金融分權對經濟增長效率的影響研究*

文/楊振鑫（華南理工大學）

一、引言

分權化改革是國家發(fā)展的必由之路。中國作為世界上最大的發(fā)展中國家，也是較早推行分權化改革的國家，其分權化改革一直備受矚目。錢穎一[1]等人于1997 年提出“中國式分權”，但僅局限于分散式的財政分權，隨著改革實踐的不斷推進，“中國式分權”逐漸發(fā)展為以財政分權和金融分權為主的經濟分權。傅勇（2007）[2]、丁騁騁（2012）[3]、劉沖（2014）[4]等學者通過實證研究，明確了經濟分權體系對中國經濟增長的貢獻。當前的研究一是集中于財政分權，忽視金融分權的影響，二則是往往聚焦于經濟增長，而未對經濟增長效率進行探討。

中共中央政治局第十三次集體學習會上，習近平總書記提出“金融活，經濟活；金融穩(wěn)，經濟穩(wěn)。經濟興，金融興；經濟強，金融強”的重要言論，明確了地方金融對地方經濟增長的影響。在經濟轉型升級的中國，基于推動地方經濟持續(xù)性增長的前提，通過金融分權制度地方資源配置效率，分別為激勵機制的改善、信息扭曲程度的降低和分權競爭導致的效率提升。

中央政府與地方政府之間為委托代理的契約關系，地方政府可視為既承當中央政府管理、發(fā)展地方經濟的代理人，又具有自身的利益追求的有限理性經濟人，因而地方政府存在公共性和自利性，中央政府需要對地方政府的選擇進行有效激勵。中央政府推行金融分權的政策，結合地方經濟環(huán)境變化及社會需求，以為地方政府提供金融管理權、控制權的方式激勵地方政府，使地方政府無論作為代理人還是有限理性經濟人時，都能以經濟最大化為目標，通過中央政府所賦予的權力，調度金融資本，提升地方資源配置效率，實現(xiàn)經濟增長效率的提升，促進地方經濟的高效發(fā)展。

中央政府與地方政府對地方經濟存在信息不對稱，中央政府雖然能夠在宏觀層面把握地方經濟增長趨勢，但地方政府得益于地理優(yōu)勢，能夠從微觀層面了解地區(qū)經濟增長的制定，使中央政府與地方政府對金融資源管理權、控制權等進行劃分，推動經濟增長效率是值得關注的重要問題。

經濟學中認為經濟增長效率的提升可以從兩個方面實現(xiàn)：一是資源配置效率的提升，如人力資本、資本要素等生產要素從低產出效率的產業(yè)向高產出效率的產業(yè)轉移，生產要素重新配置；二是技術進步實現(xiàn)的效率提升，而地方實現(xiàn)技術進步往往基于地方技術創(chuàng)新或技術引進。中央政府通過實施金融分權使地方政府獲得一定的金融資源的控制權，結合地方政府的信息優(yōu)勢，以行政手段影響地方金融機構，調整金融資源的流向，使企業(yè)獲得技術研發(fā)、技術引進資本，管理地方創(chuàng)新風險，優(yōu)化金融資源配置，從而實現(xiàn)經濟增長效率的提升。

二、金融分權對經濟增長效率的影響機理

（一）金融分權對資源配置效率影響

金融分權主要從三個方面影響現(xiàn)狀，可以借助當?shù)毓?、司法、經濟等相關機構，以及如融資擔保公司、租賃公司等地方企業(yè)，了解地方資源稟賦、經濟需求、地區(qū)優(yōu)勢等相關信息。由于存在信息不對稱，地方政府在金融資源配置上相比中央政府能夠處理得更好，因而推行金融分權，使中央政府將金融資本控制權下放至地方政府，有利于降低由于信息不對稱導致的資源配置效率下降的可能性，從而使地方經濟增長更加高效率。

由于地方政府以地方經濟增長作為重要指標衡量地方政績，地方政府之間會在重點項目投資、投資項目經濟效益上直接競爭，從而刺激地方政府對金融資源進行直接或間接的干預，獲取更多金融資產，另外，由于額外獲得的金融資源常充當“第二財政”的功能，地方政府為緩解財政收支壓力，積極干預金融領域。有限的金融資源，會引致地方政府之間在引進資源方面存在競爭，而優(yōu)化資源配置，能夠提高地方產出水平，從而在金融資源的爭奪中占據(jù)優(yōu)勢。

（二）金融分權對地方創(chuàng)新影響

促進地方技術進步的手段包括技術引進和自主創(chuàng)新。前者需要大量的資本投入，而后者則存在周期長、風險大、收益外生等特點，因而大部分地方企業(yè)難以有效進行創(chuàng)新。地方投資者由于信息不對稱，無法對地方企業(yè)創(chuàng)新活動進行評估，因而不愿將資源投放至企業(yè)創(chuàng)新中。金融分權為地方政府提供了行政干預地方國有商業(yè)銀行的權力及批準成立地方性中小金融機構、金融組織及融資平臺的權力，因而地方政府通過地方商業(yè)銀行及其他融資平臺，為地方中小企業(yè)提供創(chuàng)新資本，緩解企業(yè)創(chuàng)新融資約束、為企業(yè)承擔部分創(chuàng)新風險。因而地方企業(yè)為在市場競爭中占據(jù)優(yōu)勢，將借助地方金融資源，進行創(chuàng)新。

此外，金融分權使地方政府能夠自主從社會中籌備金融資本，豐富地方金融資源，優(yōu)化地方資本要素流動環(huán)境，減少企業(yè)創(chuàng)新阻力，提高創(chuàng)新成功可能性。

三、實證研究設計

（一）指標構建

被解釋變量：經濟增長效率TFP。現(xiàn)有文獻中對經濟增長效率的測度，可分為索洛殘差法、隨機前沿生產函數(shù)法的參數(shù)方法和DEA指數(shù)法的非參數(shù)法。由于隨機前沿生產函數(shù)法SFA 能夠考慮隨機因素影響，符合現(xiàn)實經濟狀況，因而本文采用隨機前沿生產法獲取經濟增長效率TFP。

SFA 主要用于解決n 個決策單元T 期的生產效率，每個決策單元對應多個投入及一個產出，基本模型如下：

其中yit是第i 個決策單元第t期的實際產出，xit是第i 個決策單元第t 期的要素投入，f(xit;β)則是假設的生產函數(shù)，vit為隨機因素，相互獨立且服從正態(tài)分布。μit表示技術無效率項，由δ(t)和μi組成，表示個體i 在第t 期受到的個體沖擊，根據(jù)μi服從半正態(tài)分布，截斷正態(tài)分布，指數(shù)分布可分為三種不同模型，常用半正態(tài)分布。δ(t)表示了技術效率隨時間變化的特點，TEit則反映第i 個單元在第t 期時的生產 效率。γ 表示隨機擾動項中技術無效率所占比率，其越接近于0，說明實際產出與前沿產出之間差距主要來自統(tǒng)計誤差等外部影響因素。在統(tǒng)計檢驗中，若γ=0 這一原假設被接受，則所有單元的生產點均處于生產前沿曲線，無須使用SFA 進行分析，應當直接使用OLS 估計法。

本文參考顏鵬飛、王兵（2004）[5]等人的做法，以我國各省份的GDP為產出，以資本存量和人力資本作為投入要素，計算各省份經濟增長效率。為保持統(tǒng)計口徑一致性，將1996 年后重慶數(shù)據(jù)納入四川省，同時由于西藏數(shù)據(jù)缺失嚴重，因此本文研究對象為2005 年至2017 年全國29 個省份。經濟增長效率計算中所有原始數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》，《中國省際物質資本存量估算：1952-2000》。

資本存量參考張軍[6]的做法，以永續(xù)盤存法進行測算，并將1996年后重慶數(shù)據(jù)納入四川省。人力資本參照顏鵬飛、王兵[5]的做法，以當?shù)啬昴┚蜆I(yè)人數(shù)與去年年末就業(yè)人數(shù)均值作為當年投入的人力資本。

1.主要解釋變量

洪正、胡勇鋒（2017）[7]提出金融分權按照權利爭奪主體的差異可劃分為以中央與地方政府之間的金融分權Ⅰ，地方政府向民間的金融分權Ⅱ。參考何德旭、苗文龍等人[8]研究，以各省份大型商業(yè)銀行資產占全國大型商業(yè)銀行資產比重FIN1 衡量金融分權Ⅰ。地方政府從中央獲得更多的大型商業(yè)銀行資產，地方政府所能支配的金融資源越多，金融分權Ⅰ越顯著。參考陳寶東等人[9]研究，以地方性金融機構從業(yè)人數(shù)與地區(qū)所有金融機構從業(yè)人數(shù)比值FIN2，刻畫地方政府對地方金融資源的控制程度，衡量金融分權Ⅱ。FIN2 越大，地方政府對地方金融干預能力越強，地方政府向民間分權越小，金融分權Ⅱ越小。

2.控制變量

財政分權（FIS）：財政分權作為經濟分權的重要組成部分，對中國經濟發(fā)展的影響顯著。本文參考陳寶東、鄧曉蘭等人[9]研究，以地方財政自由度，即地方政府財政收入與地方財政支出比值度量財政分權。

產業(yè)結構（IND）：用地方第三產業(yè)生產總值與地方生產總值比值度量產業(yè)結構對地方經濟增長效率的影響。隨著第三產業(yè)的發(fā)展，地方經濟增長效率逐步上升。

受教育水平（EDU）：參考賈俊雪（2008）等人[10]研究，以中學以上的在校學生人數(shù)與勞動力總值比值度量，以衡量受教育水平對地方經濟增長效率的影響。

貿易依存度（OPEN）：參考何楓（2004）等人[11]研究，以進出口貿易總額與地方生產總值比值度量，衡量貿易依存度對經濟增長效率的影響。

上述主要解釋變量數(shù)據(jù)來源于各省份金融運行報告，其中對于部分丟失數(shù)據(jù)采用移動平均法填充，控制變量數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計局，并將1996 年后重慶市數(shù)據(jù)歸于四川省，數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結果如表1。

表1 相關指標描述性統(tǒng)計結果

（二）模型選擇與設定

在構建空間計量模型前，需要構建合適的空間權重矩陣，本文參考范巧等人[12]構建基于Geary’s C指數(shù)的時空權重矩陣。空間權重矩陣其中gdpi表示第i 個地區(qū)的樣本期內人均gdp，時間權重矩陣形式如下：

其中ci為i 時期Moran’sI指數(shù)。將標準化后的時間權重矩陣和標準化后的空間權重矩陣進行克羅內克積，獲得時空權重矩陣。

為驗證經濟增長效率存在空間相關性，選擇空間自相關系數(shù)Moran’sI進行檢驗，表達式為：

其中xi表示樣本的觀測值,為樣本1 觀測值均值，wij為空間權重矩陣元素，n為樣本數(shù)。當其中Moran’sI指數(shù)大于0 時，說明經濟增長效率存在空間正向相關性，當指數(shù)小于0 時，說明經濟增長效率存在空間負相關性。

當變量存在顯著空間關系時，需要引入空間計量模型進行研究。常見的空間計量模型要包括空間滯后模型、空間誤差模型、空間杜賓模型，具體形式如下：

空間滯后模型SLM:

空間誤差模型SEM：

空間杜賓模型SDM：

其中W為空間權重矩陣，ρ、β、λ、γ分別為被解釋變量空間滯后項、解釋變量、空間相關誤差、解釋變量空間滯后項系數(shù)，為服從正態(tài)分布殘差項，Wy為被解釋變量空間滯后項，Wμ為誤差空間滯后項，Wx為解釋變量空間滯后項。

為了選擇合適的空間計量模型，需通過LM 檢驗、穩(wěn)健性LM檢驗、Hausman 檢驗。當LM lag 檢驗比LM error 檢驗顯著時，則選擇空間滯后模型，當LM error 檢驗比LM lag 檢驗顯著時，則選擇空間誤差模型。

四、實證結果

（一）空間相關性檢驗

借助stata16 計算2005-2017 年中國經濟增長效率Moran’sI值，結果見表2。由表2 可知，2005-2017年各省份經濟增長效率的Moran’sI指數(shù)介于0.2-0.3，且均在5%的水平下顯著，表明經濟增長效率存在顯著的空間正相關關系，高經濟增長效率的地區(qū)與高經濟增長效率的地區(qū)相鄰，低經濟增長效率地區(qū)與低經濟增長效率地區(qū)相鄰。

表2 2005-2017 年經濟增長效率值

（二）實證結果及分析

借助Matlab2018a，通過LM 檢驗、穩(wěn)健性LM 檢驗，檢驗結果見表3，LM error 檢驗，LM lag 檢驗，穩(wěn)健性LM 檢驗均通過1%的顯著性水平檢驗。結合LM 檢驗與穩(wěn)健性LM 檢驗結果，本文最終選取空間杜賓模型進行實證研究，估計結果如表4 所示。

表3 空間依賴性檢驗結果

表4 經濟增長效率SDM 估計結果

實證結果表明，F(xiàn)IN1 對經濟增長效率呈現(xiàn)促進作用，F(xiàn)IN2 對經濟增長效率呈現(xiàn)抑制作用，相關系數(shù)分別為2.088，-0.278，且均在1%水平下顯著。FIN1 反映的是地方政府從中央處獲取的金融資源，地方政府從中央獲取到更多的金融資源，能夠結合地方經濟發(fā)展現(xiàn)狀進行金融資源配置，推動經濟高質量增長，因而金融分權Ⅰ對經濟增長效率呈促進作用。FIN2 反映地方政府對地方金融控制能力，地方政府對金融資源控制能力越大，市場作用空間越小，資源配置易錯位，因而當FIN2 下降，地方政府與市場之間的金融分權Ⅱ上升，市場發(fā)揮更多作用，經濟增長效率上升。因此，金融分權對經濟增長效率的影響符合預期。

控制變量中，財政分權、受教育水平均在1%水平下顯著，對經濟增長效率存在促進作用，貿易依存度在1%水平下顯著，對經濟增長效率存在抑制作用。

五、結論與政策啟示

本文選取空間杜賓模型，利用中國29 個省份2005 年至2017 年的面板數(shù)據(jù)，測度了中國經濟增長效率，并在此基礎上分析中國式金融分權對經濟增長效率的影響，結果表明：（1）各省份經濟增長效率存在顯著的空間依賴性，經濟增長效率高的地區(qū)與經濟增長效率高的地區(qū)聚集，經濟增長效率低的與經濟增長效率低的地區(qū)聚集；（2）中央對地方政府的分權行為，能夠促進地方經濟增長效率的提升。地方政府獲得金融資源后，結合地方發(fā)展需求，合理分配金融資源，從而促進效率提升；（3）地方政府對市場的分權行為，對地方經濟增長效率存在促進作用。市場在金融資源配置中發(fā)揮的作用越大，金融資源配置錯位的情況越小，資源利用率越高，經濟增資效率越高。

基于以上結論，中國經濟增長效率存在空間差異、金融分權對經濟增長呈現(xiàn)促進作用是客觀存在的，因此這對中國式金融分權提供了一定的參考價值：（1）中央對地方金融風險有效管控的前提下，結合地方需求下放金融權利，使地方政府積極發(fā)揮作用；（2）地方政府對金融資源的干預應逐步減少，促進地方市場發(fā)揮金融資源配置的主要作用，推動經濟高質量增長。