區，東中部地區就業水平的正向效應更為明顯。

五、結論與政策建議

我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，而經濟高質量發展離不開相應的金融體系與之契合。鑒于此，本文就金融結構與經濟發展質量之間的關系進行了理論分析與實證研究。理論分析表明，金融結構能夠通過資本配置效率、技術創新和產業結構影響經濟高質量發展。采用股票市場交易總額與銀行貸款余額的比值作為金融結構的測度指標，基于30個省份2000—2016年面板數據的實證研究顯示：① 從全國總體來看，金融結構與經濟發展質量之間是倒“U”型非線性關系，當前的金融結構能夠顯著地提升經濟發展質量，即金融市場在金融體系中相對重要性的上升有利于經濟發展質量的提升。金融中介發展水平對金融結構作用發揮的調節效應雖不顯著但為負，而金融市場發展水平的調節效應顯著為正。② 從東中西三大地區來看，金融結構與經濟發展質量之間的關系存在顯著的地區差異。東部地區金融結構與經濟發展質量之間是倒“U”型的非線性關系：金融結構水平的提高對經濟發展質量提高起到正向促進效應；但是金融中介發展水平的提高削弱了金融結構的正向促進效應，而金融市場發展水平的提高則強化了金融結構的正向促進效應。中部地區金融結構與經濟發展質量之間不存在顯著的非線性關系；但是金融結構能顯著地提升經濟發展質量。金融中介發展水平對金融結構作用發揮的調節效應為負，金融市場發展水平的調節效應為正。金融結構對西部地區經濟發展質量具有一定的促進作用。金融中介和金融市場發展水平對金融結構作用發揮的調節效應均為正。據此，為了推動我國經濟高質量發展，本文提出如下政策建議：

第一，深化金融市場改革，大力推動金融市場發展，提升直接融資比重。本文實證研究結果表明，當前的金融結構對經濟發展質量具有顯著的正效應，金融市場發展水平能夠強化這種正效應，而金融中介發展水平的調節效應雖不顯著但為負。因此，應在提升金融中介服務質量的基礎上，通過大力發展金融市場來提升金融結構水平，并借此強化金融結構對經濟發展質量的促進作用。為此，需要放松金融市場管制，減少公司上市的行政性選擇行為，并構建完善、有效的資本市場體系，同時應加快制定和完善金融監管法律法規，提高金融監管效率，促進金融市場健康發展。

第二，各地區應采取差異化調整路徑來提升金融結構水平。本文實證研究結果顯示，金融結構與經濟發展質量之間的關系存在顯著的地區差異。因此，各地區只有采用差異化金融結構調整路徑，才能助推經濟高質量發展。具體來說，由于東中部地區金融中介發展水平對金融結構作用發揮的調節效應為負，東中部地區應在注重提升金融中介服務質量的基礎上，通過大力促進金融市場發展來提升金融結構水平，并借此強化金融結構對經濟發展質量的正向效應。而對于金融市場和金融中介發展水平均較低的西部地區，應通過金融市場比金融中介更快的發展來提升金融結構水平，以增強金融結構對經濟發展質量的促進作用。

注 釋：

① 金融結構能夠通過資本配置效率、技術創新和產業結構影響經濟高質量發展，但金融結構變化通常指金融市場和銀行部門相對規模的變化，因此其綜合影響需要通過實證來檢驗。

② 式(1)雖然可以分析金融結構fs對經濟發展質量的影響，但不能明確金融結構的調整路徑。比如，將fs定義為股票市場交易總額與銀行貸款余額之比，當fs系數為正時，fs增大能夠提升經濟發展質量。但fs增大，既可以是股票市場交易總額增大，銀行貸款余額減小，即金融市場發展水平提高，金融中介發展水平下降所致，也可以是金融市場發展水平和金融中介發展水平同時提高，但前者提高更快所致，因此有必要引入交互項。

③ 該金融結構指標體系包括：①金融產業結構，分別構建了銀行業、證券業、保險業的市場份額結構、所有制結構、區域結構、業務結構以及收入結構；②金融市場結構，主要包括貨幣市場結構和資本市場結構；③金融資產結構，即貨幣結構和非貨幣性資產結構；④融資結構，分別構建了企業、政府和居民這三個部門的直接融資結構和間接融資結構；⑤金融開放結構，即外資和國內在金融機構數、各項金融資產總額、融資額等方面的比例。在實證分析中，許多學者構建的金融結構指標屬于融資結構中的企業融資這一項。