金融分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響研究

【摘" 要】論文基于2001-2018年我國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用固定效應(yīng)模型，分析金融分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是中央政府和地方政府間的金融分權(quán)，還是政府和市場(chǎng)間的金融分權(quán)，均對(duì)全要素生產(chǎn)率有顯著的促進(jìn)作用。因此，可適當(dāng)提高金融分權(quán)水平，以推進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長(zhǎng)。

【關(guān)鍵詞】金融分權(quán)；全要素生產(chǎn)率；經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量

【中圖分類號(hào)】F223；F832" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A" " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " " "【文章編號(hào)】1673-1069（2025）01-0064-03

1 引言

隨著地方金融管理制度的逐步完善，以往由中央集權(quán)控制的以金融發(fā)展、金融管理等為主要內(nèi)容的金融體制愈發(fā)凸顯出向地方分權(quán)化變遷的趨勢(shì)。而且，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新時(shí)代后，提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量也成為現(xiàn)階段的重點(diǎn)發(fā)展目標(biāo)。因此，研究金融分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，對(duì)于明確中央政府與地方政府有關(guān)金融權(quán)力的分配，提高金融資源的配置效率，從而更好地發(fā)揮地方和中央政府各自的信息優(yōu)勢(shì)，提高全要素生產(chǎn)率，推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長(zhǎng)具有一定的指導(dǎo)作用。

2 文獻(xiàn)綜述

2.1 金融分權(quán)的內(nèi)涵

洪正等[1]對(duì)金融分權(quán)進(jìn)行了比較確切的定義：為推動(dòng)一國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)，激勵(lì)地方發(fā)展經(jīng)濟(jì)，金融資源配置權(quán)和控制權(quán)在不同層級(jí)政府之間以及政府與市場(chǎng)之間進(jìn)行劃定分配的一系列顯性和隱性的制度安排。按照主體差異劃分，金融分權(quán)包含兩個(gè)層次：一是不同層級(jí)政府之間，特別是中央與地方政府之間的金融分權(quán)；二是政府與市場(chǎng)之間的金融分權(quán)。因此，本文按照這個(gè)定義將金融分權(quán)劃分為兩個(gè)層次，利用金融分權(quán)Ⅰ來(lái)表示中央政府和地方政府間的金融分權(quán)，利用金融分權(quán)Ⅱ來(lái)表示政府與市場(chǎng)間的金融分權(quán)。

2.2 全要素生產(chǎn)率的內(nèi)涵

全要素生產(chǎn)率（Total Factor Productivity，簡(jiǎn)稱TFP），通常被稱為技術(shù)進(jìn)步率，是經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的動(dòng)力之一。TFP指的是在資本、勞動(dòng)等要素不變的情況下，使得總產(chǎn)出增加的那部分生產(chǎn)率，用來(lái)衡量純技術(shù)進(jìn)步的生產(chǎn)率。

2.3 金融分權(quán)影響全要素生產(chǎn)率的相關(guān)文獻(xiàn)

一些學(xué)者認(rèn)為金融分權(quán)對(duì)TFP有促進(jìn)作用。謝宗藩等[2]認(rèn)為，在地方政府獲得金融分權(quán)后，能夠有效地影響地方銀行，增加本地區(qū)的金融貸款，從而促進(jìn)TFP提升。吳云勇等[3]認(rèn)為，全國(guó)層面金融顯性集權(quán)對(duì)整體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有正向作用，同時(shí)，金融隱性分權(quán)也會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的特定部分產(chǎn)生正向作用。李振新等[4]通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)得出，金融分權(quán)化改革的推進(jìn)能夠顯著提高地區(qū)全要素生產(chǎn)率。

還有一部分學(xué)者認(rèn)為金融分權(quán)對(duì)TFP有抑制作用。這種抑制作用來(lái)自地方政府的隱性債務(wù)，金融分權(quán)使得地方政府在年復(fù)一年的干預(yù)中逐漸形成了巨額的隱性債務(wù)，因此造成TFP增長(zhǎng)緩慢。同時(shí)，地方政府之間的競(jìng)爭(zhēng)也會(huì)抑制TFP。孫麗穎[5]指出，金融分權(quán)不利于信貸市場(chǎng)中公平競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制的構(gòu)建與運(yùn)行，企業(yè)投資效率降低；金融分權(quán)加大地方經(jīng)濟(jì)不確定性，增加企業(yè)的投資決策成本，不利于TFP提升。白積洋等[6]研究發(fā)現(xiàn)，TFP是政府債務(wù)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要渠道。

現(xiàn)有文獻(xiàn)在金融分權(quán)對(duì)TFP的影響上關(guān)注較少。因此，本文以金融分權(quán)和TFP為探究對(duì)象，將金融分權(quán)分為中央政府-地方政府（金融分權(quán)Ⅰ）、政府-市場(chǎng)（金融分權(quán)Ⅱ）兩個(gè)層次，分析二者間存在的影響機(jī)制，并進(jìn)行實(shí)證研究，以補(bǔ)充金融分權(quán)對(duì)TFP的影響研究。

3 理論分析與研究假設(shè)

3.1 金融分權(quán)Ⅰ對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制

在中央政府和地方政府的金融分權(quán)Ⅰ中，銀行系統(tǒng)是最重要的分權(quán)陣地。這是因?yàn)槲覈?guó)金融市場(chǎng)起步較晚，發(fā)展并不完善，銀行系統(tǒng)一直占據(jù)主導(dǎo)地位，因此，每一次銀行系統(tǒng)的改革，都是不同政府主體間在金融資源方面的博弈。在中央政府放松部分金融權(quán)力時(shí)，地方政府主要是通過(guò)建立地方金融機(jī)構(gòu)和干預(yù)銀行信貸投放來(lái)控制金融資源，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和TFP的提升。據(jù)此，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1a：金融分權(quán)Ⅰ促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。

3.2 金融分權(quán)Ⅱ?qū)θ厣a(chǎn)率的影響機(jī)制

金融分權(quán)Ⅱ表示的是政府和市場(chǎng)間有關(guān)金融權(quán)力的劃分，這種分權(quán)的表現(xiàn)形式就是金融市場(chǎng)化。資本市場(chǎng)的建立增加了企業(yè)融資渠道，特別是為中小企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展拓寬了融資渠道，增加了市場(chǎng)可支配的金融資源，使市場(chǎng)在金融資源分配中的地位進(jìn)一步提高，使得金融資源流向技術(shù)、效率更好更高的領(lǐng)域，有利于TFP的提高[7]。據(jù)此，本文提出如下假說(shuō)：

假說(shuō)1b：金融分權(quán)Ⅱ促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 模型設(shè)定

本文構(gòu)造個(gè)體、時(shí)間雙固定的固定效應(yīng)模型進(jìn)行研究。式（1）、式（2）分別是檢驗(yàn)金融分權(quán)Ⅰ和金融分權(quán)Ⅱ?qū)θ厣a(chǎn)率影響的基本回歸方程，具體如下：

TFP_it=α+α₁fin1_it+α₂pgdp_it+α₃city_it+α₄fed_it+α₅hum_it+λ_ｉ+η_ｔ+ε_it （1）

TFP_it=β+β₁fin2_it+β₂pgdp_it+β₃city_it+β₄fed_it+β₅hum_it+λ_ｉ+η_ｔ+ε_it （2）

式中，i表示省份；t表示年份；TFP_it表示全要素生產(chǎn)率；fin1_it表示金融分權(quán)Ⅰ水平；fin2_it表示金融分權(quán)Ⅱ水平；pgdp_it、city_it、fed_it、hum_it是本文的控制變量，分別表示人均GDP、城鎮(zhèn)化率、財(cái)政分權(quán)和人力資本質(zhì)量；λ_i表示個(gè)體固定效應(yīng)；ηt表示時(shí)間固定效應(yīng)；εit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

4.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文收集了2000-2018年中國(guó)30個(gè)省份（除臺(tái)灣、香港、澳門、西藏）的相關(guān)數(shù)據(jù)，并在此基礎(chǔ)上計(jì)算了2001-2018年中國(guó)30個(gè)省份的TFP和金融分權(quán)水平，這些原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)金融年鑒》和EPS數(shù)據(jù)庫(kù)等。

第一，被解釋變量：全要素生產(chǎn)率。本文采用DEA-Malmquist指數(shù)法測(cè)算全國(guó)30個(gè)省份的全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率tfpch。以2000年為基期，設(shè)2000年的全要素生產(chǎn)率為1，計(jì)算得到2001-2018年我國(guó)30個(gè)省份的全要素生產(chǎn)率TFP。

第二，解釋變量：金融分權(quán)Ⅰ和金融分權(quán)Ⅱ。本文使用全國(guó)各地銀行貸款占比來(lái)衡量金融分權(quán)Ⅰ，占比越大，說(shuō)明地方政府可支配的金融資源越多，金融分權(quán)Ⅰ水平越高。本文使用規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的利息支出之比來(lái)表示金融分權(quán)Ⅱ，占比越大，說(shuō)明非國(guó)有企業(yè)可利用的金融資源越多，金融分權(quán)Ⅱ水平越高。

第三，控制變量：人均GDP、城鎮(zhèn)化率、財(cái)政分權(quán)和人力資本質(zhì)量。人均GDP（pgdp），以2000年為基期，用各省實(shí)際GDP總量除以各省總?cè)藬?shù)得出各省人均GDP。城鎮(zhèn)化率（city），用各省城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎卮沓擎?zhèn)化率。財(cái)政分權(quán)（fed），用各省財(cái)政支出占全國(guó)財(cái)政支出的比值衡量財(cái)政分權(quán)。人力資本質(zhì)量（hum），用勞動(dòng)人口的平均受教育年限來(lái)衡量。平均受教育年限=（6×小學(xué)畢業(yè)人數(shù)+9×初中畢業(yè)人數(shù)+12×高中和中專畢業(yè)人數(shù)+16×大專及以上學(xué)歷畢業(yè)人數(shù)）/總勞動(dòng)人口數(shù)。

5 實(shí)證結(jié)果分析

5.1 基準(zhǔn)回歸分析

本文根據(jù)上文構(gòu)建的固定效應(yīng)回歸模型，利用Stata 15進(jìn)行實(shí)證分析，具體回歸結(jié)果如表1所示。

從實(shí)證模型的結(jié)果來(lái)看，金融分權(quán)Ⅰ和金融分權(quán)Ⅱ均與TFP顯著正相關(guān)，這說(shuō)明金融分權(quán)顯著促進(jìn)了TFP的提升。在探究金融分權(quán)的兩個(gè)層次對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響時(shí)，本文發(fā)現(xiàn)金融分權(quán)Ⅰ對(duì)TFP的促進(jìn)作用較大，金融分權(quán)Ⅱ的促進(jìn)作用較小。這是因?yàn)榈胤秸诘胤浇ㄔO(shè)中擁有信息優(yōu)勢(shì)，能夠?qū)⒔鹑谫Y源投入更適合本地的更高水平的經(jīng)濟(jì)建設(shè)中，提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，促進(jìn)TFP的提高。而市場(chǎng)雖然也會(huì)自發(fā)地將金融資源流向更高效的經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步，提高TFP水平，但同時(shí)也會(huì)在回報(bào)率的驅(qū)動(dòng)下，盲目擴(kuò)張，積累風(fēng)險(xiǎn)，從而抑制TFP。因此，金融分權(quán)Ⅰ的促進(jìn)作用比金融分權(quán)Ⅱ大。但總的來(lái)說(shuō)，金融分權(quán)Ⅰ水平和金融分權(quán)Ⅱ水平的提高，均顯著促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提升。假說(shuō)1a和假說(shuō)1b均得到驗(yàn)證。

在控制變量中，人均GDP和TFP顯著正相關(guān)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)TFP存在較大的影響。城鎮(zhèn)化率和TFP顯著負(fù)相關(guān)，表明城鎮(zhèn)化率的提高不利于TFP的提升，這可能是因?yàn)槌擎?zhèn)化過(guò)程中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展更多地依靠廉價(jià)勞動(dòng)力，而不是技術(shù)創(chuàng)新和效率提高。財(cái)政分權(quán)和TFP顯著負(fù)相關(guān)，表明財(cái)政分權(quán)抑制了TFP的提高，這可能是因?yàn)榈胤秸凇罢?jī)錦標(biāo)賽”的壓力下，比起經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，更注重與自己考核成績(jī)相關(guān)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，從而抑制了TFP。人力資本質(zhì)量和TFP顯著正相關(guān)，說(shuō)明人力資本質(zhì)量越高，技術(shù)改革、技術(shù)創(chuàng)新的能力就越強(qiáng)，從而推動(dòng)TFP的提高。

5.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的可靠性，本文采用更換解釋變量、剔除部分樣本地區(qū)兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

5.2.1 更換解釋變量

本文對(duì)解釋變量金融分權(quán)Ⅰ和金融分權(quán)Ⅱ進(jìn)行更換。金融分權(quán)Ⅰ使用各省地方金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人員總數(shù)/各省金融從業(yè)人員總數(shù)表示（fin1'），因地方金融機(jī)構(gòu)從業(yè)人員總數(shù)統(tǒng)計(jì)時(shí)間的限制，故檢驗(yàn)時(shí)間區(qū)間為2005-2018年；金融分權(quán)Ⅱ使用各省金融市場(chǎng)交易總額/各省GDP表示（fin2'），分別進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果如表2的列（3）、列（4）所示。

表2" 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

在表2的回歸結(jié)果中，全要素生產(chǎn)率與金融分權(quán)Ⅰ、金融分權(quán)Ⅱ均顯著正相關(guān)，且置信度高。在更換解釋變量后，回歸結(jié)果的影響方向與基本回歸基本一致，且均顯著，因此，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是可靠的。

5.2.2 剔除部分樣本地區(qū)

本文剔除了經(jīng)濟(jì)相對(duì)發(fā)達(dá)的北京、天津、上海、重慶和經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的內(nèi)蒙古、新疆、寧夏、廣西共計(jì)8個(gè)地區(qū)，對(duì)剩下22個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸。剔除部分樣本地區(qū)后的回歸結(jié)果如表2的列（5）、列（6）所示。

在表2的回歸結(jié)果中，全要素生產(chǎn)率和金融分權(quán)Ⅰ、金融分權(quán)Ⅱ同樣顯著正相關(guān)。在剔除部分樣本數(shù)據(jù)后，得到的回歸結(jié)果的影響方向與基本回歸基本一致，且均顯著，說(shuō)明基本回歸結(jié)果是可靠的。

6 結(jié)論與建議

本文探討了金融分權(quán)的內(nèi)涵，從理論上分析了金融分權(quán)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，并提出研究假設(shè)。本文通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金融分權(quán)Ⅰ、金融分權(quán)Ⅱ均與全要素生產(chǎn)率顯著正相關(guān)，表明金融分權(quán)能夠有效促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升，對(duì)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著作用。同時(shí)，金融分權(quán)Ⅰ的促進(jìn)作用較大，金融分權(quán)Ⅱ的促進(jìn)作用較小。

基于此，本文提出以下政策建議：第一，增加地區(qū)銀行貸款、成立地方性金融機(jī)構(gòu)以增加地方政府可利用的金融資源，提高我國(guó)各省金融分權(quán)水平；第二，改變地方政府官員考核機(jī)制，避免經(jīng)濟(jì)發(fā)展重“量”不重“質(zhì)”，將金融資源投資于注重技術(shù)創(chuàng)新、提升生產(chǎn)效率的領(lǐng)域；第三，充分發(fā)揮政府和市場(chǎng)的積極作用，強(qiáng)化區(qū)域性資本市場(chǎng)的建設(shè)，促進(jìn)發(fā)展落后地區(qū)的資金流動(dòng)，共同推進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量增長(zhǎng)。

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