民间金融对经济高质量发展影响的实证研究

沙春枝，李富有

(西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061)

一、问题提出

当前，中国经济已迈入高质量发展模式的新时代，但“三农”问题、城乡及区域经济发展差异大、创新发展动力不足、环境污染严重和资源匮乏等仍然是制约中国经济高质量发展的重要问题。发展民间金融可以为解决“三农”问题提供重要的融资支持，为中小企业提供有效资源，推动绿色、创新科技产业的发展，提高资源配置效率，且对中国产业结构的调整和金融市场的完善也有重要作用。然而民间金融规模庞大且不受金融系统监管控制，其存在会削弱央行和政府的宏观调控能力和政策效果，如果管理控制不当，会大幅增加金融市场的风险，危害社会稳定。高质量发展背景下民间金融的经济效应到底如何？作用渠道是什么？厘清民间金融与经济高质量发展的关系，探明民间金融对经济高质量发展影响的作用机理，科学认识高质量发展背景下民间金融的经济效应就显得尤为重要。

现有文献主要聚焦于民间金融与经济发展之间关系的研究。多数学者研究认为，作为金融体系重要组成部分，民间金融的经济功能十分显著。Xia Jiang在研究中国农村非正规金融时指出，中国非正规金融有经济效益，机构效益以及各类风险[1]；Sara Hsu认为中国的非正规金融对金融市场的深化有正向效应，对促进经济增长不可或缺，在短期和长期之内将继续占有重要地位[2]；Shoubin和Peizhou提出非正规金融广泛存在于发达和发展中国家，尽管形式多样但运行的机理基本一致。非正规金融对于中国宏观经济越来越重要，政府应结合区域特点，选择适合的非正规金融模式以及监管体系[3]。Hans Degryse等通过实证证明了非正规金融与小型公司高增长率的相关性，并且确定了非正规金融与正规金融对于促进小型公司提高销售增长率的互补效应，提出对于小型公司，充分利用正规金融的可扩展性和非正规金融的信息优势是最佳策略[4]；而沈红丽认为非正规金融对家庭创业绩效的作用非常有限[5]。潘彬等选取地区民间借贷综合利率指数作为代理指标，通过VAR模型实证分析，证明了民间金融的发展对于经济增长有显著影响，同时也会显著影响通货膨胀[6]。Franklin Allen等将非正规金融分为建设性非正规金融以及地下金融，通过实证分析得出建设性非正规金融与企业发展正相关，并且证明了非正规金融与正规金融之间的互补性[7]。Besley和Levenson通过研究台湾地区家庭的耐用消费品的积累速度与家庭参与一种典型的民间金融组织轮会(Roscas，Rotating Savings and Credit Association)的关系，说明了非正规金融对于经济发展的重要作用[8]。Kellee Tsai通过调查发现，1998年中国民营企业仅从正规金融机构获得的贷款仅占其使用资金的0.4%，所以Kellee Tsai提出民营企业在1994—2001年的快速发展主要是由于非正规金融的资金支持[9]。虞群娥等认为由于正规金融繁杂的贷款政策和程序加大交易成本，借贷双方的信息不对称问题和国有商业银行的逆向选择问题使得市场失灵，这些情况都为民间金融与中小企业共生提供环境基础。民间金融以多样性的贷款额度和期限、灵活性的交易方式与关系型贷款解决信息不对称等比较优势为多种金融体系的共生性问题提供了解决方案的制度基础[10]。Jules Kounouwewa通过研究16个非洲国家1 559家公司的数据，发现这些公司59.65%的外源性融资来自正规金融，40.35%来自非正规金融，其中29.73%的公司完全依赖于非正规金融融资[11]。杨涛认为民间金融的存在有其合理的基础，在目前中国金融业的基本格局较为稳定的背景下，民间金融作为一种次优选择，服务了中小民营企业的发展，支持了最具活力的民营经济发展。同时由于民间金融的效率和服务水平不断提高，给整个金融行业创造新的活力，有效地促进中国金融体制改革与发展[12]。徐攀、潘煜双研究说明了长三角地区中心企业的融资效率会因为中小企业集群、民间金融介入而提高，因此引导民间金融阳光化、规范化发展对于解决中小企业融资难题、促进中小企业发展具有重大实践意义[13]。

通过对现有文献的梳理发现，学者在研究民间金融与经济发展关系方面取得丰富成果，但很少有学者研究民间金融对经济高质量发展的影响，也没有学者关于民间金融对经济高质量发展影响的作用机理进行分析。基于此，本文着重研究民间金融与经济高质量发展的关系，探明民间金融对经济高质量发展的影响效应，对于中国制定相关民间金融和宏观经济政策具有重要的理论和现实意义。

二、民间金融对经济高质量发展的影响分析

(一)民间金融对经济高质量发展的作用机理分析

以民营中小企业为主的中国民营经济在改革开放以后得到快速的发展，为推动中国经济高速发展做出了重大的贡献，但受到各种因素的限制，中小企业的主要融资渠道是民间金融，因此，民间金融对经济高质量的发展必然具有重要作用。

第一，民间金融通过投资路径实现经济高质量发展。由于高新技术产业具有高投入、高风险、期限长的特征，一般情况下需要大量资本要素的投入以及金融服务的支持，然而目前许多处于初创期的高新技术企业规模较小、资金链薄弱、可抵押的资产少，正规金融机构不愿面临高风险对该类企业进行贷款，许多科创型中小企业缺乏科技研发和技术创新的投资资金，从而导致创新受阻，而民间金融可以依靠信息优势和密切关注追踪等途径较为全面的掌握中小企业创新的风险和可能的收益，向中小企业高新技术创新投资提供融资资金，从而使得中小企业融资进行技术革新的渠道更加通畅，进而促进科技开发、成果转化和高新技术产业成长。更重要的是，高新技术产品存在的“网络外部性”和“技术溢出效应”会通过传统产业的投资带动和结构优化，实现推动地区产业结构的升级。在创新驱动下，中国经济可以进一步实现产业链升级，产业结构优化，经济发展质量进一步提升。

第二，民间金融通过消费路径实现经济高质量发展。在二元经济体制的影响下，中国农村和城镇的发展被长期割裂开来，居民收入差距的主要部分就是城乡收入差距。阻碍经济高质量发展的一个重要问题就是城乡收入分配差距大、发展差距大[14]。城乡经济发展不平衡已经成为制约中国实现全面建成小康社会、提升经济发展效率与质量的瓶颈问题。由于向低收入群体提供金融服务、在经济欠发达地区开展金融活动的成本和风险较高，正规金融倾向于将这部分人群和地区排斥在外。民间金融尤其是小额信贷则以低收入人群为主要服务对象。随着中国政府对农村以及贫困地区的各项补助政策和基建投资，农村居民的人均可支配收入不断地提高，个性化消费、信息消费以及绿色消费逐渐成为新的消费理念，民间金融可以满足其不断改善的消费结构，主要体现在消费需求的变化以及商品供求的变化。人们对医疗卫生、文化娱乐、教育旅游等方面的支出占比逐年提升，而对基本的生活物质方面的需求占比不断下降。新的消费结构必然会使传统的、落后的、过剩的产业被淘汰，加快高效率、高科技、绿色节能产业的孕育和发展，促使产业结构转型升级、经济质量提升。

第三，民间金融通过对外贸易路径实现经济高质量发展。根据商务部外资统计数据的显示来看，从2004年开始，中国的出口企业中，民营企业日益成为出口的重要力量。自中国2001年加入世贸组织开始，中国民营企业出口所占比重逐年提高，并在2006年开始持续高于国有企业出口额。基于新贸易理论，从理论上看流动性充足的企业融资约束较少，能够克服进入出口市场的沉没成本，从而更容易出口。对于中国而言，世界银行投资环境调查表明：在进行调查的80个样本国家中，中国是融资约束最严重的国家，80%的民营企业将融资约束视为企业发展的主要障碍，因此，融资约束对于中国民营企业出口的发展尤为重要。但在中国存在所有制信贷歧视的情况下，正规金融机构的贷款存在政治上的主从次序，中小企业难以获得充足的贷款额度，有的甚至无法获得贷款。作为正规金融辅助的民间金融可以弥补这一不足，将资金投入到高效率的中小企业，缓解由于信贷歧视造成的民营企业出口对外源融资的依赖性。同时，由于外源融资依赖程度较高的行业多为资本技术密集型行业，因此通过民间金融对所有制信贷歧视现状的改变最终将可能进一步带来民营企业出口商品结构的升级，实现产业结构的转型升级，促进经济高质量发展[15]。

(二)民间金融对经济高质量发展影响效应的存在性检验

1.模型设定

就本文而言，自变量即民间金融发展水平，因变量为高质量发展指标。在中介变量选择方面，中介变量为民间金融对高质量发展的影响路径，本文从需求侧出发予以分析，中介变量选择消费、投资和对外贸易。

在此基础上，为探究民间金融发展影响经济高质量发展的作用路径，本文构建多元中介效应模型如下：

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

其中，被解释变量highit为高质量发展指标；中介变量invrit、conrit、traderit分别为投资水平指标、消费水平指标以及贸易水平指标；核心解释变量ifirit为民间金融发展水平；Xit为控制变量，包括正规金融发展水平(fir)、外商直接投资(fdir)、政府科技支出(tecr)、政府教育支出(edur)、市场化程度指数(market)以及地区真实经济增长率(grpr)；εit、uit、vit为随机扰动项。

表1 中介效应回归变量说明表

2.变量选择

(1)被解释变量

为全面反映经济高质量发展的诸多侧面，力求做到全面、准确、客观，本文从经济增长效率、经济增长结构、经济增长稳定性、社会福利变化与成果分配、生态环境和社会发展6个子系统对各省(市、区)高质量发展进行测算，进而采用主成分分析法构建高质量发展指标highit。以下对于部分指标的计算方式和数据的统计进行说明。

首先，在经济增长效率指标中，采用随机前沿分析方法(Stochastic Frontier Analysis)对全要素生产率和技术效率进行测定，与别的方法相比(如数据包络分析DEA)，这种方法可以在一定程度上识别和排除中国不断改革过程中的短暂冲击，也可以弱化数据测量误差对估计结果的影响。在具体估计中，产出变量为以2000年为基期的实际国民生产总值，并使用目前研究中普遍采用的永续盘存法对于物质资本的存量进行估计。经济增长效率指标中的其他指标，资源配置率 = 投资增长率/GDP增长率，这个指标反映了经济增长过程中部门的协调程度以及对于投资的有效利用程度，此处投资数据使用的是全社会固定资产投资数据。资本生产率是一定时期内(一年内)单位资本存量的产出，计算公式为资本生产率=GDP/资本存量，公式中的资本存量为实际资本存量(以2000年为基期的固定资产投资价格指数对于名义固定资本形成总额进行调整得到)。劳动生产率=GDP/就业总人数，用来衡量劳动生产能力和效率的指标。

第二，在经济增长结构指数中，工业化率为工业增加值占全部生产总值的比重。第一、第二、第三产业比较劳动生产率= 第一、第二、第三产业产值比重 / 第一、第二、第三产业就业比重，反映的是各产业生产总值和各产业就业人数的匹配程度和结构。投资消费结构中，消费率又被称为最终消费率，指的是一定时期内，居民个人消费和政府消费的总和与当年GDP的比值。城乡发展指标中，二元对比系数 = 农业比较劳动生产率/非农业比较劳动生产率；二元反差指数则为非农产业产值比例与非农产业劳动力比例之差的绝对值[16]。

第三，在测度经济稳定性的指标中，消费者物价指数用1999年为基期的居民消费价格指数进行测量，生产者物价指数则用1999年为基期的工业生产者出厂价格指数进行测量。经济波动系数 = (本期经济增长速度/前一期经济增长速度)-1，经济波动系数反映了经济增长稳定性的强弱，较大的经济波动系数代表了较差的经济增长稳定性。一般正负50%之内的经济波动系数表明了经济运行较为平稳。在计算经济增长速度时使用剔除通货膨胀的实际GDP增长速度，以期分离价格波动对经济波动的影响。

第四，在社会福利分配经济指标中，泰尔指数 (Theil index) 是用来度量城乡收入差距的指数，具体计算方法为：

(7)

其中，Tt为t时期的泰尔指数，i=1，2分别代表城镇和农村，Iit为t时期城镇或农村的可支配收入，It为城镇和农村的总收入，Pit为t时期城镇或农村的常住人口，pt为总人口。

此处共统计了2000—2017年共18年的数据，数据包括全国数据和28个省或市的数据，三级指标共有35个，数据来源有《中国统计年鉴(1999—2018)》《中国人口和就业统计年鉴(2001—2017)》《中国财政年鉴(2001—2017)》《中国金融统计年鉴(2017)》《中国能源统计年鉴(2017)》，以及各省份地方统计年鉴(2000—2018)和各省份统计公报。具体的指标体系见下表：

表2 经济发展质量评价指标体系

(2)核心解释变量

本文的核心解释变量为民间金融发展水平ifirit。金融发展水平由美国经济学家戈德史密斯提出，戈德史密斯给出的FIR=金融资产总额/GDP，因此民间金融发展水平也可以用民间金融规模与该地区生产总值的比值表示。其中，全国省际2000—2017年民间金融规模运用经济金融相关系数法计算的。

(3)控制变量

首先，考虑到民间金融对正规金融的补充关系，研究民间金融对经济高质量发展的影响，必然需要控制正规金融对经济高质量发展的影响。借鉴张杰等人的做法，本文采用存款与贷款之和与地区生产总值之比来表示各地区正规金融发展水平。其次，改革开放以来，外商直接投资不仅一直是中国资本供给的重要组成部分，其技术外溢效应还有力的推动了中国的生产技术进步和产业升级，因而有必要考虑外商直接投资对高质量发展的影响，本文使用各地区外商直接投资额与该地区的生产总值之比来表示。再次，财政支出在中国经济中始终扮演重要导向型作用，在考虑影响高质量发展因素时需要纳入财政支出变量。然而由于财政支出涉及范围较广，直接纳入并不能反映政府对经济高质量发展的重视程度，还会引起财政支出与宏观经济环境指标的共线性问题，因此本文分别采用科技支出和教育支出占财政支出的比例来反映财政支出对高质量发展的影响。最后，经济高质量发展离不开良好的宏观经济环境和制度环境。良好的宏观经济环境为经济高质量发展提供了充足的资源保障，而良好的制度环境则保证了高质量发展过程中资源在各部门之间的配置效率。参考已有文献，宏观经济环境用地区生产总值实际增长率表示，具体方法为各地区当年地区生产总值环比指数减100；制度环境用各地区市场化程度指数的年增长率表示，市场化指数来源于《中国市场化指数报告》。由此，本文选取的控制变量包括正规金融发展水平(fir)、外商直接投资(fdir)、政府科技支出(tecr)和政府教育支出(edur)、市场化程度指数(market)以及地区真实经济增长率(grpr)。

(4)数据来源与说明

本文利用万得(wind)数据库、中经网数据库、中国统计年鉴、各地区统计年鉴以及金融运行报告和《中国市场化指数》对研究样本数据进行了搜集，考虑到数据可得性的限制，最终形成了中国大陆除西藏、北京、重庆外28个省份2000—2017年的年度省际面板数据，并借助Excel和stata15.1对数据进行了整理和分析。被解释变量经济高质量发展指数和核心解释变量民间金融发展规模水平指标为本文作者手动测算整理而成。

3.变量描述性分析

在回归分析前，需要先对样本数据进行描述性统计和相关性分析，以检验数据是否存在异常值，检验本文所选取的自变量之间是否存在明显的共线性问题。相关样本数据进行描述性统计和相关性分析如下表所示。

表3 全国层面样本数据描述性统计

表4 变量相关性分析

注：*、**、***分别表示10%、5%和1%显著性水平下显著，下同。

从描述性统计表中可以看出，除教育支出变量(tecr)标准差接近均值外，其余变量的标准差均明显小于均值，表明本文的样本数据没有极端值情况(如表3所示)。从表4中可以看出，本文所选取的解释变量之间相关性系数均不超过0.7，因此可以认为变量间不存在明显的共线性问题。样本数据的描述性统计和变量相关性分析表明，本文所选取的样本数据质量较好，后续回归结果具有客观可靠性。

4.回归结果分析

在进行中介效应回归分析时，考虑到被解释变量及中介变量的路径依赖特性及遗漏变量问题，本文采用广义矩估计(GMM)方法，在解释变量中放入被解释变量的一阶滞后，以控制历史因素对当期被解释变量的影响；同时考虑到高质量发展与民间金融发展以及正规金融之间的“回路效应”(即双向因果关系造成的内生性问题)，又将民间金融发展水平指标(ifir)和正规金融发展水平指标(fir)作为内生变量，以求得到更为准确客观的结果。GMM估计方法包括差分GMM和系统GMM两种形式。相比差分GMM，系统 GMM 可以解决弱工具变量问题，提高估计效率，因而本文选择系统 GMM估计法。使用系统GMM的前提是模型扰动项不存在自相关以及工具变量设定合理，因此在分析结果前，需要对二者进行检验。这两项检验可以分别通过AR(2)和 Sargan统计量来实现，其原假设分别为模型残差项不存在二阶自相关且所有工具变量均有效。以对不同路径经济重要性进行比较为目的，本文在回归分析前对所有变量数据进行了标准化处理。回归结果如下表所示。

表5 全国层面全样本中介效应回归分析结果

注：表中第(1)列反映了自变量对因变量的总效应；第(2)～(4)列反映了自变量对中介变量的影响；第(5)列反映了中介变量对因变量的影响，以及自变量对因变量的直接效应。圆括号中为系数对应的t值。

表5反映了全国层面全样本民间金融发展对经济高质量发展的中介效应回归结果。针对系数联合显著性的wald chi2检验p值均为0.00，说明本文模型设定有效；针对SYS-GMM回归有效性的检验中，各列Sargan和AR(2)的检验结果均说明不能拒绝“扰动项的二阶差分项不存在序列自相关”的原假设，因此本文的SYS-GMM回归结果有效。

从总效应层面来看，经济高质量发展指标high对民间金融发展水平ifir的系数为0.155，在1%的检验水平上显著为正，表明民间金融发展对经济高质量发展存在净正向影响，民间金融确实能够促进经济高质量发展。而民间金融的直接效应系数为-0.018，且在10%的显著性水平上没有通过显著性检验，说明此处的中介效应是完全中介效应。

从中介效应层面来看，投资水平变量invr对民间金融发展水平变量ifir的回归系数为0.059，在5%的检验水平上显著为正，经济高质量发展指标high对invr的回归系数为0.409，在1%的检验水平上显著为正，因此民间金融通过提高投资水平促进经济高质量发展的路径显著存在，其中介效应大小为0.024，即民间金融发展水平每增加1个标准差，将通过提高投资水平而促进经济高质量发展指标提高0.024个标准差。消费水平变量conr对ifir的回归系数为0.015，在10%的检验水平上没有通过显著性检验，high对conr的回归系数为0.631，在1%的检验水平上显著为正，因此民间金融发展影响经济高质量发展的消费路径是否存在需要进一步进行Sobel检验。Sobel检验的p值为0.352，因此民间金融通过消费影响经济高质量发展的路径并不存在，其原因在于虽然消费水平的提高能够促进经济高质量发展，但样本期间内民间金融难以有效促进消费水平的提高。贸易水平变量trader对ifir的回归系数为0.058，在1%的检验水平上显著为正，而high对trader的回归系数并不显著，因此民间金融影响高质量发展的贸易途径也需要进行Sobel检验。Sobel检验的p值为0.266，检验结果表明，贸易的中介效应并不存在，其原因在于虽然民间金融的发展能够促进贸易水平的提高，但样本期内贸易水平的提高并不能有效促进经济高质量发展。这或许是因为长期以来，中国的对外贸易主要以加工贸易为主，产业科技含量低、高污染、高能耗，难以为经济高质量发展做出贡献。由此，在全样本回归分析中，民间金融影响高质量发展的路径仅限于投资路径。

从与正规金融对高质量发展影响的对比来看，正规金融的总效应为0.387，在1%的检验水平上显著，其大小约为民间金融总效应的2倍。另外，正规金融的直接效应为0.234，在5%的检验水平上显著，说明除了投资、消费和贸易三个路径外，正规金融还有影响经济高质量发展的其他路径。就中介效应而言，正规金融对高质量发展的影响路径包括投资和消费，其中投资路径的中介效应为0.022，略小于民间金融通过投资路径对高质量发展的影响；而正规金融还可以通过提高消费水平促进经济高质量发展水平，其中介效应为0.017。而无论民间金融还是正规金融，均不能通过贸易路径影响经济高质量发展水平。因此，就全样本回归而言，民间金融对经济高质量发展的影响程度较小，影响路径较为单一；正规金融对经济高质量发展的影响程度较大，且影响路径较为多元。

可见，从回归结果看，民间金融仅能通过投资路径对经济高质量发展产生影响；相较而言，正规金融则可以通过投资和消费路径影响经济高质量发展。而无论民间金融还是正规金融，均不能通过贸易路径影响经济高质量发展水平。

5.稳健性检验

为保证回归结果的稳健性，此处将民间金融发展水平重新定义为民间金融规模的年增长率(ifgr)，并对其进行标准化，进而对中介效应进行重新回归分析，发现上述主要结论无实质性变化，限于篇幅，此处未予列示。

表6 全国层面民间金融影响经济高质量发展的中介路径分析

注：a代表中介变量对自变量变量的回归系数，b代表因变量对中介变量的回归系数，a*b代表中介效应。

三、研究结论与政策建议

本文以中国大陆(除西藏、北京、重庆)28个省(市、区)2000—2017年的年度省际面板数据为样本，采用中介效应模型实证分析了民间金融对经济高质量发展影响的作用机理。研究发现，民间金融仅能通过投资路径对经济高质量发展产生影响；相较而言，正规金融则可以通过投资和消费两个路径影响经济高质量发展，但是无论民间金融还是正规金融，均不能通过贸易路径影响经济高质量发展水平。依据研究结论，提出如下政策建议。

第一，促进中小企业融资，提升创新驱动力。民间金融通过为中小企业提供资金，一方面，实现了资金更为有效的配置，另一方面，通过为中小企业的研发融资，推动中小企业进行科研创新或者推动中小企业向低碳绿色企业转型，进一步提升中国企业的创新能力，推动产业向技术含量高、创新性强、绿色低碳的方向发展，实现产业结构升级，推动经济高质量发展。同时，创新驱动不足、环境资源问题严重也是限制经济高质量发展的重要障碍，数据显示，近2万亿元全国融资性担保机构提供的贷款担保主要是对中小微企业的经营性贷款担保，弥补了正规金融机构由于中小微企业缺乏抵押资产、信用信息不对称问题严重而难以满足中小微企业资金需求的市场空白。而且在这些融资性担保中，为科技创新和新农村建设方面的经营性贷款的担保占比较大，而为高污染、高能耗的资源性的行业和房地产行业提供的担保金额占比较小。

第二，鼓励建立民间金融服务型机构，实现融资渠道的多元化。由于缺乏充足的固定资产作为担保和抵押物，中小企业很难获得正规金融机构的贷款，而多种民间金融服务中介的发展可以为中小企业提供丰富多元的融资渠道。例如担保公司可以为中小企业提供担保，提高其资信等级，典当行可以接受动产抵押贷款，小额贷款公司则主要以中小微企业为服务对象，可以为这些企业提供经营性等周转贷款。专业的民间金融服务机构与个体之间的民间借贷相比，可以提供更为全面、质优专业的金融服务，同时也降低了中小企业贷款融资的门槛，从根本上解决了中小企业贷款难的突出问题。

第三，引导民间集资向风险投资发展，为高科技产业、绿色产业的中小企业提供资源。民间集资较为原始的风险投资的形式，但与专业的风险投资机构相比，民间集资没有足够的风险控制能力，完善的管理机制，也没有专业的筛选投资优质项目的能力和规范流程，难以有效地将风险资本进行配置投资。所以应引导民间集资向专业的风险投资发展，尤其是加大对于科技含量高、绿色低碳产业的投资和关注，并且由专业的基金经理进行运作与经营，不但可以降低风险，同时也可以引导大量的民间资本投向高新技术、绿色环保产业，有效推动中国经济结构和产业结构的转型。