金融结构与经济高质量发展

刘智勇，储燕焰

(南京审计大学 经济学院，江苏 南京211815)

一、引言

十九大报告指出，我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。由于一国的金融发展与经济增长密切相关(Goldsmith[1]，1969)，因此经济高质量发展也必然要求有相应的现代金融体系与之契合。在我国经济快速发展的过程中，金融结构也经历了巨大变化。从经济体系中流动的金融资产比例来看，2000—2016年间，银行存贷款占总金融资产的比重呈波动下降趋势，由67.6%降至51.4%，而股票市场交易总额占总金融资产的比重则呈波动上升趋势，从32.4%增加到48.6%。那么，金融结构的这种变化对经济发展质量的影响怎样？另一方面，金融结构与金融中介(银行)及金融市场(股票市场)发展水平密切相关。十九大报告提出“深化金融体制改革，增强金融服务实体经济能力，提高直接融资比重”。2019年政府工作报告也强调“改革优化金融体系结构，发展民营银行和社区银行……提高直接融资特别是股权融资比重”。那么，金融中介和金融市场发展水平是否对金融结构的作用发挥具有调节效应？本文旨在通过研究金融结构与经济高质量发展之间的关系来解答上述两个重要问题。

理论上，依据储户和企业对金融中介和资本市场的依赖程度(Fohlin[2]，2012)，可以将金融体系分为市场主导型和银行主导型。对于究竟是市场主导型金融结构还是银行主导型金融结构更有利于经济增长，已有实证研究的结论并不一致。Levine[3](2002)的研究表明银行和金融市场对经济增长的影响没有明显区别。Allen[4]等(2017)的研究则显示，发达国家传统银行对经济发展的贡献效应呈下降趋势，而金融市场更能展现其优势。张成思、刘贯春[5](2015)、Liu和Zhang[6](2018)、杨俊、李之民[7](2015)的研究也支持市场主导型金融结构有利于经济增长(质量)的结论。陈雨露、马勇[8](2009)、Baum[9]等(2011)、Ujunwa[10]等(2012)等的研究则得出银行主导型金融结构更有利于经济长期增长的结论。其他一些学者则发现金融结构(银行结构、融资结构)只有和经济结构的内容和要求相匹配时，才会有利于经济的发展和增长(林毅夫[11]等，2009)；发达国家的银行和股票市场与经济增长之间存在着显著的相关关系,但二者对经济增长的影响系数非常小，发展中国家的银行和股票市场与经济增长之间存在着显著的正相关关系,且银行发展对经济增长的促进作用要大于股票市场发展(李怀、韩瑞[12]，2009)。

综上所述，关于金融结构与经济增长关系的现有研究主要采用实证检验来判别何种金融结构更有利于经济增长，这为本文研究提供了方法论基础，但是其不足之处在于：第一，尚未结合经济高质量发展的具体要求，从理论上分析金融结构对经济高质量发展的影响；第二，基本上没有研究金融中介和金融市场发展水平对金融结构作用发挥的调节效应，而这是分析应如何调整金融结构的重要途径。鉴于此，本文首先从理论上阐述金融结构对经济高质量发展的影响，然后基于中国省际面板数据就二者的关系进行实证检验，可能的贡献在于：其一，结合经济高质量发展的要求，从理论上分析了金融结构通过资本配置效率、技术创新和产业结构对经济高质量发展的影响；其二，在实证检验金融结构对经济发展质量的影响时，引入了金融中介和金融市场对金融结构作用发挥的调节效应分析，这有助于把握调整金融结构的具体路径。

二、理论分析

由高速增长转向高质量发展，是进入新时代后我国经济发展的突出阶段性特征。要推动经济高质量发展，必须坚持质量第一、效益优先，应切实转变发展方式，转换发展动力，优化经济结构。具体来说，就是要提升资本等要素的配置效率，实现经济增长方式由粗放型向集约型转变，要使创新成为经济发展的主要动力，不断提高全要素生产率，应大力推动产业结构优化升级。由于金融结构(金融市场和银行部门的相对规模)对资本配置效率、技术创新和产业结构具有至关重要的影响，因此金融结构对经济高质量发展的影响主要体现在以下三个方面。

其一，金融结构通过资本配置效率影响经济高质量发展。金融结构变化会影响居民和企业的储蓄和投资行为，从而影响资本配置效率和经济高质量发展。① 促进储蓄向生产性投资转化。在经济系统内，储蓄能够形成资本，高储蓄率有利于资本积累，但单纯追求高储蓄率会影响资本的有效配置。徐丽芳[13]等(2017)认为金融发展与国民储蓄率之间是“倒U”型的关系。在金融市场发展的初级阶段，随着金融行业的发展，储蓄率会上升；当金融市场发展到一定阶段，融资约束放宽，居民和企业投资有了更多的选择，储蓄率就会处于下降趋势。我国存在过度储蓄现象，大量存款并未有效地转化为投资。近几年，我国国民储蓄率下降明显，这与金融市场的发展有关。事实上，随着金融市场改革的推进和金融市场的进一步发展，家庭和企业的融资约束逐渐放松，企业的融资渠道进一步畅通，这有利于促进大量过度储蓄转化成生产性投资，使资金尽可能向高收益率的行业流动。② 提高资金配置效率。资金配置效率可从融资效率和资金监管效率两个方面进行衡量。融资效率受到融资成本、时效、融资主体自由度、资金利用率等因素的影响。由于市场化运作是金融体系发挥功能的重要前提，如果不按市场化方式配置资金，那么资金很可能流向效率不高的部门或产业。虽然我国一直以间接融资为主，但间接融资效率并不高(刘伟、王汝芳[14]，2006)。随着金融市场的发展和完善，一方面融资的中介成本和交易成本逐步降低，资金供求双方更加紧密的联系也有利于资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监管等方面工作不断加强，这都有助于提高直接融资的效率和资金的总体配置效率。

其二，金融结构通过技术创新影响经济高质量发展。在现代经济发展中，技术创新越来越被各国重视，我国也致力于实施创新驱动战略，大力提高自主创新能力，以推动经济高质量发展。企业在产品创新升级上需要加大研发力度，而研发资金和固定资产投资的增加都需要外部融资的支持，因此融资渠道会影响企业的技术创新升级。技术创新具有高风险、高成本特征，银行因为高标准的监管，对不确定性较高的研发创新活动审查效率低，企业往往很难及时地从银行获得所需资金；但金融市场能提供比银行更完备的风险管理，对风险产业接受度更高，而且金融市场也倾向于投资多样化的产业。因此，相比于银行，金融市场具有更强的创新推动作用(龚强[15]等，2014)。而且，随着自主创新能力的不断增强，一国或地区的技术与世界技术前沿的差距趋于缩小，具有更大不确定性的原始技术创新活动越加重要，金融市场发展对其技术创新的重要性也就愈益凸显。

其三，金融结构通过产业结构影响经济高质量发展。新兴产业尤其是战略性新兴产业发展是推动经济高质量发展的重要动能，金融结构变化能够通过将落后产业的资金向新兴产业配置来推动产业结构升级。相对于传统产业，新兴产业具有技术知识密集、存在大量不确定性等特点，代表了新一轮科技革命和产业变革的方向，其发展有赖于大量的资金投入以开展研发创新等活动，这往往超出了企业自有资金范围，迫切需要外部融资支持。由于新兴产业发展过程呈现出投资的长期性和不确定性特征，银行受制于风险管控等约束，只能为新兴产业的发展提供有限的融资支持。而金融市场因具有投融资双方“风险共担、利润共享”、定价市场化、服务多层次等机制特点和优势，能够为依赖长期投资且不确定性较高的新兴产业的发展提供更加有力的融资支持。因此，金融市场发展对推动新兴产业发展和产业结构升级至关重要。

三、模型设定、变量和数据来源

(一)模型设定

为了实证检验金融结构对经济发展质量的综合影响①，基于陈诗一、陈登科[16](2018)的研究，本文构建如下基准回归模型：

(1)

其中：pgdp为实际人均GDP(2000年不变价)，用以衡量各地区经济发展质量(陈诗一、陈登科，2018)；fs代表金融结构，fs2为金融结构的二次项；Z为一系列影响经济发展的控制变量；εit是误差项；i表示地区，t表示年份。

金融结构与金融中介和金融市场发展水平密切相关，那么金融中介和金融发展水平对金融结构的作用发挥具有什么样的调节效应？为了探讨这一问题，本文在式(1)的基础上引入金融中介及金融市场发展水平与金融结构的交互项，得到以下计量模型②：

(2)

其中，bank代表金融中介发展水平；market表示金融市场发展水平；其他变量与式(1)相同。εit是误差项；i表示地区，t表示年份。

(二)变量和数据来源

构建规范、严谨的金融结构指标是研究金融结构与经济发展质量关系的重要前提。在众多有关金融结构的文献中，李健、贾玉革[17](2005)构建了系统的金融结构指标体系，分别从微观、中观和宏观层面的多个角度对金融结构进行考察③。林毅夫[18]等(2003)采用Maksimovic[19](2000)的方法，将金融结构定义为股市交易总量与银行向私人部门的贷款额之比，张成思、刘贯春(2015)、尹雷[20](2014)、姚耀军、李明珠[21](2013)等也采用了类似做法。杨子荣、张鹏杨[22](2018)、谭小芬[23]等(2019)借鉴Levine(2002)的思想，分别从银行和股票市场的规模、活跃度、效率这三个维度对金融结构进行了衡量。基于数据的可获得性，本文将我国沪深股票市场交易总额与银行贷款余额的比值作为金融结构(fs)的测度指标，由于银行贷款和股票交易额代表了金融资金的流动，因此这一指标能更好地反映这两种融资方式的活跃度(林毅夫等，2003)。fs数值越大，表明金融体系越偏向金融市场。

对于金融中介发展水平和金融市场发展水平，分别使用银行存贷款余额占GDP的比重、股票市场交易总额占GDP的比重表征。为了缓解遗漏变量偏误，本文在模型中引入了一系列对经济发展有重要影响的控制变量，具体包括：投资率(inv)，采用资本形成总额占GDP的比重表示；通货膨胀率(inf)，采用居民消费价格指数增长率衡量；就业水平(emp)，选取就业人员数；教育水平(edu)，使用6岁及以上人口的平均受教育年限来度量。计算人均受教育年限时，小学、初中、高中(含中专)、大专以上受教育程度人口的受教育年限依次设为6年、9年、12年、16年；政府规模(gov)，采用财政支出占GDP的比重表示。

股票市场交易总额、银行存贷款余额数据来源于wind数据库；人均GDP、GDP、人均GDP指数、GDP指数、资本形成总额、居民消费价格指数、就业人员数、6岁及以上人口各级教育程度人口比重数据来源于《中国统计年鉴》。表1列出了各变量的统计描述。

表1 变量统计描述

四、实证结果分析

为减少模型的内生性偏误，沿袭张军、金煜[24](2005)等的做法，本文将模型中随时间变化的解释变量取滞后一期后进行回归。固定效应检验结果显示，存在地区固定效应，因此使用固定效应模型。首先，基于全国样本数据估计式(1)和式(2)，分析金融结构对经济发展质量的影响，估计结果报告在表2中。

表2第(1)列和第(2)列报告了式(1)的估计结果。第(1)列中金融结构fs的系数显著为正，表明金融结构与经济发展质量是正相关关系。为了验证金融结构与经济发展质量之间是否存在非线性关系，在第(2)列中加入了金融结构的平方项fs2，结果显示fs2的估计系数显著为负，同时fs的估计系数依旧显著为正，表明从全国来看，金融结构与经济发展质量之间是非线性的倒“U”型关系。由于我国当前金融结构水平基本处于倒“U”型曲线顶点对应的金融结构水平的左边(我国当前金融结构的平均值为1.26，倒“U”型曲线顶点对应的金融结构值为9.5)，因此应继续提高金融结构水平，以促进经济高质量发展。

表2金融结构对经济发展质量的影响(全国)

解释变量(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)

续表

解释变量(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)常数项-2.546∗∗∗(0.508)-2.418∗∗∗(0.499)-2.151∗∗∗(0.536)省虚拟变量是是是固定效应检验F值(P)53.99[0.0000]56.76[0.0000]56.67[0.0000]调整的R20.94650.94970.9502样本数480480480

注：圆括号内为稳健标准误；方括号内为相应检验的P值；固定效应检验用于检验是否存在地区固定效应；“*”“**”“***”分别表示在10%、5%、1%水平上显著

表2第(3)列为式(2)的估计结果，fs的系数显著为正，fs2的系数显著为负，同样证实了金融结构和经济发展质量之间的倒“U”型关系和现阶段提高金融结构水平有利于提升经济发展质量这一结论。如前文所述，为了分析金融中介发展水平和金融市场发展水平对金融结构与经济发展质量之间关系的调节效应，我们在式(1)的基础上加入金融中介机构发展水平(bank)和金融市场发展水平(market)与金融结构(fs)的交互项，从估计结果看，fs*bank的系数不显著但为负，fs*market的系数则在5%的水平上显著为正，表明金融市场发展水平对金融结构的作用发挥具有显著的正向调节效应，而金融中介发展水平的调节效应虽然不显著但是为负。因此，当前应主要通过发展金融市场来提升金融结构水平，并借此强化金融结构对经济发展质量的促进作用，而金融中介发展的重点应放在提升服务质量上。这从一定程度上为当前我国防范系统性金融风险，促进股市健康发展，提高直接融资比重的决策提供了实证支持。

其他控制变量的估计系数在5%的水平上显著，就业水平、教育水平、投资率与经济发展质量都显著正相关，与预期一致。我国的通货膨胀率对经济增长具有显著的正影响，即经济中存在“托宾效应”，虽然通货膨胀会引起经济的波动，但一定范围内的通货膨胀在短期内会促进经济发展。政府规模的扩大与经济发展是负相关，这是由政府消费对消费结构、生产结构的不协调影响所致。

其次，基于东中西三大地区样本数据估计式(1)和式(2)，以分析金融结构对经济发展质量影响的地区差异。基于全国样本数据的实证分析表明，金融中介和金融市场发展水平不同会影响金融结构，进而影响经济发展质量。我国区域间金融发展水平存在较大差异，东部地区金融中介和金融市场发展水平均较高，而且近年来金融市场发展水平提升很快，开始超过金融中介发展水平；中西部地区尤其是西部地区金融中介和金融市场发展水平则相对较低，而且金融中介发展水平高于金融市场发展水平。因此，有必要进一步分东中西三大地区探讨金融结构与经济发展质量之间的关系。表3列出了按东部、中部、西部地区分别对式(1)和式(2)进行估计的结果。

从表3可以发现，东部地区金融结构(fs)的估计系数始终为正，金融结构二次项(fs2)的估计系数始终为负，且均在1%的水平上显著[见第(1)～(3)列]，表明东部地区金融结构与经济发展质量之间是倒“U”型的非线性关系，且金融结构处在能促进经济发展质量提高的区间。从第(3)列的估计结果可知，fs*bank的估计系数显著为负，fs*market的估计系数显著为正，表明虽然东部地区金融结构的提高对经济发展质量提高起到正向促进效应，但是金融中介发展水平的提高削弱了金融结构的正向促进效应，而金融市场的发展水平的提高加强了金融结构的正向促进效应。这表明我国东部地区以银行为代表的金融中介机构的发展处于相对饱和状态，金融市场的发展更能推动经济高质量发展。

对于中部地区而言，fs的估计系数始终显著为正，fs2的估计系数不显著[见第(4)～(6)列]，表明中部地区金融结构与经济发展质量之间不存在显著的非线性关系，但是金融结构能显著地提升经济发展质量。在第(6)列中，尽管fs2、fs*bank、fs*market的系数不显著，但是对fs、fs2、fs*bank、fs*market的系数进行联合F检验，结果表明它们对经济发展质量的影响在1%的置信水平下是显著的，fs*bank的系数为负，fs*market的系数为正，表明中部地区应主要通过金融市场发展来强化金融结构对经济发展质量的正向效应。

从西部地区估计结果来看，第(7)、第(8)列中fs的估计系数显著为正，fs2的系数显著为负；第(9)列fs的系数为正，fs2的系数为负，fs*bank、fs*market的系数也都为正，但是都不显著，对它们的系数进行联合F检验，结果显示它们在1%的置信水平下还是显著的。这表明金融结构对西部地区经济发展质量具有一定的促进作用，事实上，西部地区的金融发展水平大大低于中西部地区，这在很大程度上限制了金融结构的作用发挥。从fs*bank和fs*market的估计系数看，二者均为正，但前者小于后者，表明西部地区应通过金融市场比金融中介更快的发展来增强金融结构对经济发展质量的正向效应。

表3 金融结构对经济发展质量的影响(东中西部地区)

注：圆括号内为稳健标准误；方括号内为相应检验的P值；固定效应检验用于检验是否存在地区固定效应；“*”“**”“***”分别表示在10%、5%、1%水平上显著

从各地区控制变量的估计系数可知：物质资本和人力资本是各地区经济发展质量的重要影响因素；政府规模与经济发展质量总体上显著负相关；东部地区通货膨胀率的影响显著为正，表明东部地区经济存在更为明显的“托宾效应”；相对于西部地区，东中部地区就业水平的正向效应更为明显。

五、结论与政策建议

我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，而经济高质量发展离不开相应的金融体系与之契合。鉴于此，本文就金融结构与经济发展质量之间的关系进行了理论分析与实证研究。理论分析表明，金融结构能够通过资本配置效率、技术创新和产业结构影响经济高质量发展。采用股票市场交易总额与银行贷款余额的比值作为金融结构的测度指标，基于30个省份2000—2016年面板数据的实证研究显示：① 从全国总体来看，金融结构与经济发展质量之间是倒“U”型非线性关系，当前的金融结构能够显著地提升经济发展质量，即金融市场在金融体系中相对重要性的上升有利于经济发展质量的提升。金融中介发展水平对金融结构作用发挥的调节效应虽不显著但为负，而金融市场发展水平的调节效应显著为正。② 从东中西三大地区来看，金融结构与经济发展质量之间的关系存在显著的地区差异。东部地区金融结构与经济发展质量之间是倒“U”型的非线性关系：金融结构水平的提高对经济发展质量提高起到正向促进效应；但是金融中介发展水平的提高削弱了金融结构的正向促进效应，而金融市场发展水平的提高则强化了金融结构的正向促进效应。中部地区金融结构与经济发展质量之间不存在显著的非线性关系；但是金融结构能显著地提升经济发展质量。金融中介发展水平对金融结构作用发挥的调节效应为负，金融市场发展水平的调节效应为正。金融结构对西部地区经济发展质量具有一定的促进作用。金融中介和金融市场发展水平对金融结构作用发挥的调节效应均为正。据此，为了推动我国经济高质量发展，本文提出如下政策建议：

第一，深化金融市场改革，大力推动金融市场发展，提升直接融资比重。本文实证研究结果表明，当前的金融结构对经济发展质量具有显著的正效应，金融市场发展水平能够强化这种正效应，而金融中介发展水平的调节效应虽不显著但为负。因此，应在提升金融中介服务质量的基础上，通过大力发展金融市场来提升金融结构水平，并借此强化金融结构对经济发展质量的促进作用。为此，需要放松金融市场管制，减少公司上市的行政性选择行为，并构建完善、有效的资本市场体系，同时应加快制定和完善金融监管法律法规，提高金融监管效率，促进金融市场健康发展。

第二，各地区应采取差异化调整路径来提升金融结构水平。本文实证研究结果显示，金融结构与经济发展质量之间的关系存在显著的地区差异。因此，各地区只有采用差异化金融结构调整路径，才能助推经济高质量发展。具体来说，由于东中部地区金融中介发展水平对金融结构作用发挥的调节效应为负，东中部地区应在注重提升金融中介服务质量的基础上，通过大力促进金融市场发展来提升金融结构水平，并借此强化金融结构对经济发展质量的正向效应。而对于金融市场和金融中介发展水平均较低的西部地区，应通过金融市场比金融中介更快的发展来提升金融结构水平，以增强金融结构对经济发展质量的促进作用。

注 释：

① 金融结构能够通过资本配置效率、技术创新和产业结构影响经济高质量发展，但金融结构变化通常指金融市场和银行部门相对规模的变化，因此其综合影响需要通过实证来检验。

② 式(1)虽然可以分析金融结构fs对经济发展质量的影响，但不能明确金融结构的调整路径。比如，将fs定义为股票市场交易总额与银行贷款余额之比，当fs系数为正时，fs增大能够提升经济发展质量。但fs增大，既可以是股票市场交易总额增大，银行贷款余额减小，即金融市场发展水平提高，金融中介发展水平下降所致，也可以是金融市场发展水平和金融中介发展水平同时提高，但前者提高更快所致，因此有必要引入交互项。

③ 该金融结构指标体系包括：①金融产业结构，分别构建了银行业、证券业、保险业的市场份额结构、所有制结构、区域结构、业务结构以及收入结构；②金融市场结构，主要包括货币市场结构和资本市场结构；③金融资产结构，即货币结构和非货币性资产结构；④融资结构，分别构建了企业、政府和居民这三个部门的直接融资结构和间接融资结构；⑤金融开放结构，即外资和国内在金融机构数、各项金融资产总额、融资额等方面的比例。在实证分析中，许多学者构建的金融结构指标属于融资结构中的企业融资这一项。