金融分权对全要素生产率的影响研究

【摘"要】论文基于2001-2018年我国省级面板数据，运用固定效应模型，分析金融分权对全要素生产率的影响。研究发现，无论是中央政府和地方政府间的金融分权，还是政府和市场间的金融分权，均对全要素生产率有显著的促进作用。因此，可适当提高金融分权水平，以推进我国经济的高质量增长。【关键词】金融分权；全要素生产率；经济发展质量1引言随着地方金融管理制度的逐步完善，以往由中央集权控制的以金融发展、金融管理等为主要内容的金融体制愈发凸显出向地方分权化变迁的趋势。而且，在我国经济发展进入新时代后，提高经济增长质量也成为现阶段的重点发展目标。因此，研究金融分权对全要素生产率的影响，对于明确中央政府与地方政府有关金融权力的分配，提高金融资源的配置效率，从而更好地发挥地方和中央政府各自的信息优势，提高全要素生产率，推动中国经济的高质量增长具有一定的指导作用。2文献综述2.1金融分权的内涵洪正等[1]对金融分权进行了比较确切的定义：为推动一国经济长期增长，激励地方发展经济，金融资源配置权和控制权在不同层级政府之间以及政府与市场之间进行划定分配的一系列显性和隐性的制度安排。按照主体差异划分，金融分权包含两个层次：一是不同层级政府之间，特别是中央与地方政府之间的金融分权；二是政府与市场之间的金融分权。因此，本文按照这个定义将金融分权划分为两个层次，利用金融分权Ⅰ来表示中央政府和地方政府间的金融分权，利用金融分权Ⅱ来表示政府与市场间的金融分权。2.2全要素生产率的内涵全要素生产率（TotalFactorProductivity，简称TFP），通常被称为技术进步率，是经济持续发展的动力之一。TFP指的是在资本、劳动等要素不变的情况下，使得总产出增加的那部分生产率，用来衡量纯技术进步的生产率。2.3金融分权影响全要素生产率的相关文献一些学者认为金融分权对TFP有促进作用。谢宗藩等[2]认为，在地方政府获得金融分权后，能够有效地影响地方银行，增加本地区的金融贷款，从而促进TFP提升。吴云勇等[3]认为，全国层面金融显性集权对整体经济高质量发展具有正向作用，同时，金融隐性分权也会对经济高质量发展的特定部分产生正向作用。李振新等[4]通过实证检验得出，金融分权化改革的推进能够显著提高地区全要素生产率。还有一部分学者认为金融分权对TFP有抑制作用。这种抑制作用来自地方政府的隐性债务，金融分权使得地方政府在年复一年的干预中逐渐形成了巨额的隐性债务，因此造成TFP增长缓慢。同时，地方政府之间的竞争也会抑制TFP。孙丽颖[5]指出，金融分权不利于信贷市场中公平竞争机制的构建与运行，企业投资效率降低；金融分权加大地方经济不确定性，增加企业的投资决策成本，不利于TFP提升。白积洋等[6]研究发现，TFP是政府债务影响经济增长的重要渠道。现有文献在金融分权对TFP的影响上关注较少。因此，本文以金融分权和TFP为探究对象，将金融分权分为中央政府-地方政府（金融分权Ⅰ）、政府-市场（金融分权Ⅱ）两个层次，分析二者间存在的影响机制，并进行实证研究，以补充金融分权对TFP的影响研究。3理论分析与研究假设3.1金融分权Ⅰ对全要素生产率的影响机制在中央政府和地方政府的金融分权Ⅰ中，银行系统是最重要的分权阵地。这是因为我国金融市场起步较晚，发展并不完善，银行系统一直占据主导地位，因此，每一次银行系统的改革，都是不同政府主体间在金融资源方面的博弈。在中央政府放松部分金融权力时，地方政府主要是通过建立地方金融机构和干预银行信贷投放来控制金融资源，促进经济发展和TFP的提升。据此，本文提出如下假说：假说1a：金融分权Ⅰ促进全要素生产率的提升。3.2金融分权Ⅱ对全要素生产率的影响机制金融分权Ⅱ表示的是政府和市场间有关金融权力的划分，这种分权的表现形式就是金融市场化。资本市场的建立增加了企业融资渠道，特别是为中小企业的长期发展拓宽了融资渠道，增加了市场可支配的金融资源，使市场在金融资源分配中的地位进一步提高，使得金融资源流向技术、效率更好更高的领域，有利于TFP的提高[7]。据此，本文提出如下假说：假说1b：金融分权Ⅱ促进全要素生产率的提升。4研究设计4.1模型设定本文构造个体、时间双固定的固定效应模型进行研究。式（1）、式（2）分别是检验金融分权Ⅰ和金融分权Ⅱ对全要素生产率影响的基本回归方程，具体如下：TFPit=α+α1fin1it+α2pgdpit+α3cityit+α4fedit+α5humit+λｉ+ηｔ+εit

（1）TFPit=β+β1fin2it+β2pgdpit+β3cityit+β4fedit+β5humit+λｉ+ηｔ+εit

（2）式中，i表示省份；t表示年份；TFPit表示全要素生产率；fin1it表示金融分权Ⅰ水平；fin2it表示金融分权Ⅱ水平；pgdpit、cityit、fedit、humit是本文的控制变量，分别表示人均GDP、城镇化率、财政分权和人力资本质量；λi表示个体固定效应；ηt表示时间固定效应；εit表示随机误差项。4.2数据说明本文收集了2000-2018年中国30个省份（除台湾、香港、澳门、西藏）的相关数据，并在此基础上计算了2001-2018年中国30个省份的TFP和金融分权水平，这些原始数据来源于《中国城市统计年鉴》《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》和EPS数据库等。第一，被解释变量：全要素生产率。本文采用DEA-Malmquist指数法测算全国30个省份的全要素生产率增长率tfpch。以2000年为基期，设2000年的全要素生产率为1，计算得到2001-2018年我国30个省份的全要素生产率TFP。第二，解释变量：金融分权Ⅰ和金融分权Ⅱ。本文使用全国各地银行贷款占比来衡量金融分权Ⅰ，占比越大，说明地方政府可支配的金融资源越多，金融分权Ⅰ水平越高。本文使用规模以上非国有工业企业与规模以上工业企业的利息支出之比来表示金融分权Ⅱ，占比越大，说明非国有企业可利用的金融资源越多，金融分权Ⅱ水平越高。第三，控制变量：人均GDP、城镇化率、财政分权和人力资本质量。人均GDP（pgdp），以2000年为基期，用各省实际GDP总量除以各省总人数得出各省人均GDP。城镇化率（city），用各省城镇人口占总人口的比重代表城镇化率。财政分权（fed），用各省财政支出占全国财政支出的比值衡量财政分权。人力资本质量（hum），用劳动人口的平均受教育年限来衡量。平均受教育年限=（6×小学毕业人数+9×初中毕业人数+12×高中和中专毕业人数+16×大专及以上学历毕业人数）/总劳动人口数。5实证结果分析5.1基准回归分析本文根据上文构建的固定效应回归模型，利用Stata15进行实证分析，具体回归结果如表1所示。从实证模型的结果来看，金融分权Ⅰ和金融分权Ⅱ均与TFP显著正相关，这说明金融分权显著促进了TFP的提升。在探究金融分权的两个层次对全要素生产率的影响时，本文发现金融分权Ⅰ对TFP的促进作用较大，金融分权Ⅱ的促进作用较小。这是因为地方政府在地方建设中拥有信息优势，能够将金融资源投入更适合本地的更高水平的经济建设中，提高经济增长质量，促进TFP的提高。而市场虽然也会自发地将金融资源流向更高效的经济领域，推动技术创新和技术进步，提高TFP水平，但同时也会在回报率的驱动下，盲目扩张，积累风险，从而抑制TFP。因此，金融分权Ⅰ的促进作用比金融分权Ⅱ大。但总的来说，金融分权Ⅰ水平和金融分权Ⅱ水平的提高，均显著促进了全要素生产率的提升。假说1a和假说1b均得到验证。在控制变量中，人均GDP和TFP显著正相关，说明经济发展水平对TFP存在较大的影响。城镇化率和TFP显著负相关，表明城镇化率的提高不利于TFP的提升，这可能是因为城镇化过程中，经济发展更多地依靠廉价劳动力，而不是技术创新和效率提高。财政分权和TFP显著负相关，表明财政分权抑制了TFP的提高，这可能是因为地方政府在“政绩锦标赛”的压力下，比起经济发展质量，更注重与自己考核成绩相关的经济发展速度，从而抑制了TFP。人力资本质量和TFP显著正相关，说明人力资本质量越高，技术改革、技术创新的能力就越强，从而推动TFP的提高。5.2稳健性检验为了检验回归结果的可靠性，本文采用更换解释变量、剔除部分样本地区两种方法进行稳健性检验。5.2.1更换解释变量本文对解释变量金融分权Ⅰ和金融分权Ⅱ进行更换。金融分权Ⅰ使用各省地方金融机构从业人员总数/各省金融从业人员总数表示（fin1'），因地方金融机构从业人员总数统计时间的限制，故检验时间区间为2005-2018年；金融分权Ⅱ使用各省金融市场交易总额/各省GDP表示（fin2'），分别进行回归。回归结果如表2的列（3）、列（4）所示。表2"稳健性检验结果在表2的回归结果中，全要素生产率与金融分权Ⅰ、金融分权Ⅱ均显著正相关，且置信度高。在更换解释变量后，回归结果的影响方向与基本回归基本一致，且均显著，因此，基准回归结果是可靠的。5.2.2剔除部分样本地区本文剔除了经济相对发达的北京、天津、上海、重庆和经济相对落后的内蒙古、新疆、宁夏、广西共计8个地区，对剩下22个省份的面板数据重新进行回归。剔除部分样本地区后的回归结果如表2的列（5）、列（6）所示。在表2的回归结果中，全要素生产率和金融分权Ⅰ、金融分权Ⅱ同样显著正相关。在剔除部分样本数据后，得到的回归结果的影响方向与基本回归基本一致，且均显著，说明基本回归结果是可靠的。6结论与建议本文探讨了金融分权的内涵，从理论上分析了金融分权对全要素生产率的影响效应，并提出研究假设。本文通过实证检验发现，金融分权Ⅰ、金融分权Ⅱ均与全要素生产率显著正相关，表明金融分权能够有效促进全要素生产率的提升，对推动经济高质量发展具有显著作用